統計學標準差范文

序論：在您撰寫統計學標準差時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。

第1篇

【關鍵詞】蛭黃血通膠囊;大黃精提片;質量標準;薄層色譜;高血壓;臨床觀察

【中圖分類號】R927.1 【文獻標識碼】A 【文章編號】1006-1959(2009)09-0073-01

隨著我國中藥事業的發展,醫藥管理的進一步深化,醫院制劑品種的質量標準也在提高。蛭黃血通膠囊和大黃精提片均為我院研制的自制制劑。蛭黃血通膠囊由大黃、何首烏、水蛭等3味中藥組成。大黃精提片處方中主藥是大黃。兩者聯合應用有活血、清熱、解毒、降血脂之功效,適用于治療高脂血癥、高血壓、肥胖癥、心血瘀阻、瘀阻腦絡引起的胸痹、眩暈等心腦血管疾病。經多年臨床實踐證明,有良好的療效。據統計目前在中國城市人口中,每8個成年人中至少就有1人患有代謝綜合癥。高血壓、高血脂、高血糖和肥胖成為了引起心血管疾病的高危因素,同時又被稱為“死亡四重奏”。而根據2004年11月份國務院公布的數字顯示,高血壓病例一億六千萬,高血脂1億六千萬,迫切需要我們給予足夠的重視。根據傳統中醫理論和現代研究,結合臨床,分析兩種藥物合并應用治療高血壓的藥理作用,有效成分的性質,從而最終達到治愈疾病的目的。另外由于該制劑只有一般性狀和常規檢驗,無定性定量質量檢驗方法,為了有效控制蛭黃血通膠囊和大黃精提片的內在質量,提高質量標準,我們采用TLC法[1]分別對制劑中的主要藥物大黃進行定性鑒別,收到良好效果。

1 儀器、樣品與試劑

1.1 蛭黃血通膠囊、大黃精提片:本院制劑。

1.2 試劑: 均為分析純。

1.3 儀器: ZF一90型暗箱式紫外透射儀(上海顧村電光儀器廠);CQ―6型超聲波(上海滬超超聲波儀器公司);硅膠G板(青島海洋化工廠)。

2 定性鑒別

大黃的TLC鑒別:供試品溶液的制備:取本品50g加甲醇100ml超聲處理40min,濾過,取濾液至約40ml,水浴蒸干加水5ml使溶解在加鹽酸1ml,置水浴中加熱30min,立即冷卻,用乙醚分2次提取,每次20ml,合并乙醚液蒸干,殘渣加氯仿1ml使溶解,作為供試品溶液。對照液藥材的制備:取大黃酸[2](中國藥品生物制品檢定所生產)加甲醇制成每1ml含1mg溶液。陰性對照溶液的制備[3]:按處方比例制成缺大黃的樣品,按供試品溶液的制備方法制成陰性對照溶液。分別吸取上述溶液各4μl,點于同一硅膠G薄層板上,以石油醚(30~60℃)―甲酸乙酯―甲酸(15∶5∶1)為展開劑。展開,取出,晾干,噴以氫氧化鈉試液,在105℃加熱至斑點顯色清晰。在供試品色譜中,在與對照品色譜相應的位置上顯紫紅色的斑點,陰性對照無相應的斑點。

3 結論

3.1 蛭黃血通膠囊主要成分采用以上方法鑒別可以收到理想的效果。 本鑒別方法科學可靠易行,具有準確性、實用性和可操作性,使蛭黃血通膠囊的質量標準得以提高。實驗結果表明,用TLC法鑒別蛭黃血通膠囊的主要成分:大黃專屬性強,可以作為該制劑的質量監控,有效控制產品質量。

3.2 大黃精提片采用上述TLC法鑒別制劑中的主要成分大黃作為該制劑的質量監控。

4 藥理作用

水蛭,活血化瘀;何首烏,用于補肝腎,益精血;大黃,瀉活解毒、積滯腹痛、降血脂。蛭黃血通膠囊與大黃精提片兩藥共奏能使血壓下降,大黃醇或水提取物可明顯降低血清總膽固醇,動物實驗表明,藥用大黃及掌葉大黃浸劑、酊劑及大黃素皆有降低血壓作用,大黃的活性物質白藜蘆醇能抑制膽固醇吸收;大黃中的兒茶素等能降低毛細血管通透性,增加內皮致密性,限制有害脂質的進入,從而降低血液粘滯度,提高血漿滲透壓,這種稀釋血液的功能,可以減少脂質的沉積。由于大黃還能增加膽汁分泌,促進膽汁排泄,使膽固醇在腸內被還原成類固醇排出體外的數量增加。蛭黃血通膠囊與大黃精提片兩藥中的大黃均為醇提取。人體的生命活動是以體內陰陽、臟腑、氣血為依據的,陰陽臟腑氣血平衡,人體才會健康無病,不易衰老,壽命才能得以延長?，F今社會,由于物質生活水平的提高,飲食不知節制,膏粱厚味、脂醇充溢者日多,而致腸肥腦滿、形豐體胖、氣血壅滯,以致造成高血壓、高血脂、等。另一方面營養過剩,代謝廢物增多,留于腸內的廢物和毒素可引起自身中毒,招致早衰和導致疾病。

5 臨床應用

近幾年來我們在臨床的高血壓的治療中,觀察患者的癥狀發生有以下幾種原因:①環境因素(高鹽飲食和精神應激)引起。②肥胖癥、高血糖、高血脂引起。③長期大量飲酒、吸煙、缺乏體力活動和寒冷刺激等。④妊娠和婦女更年期等都可引起。肥胖者[5]患高血壓的機會比正常人高2～4倍。

5.1 對象、方法:我們為88例高血壓患者服用蛭黃血通膠囊和大黃精提片:口服均每日3次,一次3粒,飯后服用。年齡在43～68歲,平均56歲,以中老年人居多。血壓最高達 180/120mmHg,最低 140/90mmHg。病程最短1年,最多8年,既往史有不同程度的先兆癥狀。

藥物治療過程中不驟?；蛲蝗怀返裟骋凰幬?除非有毒性反應。輕度高血壓治療1～3個月后,中度高血壓治療2～4周后,如血壓未能控制在140/90mmHg以下,則可加大藥物劑量或加用另一降壓藥,必要時改用降壓藥,把血壓控制在130/80mmHg以下。輕度高血壓經治療血壓正常達半年以上,可予停藥觀察。中、重度高血壓經治療后舒張壓維持在90mmHg左右達半年之久,可停用一種藥物,或減少一種藥物的劑量。對停藥或減量的患者,應定期隨訪,堅持非藥物治療, 如減肥、控制體重、低鹽飲食、戒煙酒、適當體育運動以及做氣功、打太極拳等等,如發現血壓再度升高,應重新開始治療,根據血壓程度和治療反應及時調整藥物和劑量,以獲得最佳療效。

5.2 療效判定標準:以癥狀改善程度為療效判定標準分為痊愈、有效、無效三種。痊愈:治療后癥狀消失63例,占71.6%。有效:自覺癥狀及體癥部分消失,癥狀明顯減輕者21例,占23.8%。無效:自覺癥狀及體癥無明顯改善,癥狀稍減輕者5例,占5.7%治愈率為71.6%?？傆行?4.3%

5.3 結果與結論:在88例患者中,未用降壓藥73例;15例加用西藥,但西藥用量較前明顯減少。

本研究觀察蛭黃血通膠囊和大黃精提片等綜合治療高血壓88例,對患者的高血壓具有較好療效。充分顯示了兩藥依靠它們本身的多種成分,通過多種途徑、多個環節,多靶點地作用于人體而產生有利于機體的綜合效應。

6 討論

隨著人們生活水平的提高,高血壓發病率正在逐漸增加,將成為21世紀人類的殺手。高血壓更是中老年人的常見病和多發病。而西藥治療不良反應大,容易引起副作用。故如何采取中藥治療并防治其并發病癥,應當引起我們進一步的關注。

蛭黃血通膠囊與大黃精提片聯合應用能使血漿滲透壓增高,促使細胞外液向血管內轉移,血液黏度隨之降低,從而使血液稀釋,血液流動加速起了擴充血容量,解除微循環障礙,恢復組織和細胞正常代謝的作用。蛭黃血通膠囊并用大黃精提片治療高血壓,經臨床療效驗證,治愈率高,療效好深受醫患人員的歡迎,值得進一步研究推廣。

參考文獻

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第2篇

（陜西學前師范學院，陜西 西安 710100）

摘 要：平均差優于標準差這一觀點一直以來都存在一定支持者，但仔細分析不難發現這一觀點根本不能成立。從計算方式、數學關系、敏感性和正態分布下的換算公式推導四個方面對標準差與平均差展開研究，可以得出以下結論：第一，標準差與平均差有著統一公式和數學關系。第二，平均差計算過程有低估變異性問題。第三，平均差難于動搖標準差在統計學中的重要地位。

關鍵詞 ：統計學；平均差；標準差

中圖分類號：O212文獻標識碼：A文章編號：1673-260X（2015）08-0003-02

1 問題的提出

標準差與平均差都是人為構造出來，使用統計學手段，反映統計樣本或總體的離散程度的統計指標。一般來說，標準差在實際應用中要比后者廣泛一些。多數國內統計學教材在編寫時對兩者采取了平行介紹的方式進行處理，并從實用角度出發，偏重介紹應用更廣的標準差，并認為平均差計算存在不便。對此，十余年來一直有學者提出反駁意見，認為平均差優于標準差，相關論文和著作較多但觀點較為相似，試總結如下：

（1）認為在數字計算時，平均差計算不存在乘方和開方計算，計算量低于標準差，由此認為平均差更簡便，并使用例題舉證；

（2）從自己的實際工作經驗出發，發現標準差計算結果往往大于平均差，由此提出觀點，認為標準差存在高估變異性的問題，并使用例題舉證；

（3）從測量離差一般水平的思路出發，進而認為標準差是平均差的代替，所以標準差不如平均差；

（4）認為在高性能計算機大量普及的情況下，平均差即使有計算不便，但兩者在計算上的差異是可以被忽略的，使用哪種區別不大。

由以上觀點，進一步得出了平均差優于標準差，并且應當大力推廣平均差的結論。

2 平均差優于標準差的觀點不能成立

對于此種觀點，筆者作為一名從事高校統計學教學的教師，委實不敢茍同，現將以上所列論點進行逐條分析：

（1）對于平均差計算更簡便的問題，上述論證只能說明平均差在進行具體數字的手工算術計算時計算量要小于標準差，而對代數計算只字不提，對于具體數字來說，絕對值計算不需要討論正負問題，當然計算量要小，但對于不涉及具體數字的代數計算來說，絕對值的討論當然要復雜一些。平均差計算更簡便的觀點只在算術領域成立，在代數領域難以成立。

（2）標準差計算結果往往大于平均差是一個實際計算觀察的結果，而且也確實符合實際情況，后面筆者也會對此進行代數證明。但是標準差計算結果大于等于平均差這一現象其實無法得出標準差存在高估變異性的問題的結論，只能說明兩者對變異性的測量存在差異，到底是標準差高估了變異性還是平均差低估了變異性，這一現象是不足以說明的。

（3）與其說是標準差代替了平均差，不如說是由于標準差的優點獲得了廣泛使用，變異指標的意義在于衡量分布的變異性，并不是說越接近離差的一般水平變異指標就越好。

（4）即使在高性能計算機大量普及的情況下，平均差與標準差的差異也是不能忽視的。首先是標準差函數可導，平均差函數不可導，這一區別導致兩者在微積分處理上存在巨大差異。其次，標準差對應的是二階矩，對所有平方可積的函數適用，平均差對應的是另一種范數，其適用函數的空間不同于平方可積函數的空間。而平方可積函數的空間具有許多更好的性質。平均差與標準差函數的可導性和可積空間上有很大差異，沒有了導數存在且連續的標準差，大量的數學推導都無法展開，所以建立在標準差基礎上的數理統計體系很難使用平均差代替。因此平均差與標準差的差異不光在算術計算上，更重要的是在數理推導上的差異，而后者與計算機性能的高低并沒有太大關系。

綜上所述，認為平均差優于標準差的觀點無法成立。

3 平均差與標準差的數理關系分析

3。1 平均差與標準差的計算方式的聯系

平均差和標準差的計算方式都是以離差概念為基礎的，離差是單項數值與平均值之間的差，公式可寫作，離差是一個向量，其絕對取值代表了單項數值偏離平均值的程度，正負號代表了單項數值偏離平均值的方向，如果想要構造一個衡量總體變異性的統計指標，使用離差來作為構造的基礎是很自然的選擇，但是也很容易證明，由于離差取值的方向性，其數學期望恒為零。因此，取消離差的正負號后再來構造統計指標才有意義，從這個角度出發，我們可以構造出方差和標準差兩種指標，即和。前者是離差平方的數學期望，后者是離差絕對值的數學期望，而方差本身計算出來的指標要比統計量高一階，所以可以對其求平方根進行標準化，就得到了標準差。由此可見，平均差和標準差的計算方式存在著密切聯系，其中，平均差的計算公式可以轉化為，而標準差的計算公式可以轉化為，所以，平均差和標準差的計算公式可以統一為：，其中平均差為該統計量取一階的結果，標準差為該統計量取二階的結果。因此，平均差和標準差應當看作同源、同類但不同階的統計量，不存在誰是誰的替代品的問題。

3。2 平均差與標準差的相互關系

在得出平均差與標準差的一般公式之后，我們可以看出兩者的計算過程存在比較緊密的關聯，但兩者呈現的數量關系卻無法直接顯現，前面提到，實際數據觀察似乎支持標準差大于等于平均差的觀點，但直接對兩者進行相減的話，絕對值號又影響了進一步的討論。但是，既然平均差和標準差都大于等于零，如果可以證明標準差的平方即方差與平均差的平方之差大于等于零，其實也就證明了標準差大于等于平均差。計算如下：，所以標準差確實大于等于平均差，其中只有在離差絕對值的方差等于零時兩者相等。但這一結果不能說明標準差高估了變異性，前面的證明可以看出，方差之中包含了平均差包含的所有用離差反映的變量值的變異性信息之余，還包含了離差本身的變異性信息，進一步來說，既然方差可以被分解為變量值的平均差的平方與離差絕對值的方差之和，那么離差絕對值的方差也可以被分解為離差平均差的平方與離差的離差絕對值的方差之和，由此可以形成一個關于平均差的無窮級數，而這一無窮級數之和收斂于變量值的方差。由此可以看出，其實方差包含了變量值各級離差的平均差所反映的所有變異性，而且這些變異性之間不存在重復計算問題，而標準差正是方差的標準化，所以，并非是標準差高估了變量的變異性，而是平均差只測量出了變量值包含的所有變異性的一部分。

3。3 平均差函數與標準差函數對變異性敏感程度的比較

如果從平均數的角度觀察平均差函數與標準差函數，不難發現其中的一些區別，平均差函數可做如下變化：A.D.=，可以看出平均差函數即離差的簡單算術平均數，離差的大小并不影響其權重，所以對于平均差來說，極端變量值的變異性被同等看待了。而標準差可做如下變化：，可以看出根號內的公式可以看成以離差本身大小為權重的加權算術平均數，所以越極端的變量值會被給予越多的關注，這一點更符合人們對于數據變異性的直接感覺。可以直觀的構造如下兩組數說明這種區別：1，1，0，-1，-1和2，0，0，0，-2，兩者擁有相同的均值0和平均差0。8，但直觀感覺前者的變異性較小，如果使用標準差，則前者標準差為0。89，后者為1。26，就有效的衡量出了這種變異性。

3。4 在正態分布下平均差與標準差的取值討論

如假設X服從正態分布，，則有，由此可以看出，在正態分布下，平均差與標準差的取值存在穩定的倍數關系。同理其實不難證明，在參數確定的特定分布下，平均差與標準差的取值都存在該分布特有的穩定關系。至于是否可以在具體數字計算時結合這種穩定關系，使用平均差估算標準差，還有待后續研究證明其可靠性。

4 總結

由以上分析可見，標準差與平均差是有著統一公式和數學關系的兩種變異指標，并不存在排他性問題，其中平均差在具體數字計算時有一定優勢，但不利于代數運算和數學推導，同時平均差在計算變異性時存在信息損失低估變異性的問題，因此難于動搖標準差在統計學中的重要地位。

參考文獻：

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第3篇

關鍵詞：標準差；室內質控；方法

室內質量控制是指實驗室的工作人員采用一系列統計學方法，判斷檢驗報告是否可以發出，以及排除質量環節中導致不滿意因素的過程，其主要目的是控制測定工作準確性，提高常規工作中天（批）內和天（批）間標本檢測的一致性[1]。室內質量控制的方法很多，本文對比了兩種方法設置標準差，具體情況如下。

1 材料和方法

1.1 儀器和試劑 日立7180全自動生化分析儀及相應配套的各項目檢測試劑，正常值質控物和校正物由英國朗道公司提供，進行天冬氨酸氨基轉移酶（AST）、丙氨酸氨基轉移酶（ALT）、堿性磷酸酶（ALP）、尿酸（BUA）、鈣（Ca）、膽固醇（CHOL）、肌酸激酶（CK）、肌酐（Creat）、直接膽紅素（DBIL）、乳酸脫氫酶（LDH）、鎂（Mg）、磷（P）、γ谷氨酰轉肽酶（γ-GT）、總膽紅素（TBIL）、三酰甘油（TG）、總蛋白（TP）、尿素（Urea）、α羥丁酸脫氫酶（α-HBD）、葡萄糖（GLU）的室內質控。

1.2 方法 每天用日立7180全自動生化分析儀及各項目相配套的檢測試劑，對質控品進行上述各項目的測定，以2012年2～7月份的累計均值作為2012年8月份的靶值和標準差，另一種方法是均值不變，以CLIA’88允許誤差的三分之一推導出的標準差為標準差。兩種不同的標準差設置方法均建立1evey-Jennings質控圖，每天結果做levey-Jennings質控散點圖，以West-gard多規則（13s、22s、R4s、41s、7tr、10）作為失控規則進行質量控制，比較兩種不同的標準差設置方法的質控結果。

1.4 統計學方法 采用SPSS13.0統計軟件進行統計分析，采用卡方檢驗，P

2 結果

2.1 兩種方法失控例數比較 見表1。

2.2 兩種方法警告和失控次數比較 見表2。

3 討論

正確可靠的臨床檢驗結果報告是臨床醫生診治病人的重要科學依據，如果病人樣本檢測結果不準確，或導致醫生判斷失誤，造成嚴重的醫療事故[2]。室內質控是室間質評的基礎，只有保證了室內質控結果的精準，才能更好的開展室間質評。本文通過研究，匯總各項數據如下：用實際標準差方法得出的質控結果相對而言失控項目、失控數據、失控次數更多，結果具有統計學意義（P

參考文獻：

第4篇

【關鍵詞】 進展性卒中； 血壓變異參數； 相關性

中圖分類號 R743.2 文獻標識碼 B 文章編號 1674-6805（2015）22-0142-03

doi：10.14033/ki.cfmr.2015.22.082

進展性卒中（PIS）也稱之為進展性缺血性卒中，患者發病之后，其神經功能缺損癥狀會隨著時間的變化呈現階梯狀加重趨勢或逐漸加重。血壓變異參數（BPV）是反映血壓指標的主要參數，目前人們已將其作為鑒別血壓真值和血壓晝夜節律的一項獨立反映血壓波動的重要指標。經相關研究發現，血壓變異參數和PIS之間關系密切，但有關兩者之間的相關性還沒有明確報道[1]。為探討血壓變異參數與進展性卒中之間的關聯性，為臨床治療提供依據，本文選取筆者所在醫院收治的100例急性缺血性腦卒中患者作為研究對象，以便進一步分析進展性卒中和非進展性卒中患者在血壓計血壓參數方面的差異，現進行如下匯報。

1 資料與方法

1.1 一般資料

選取2012年1月-2014年1月筆者所在醫院收治的100例急性缺血性腦卒中患者作為研究對象，所有入選患者均符合世界衛生組織制定的缺血性腦卒中診斷標準，且經頭顱CT或MRI證實[2]。納入標準：（1）所有患者均被確診為急性缺血性腦卒中；（2）所有患者均在發病之后7 d內入院接受診斷和治療。排除標準：（1）病情危重或生命體征不穩者；（2）一直服用降壓或擴容類藥物者；（3）伴有心房纖顫、嚴重肝腎功能障礙、不全或既往曾有出血性卒中史患者。其中男60例，女40例，患者年齡42～85歲，平均（64.80±10.20）歲；按照患者實際情況分為進展性腦卒中組（40例）和非進展性腦卒中組（60例），對比兩組患者的一般資料，差異均無統計學意義（P>0.05），具有可比性。

1.2 方法

1.2.1 入選患者一般資料收集方法 研究開始前，先要收集入選患者包括性別、年齡以及是否存在高血壓、冠心病、糖尿病病史等信息在內的一般臨床資料。

1.2.2 收集患者病情資料 采用美國國立衛生院提出和研制的卒中量表（NIHSS）對全部患者的病情進行判斷，其中分值≥2分者為進展性卒中，根據患者各自不同的NIHSS評分，將其分為進展性卒中組合非進展性卒中組，所有患者每日測量血壓次數不低于2次，記錄兩組患者入院7 d內血壓值變化情況，選擇標準差對血壓變異參數進行表示，對比兩組患者在血壓和血壓變異參數方面的差異。

1.3 統計學處理

采用SPSS 16.0軟件對所得數據進行統計分析，計量資料用均數±標準差（x±s）表示，比較采用t檢驗；計數資料以率（%）表示，比較采用字2檢驗；采用Pearson分析兩組標準差和血壓均值，通過多因素Logistic回歸分析，P

2 結果

經過單因素分析，糖尿病史、冠心病史、高脂血癥史、患者年齡、既往腦梗死及血壓變異系數等諸多因素與進展性卒中之間具有密切關聯。進展性腦卒中組舒張壓為（88.72±12.34）mm Hg，非進展性腦卒中組舒張壓為（86.48±12.31）mm Hg，兩組患者舒張壓、收縮壓值比較，差異均無統計學意義（P>0.05）；兩組患者收縮壓標準差（10～20 mm Hg）頻數分布中，進展性腦卒中組收縮壓標準差為（10.5±3.5）mm Hg，非進展性腦卒中組收縮壓標準差為（6.5±1.2）mm Hg，差異有統計學意義（P0.05）。兩組收縮壓的標準差具有明顯的相關性（r=0.311，P

3 討論

近年來，隨著醫學科技的不斷發展和進步，很多臨床方面經驗豐富的專家、學者都普遍認為應該將血壓變異性、血壓晝夜節律、血壓真值三方面的內容涵蓋在血壓指標之中[3]。單純采用血壓真值表示患者的血壓指標是不全面的，這樣有可能與患者實際的血壓值產生偏離，使用血壓均值則可以很好的表示患者實際的血壓值。比較患者白晝及夜間血壓變化和下降程度則可得到血壓晝夜變化節律，血壓晝夜變化節律主要分為非杓型改變以及杓型改變兩種相關指標，若表現出杓型節律，則充分說明患者晝夜血壓節律變化基本處在正常水平，一旦出現非杓型改變則表示患者晝夜節律已經完全消失。很據有關研究報告分析結果顯示，患者心腦血管等重要靶器官之所以受到嚴重損傷，和非杓型改變之間具有密不可分的關系。

BPV（血壓變異性）主要是指在某一特殊時間段內，用來表示患者血壓波動程度的一項至關重要的標準，通常情況下是采用這一時間段內的血壓標準差和均數表示[4-5]。血壓變異參數會隨著人們年齡增長以及血壓升高而相應增高。據相關學者的研究報告結果顯示收縮壓最大值以及收縮壓變異相對來說是獨立于血壓均值而單獨存在的卒中因子[6]。就目前而言，BPV已經成為鑒別血壓真值和血壓晝夜節律的獨立血壓波動反映指標。研究發現BPV和急性缺血性卒中的發生發展之間密切相關，但此結論尚未得到證實，相關報道也比較少[7]。本文選取2012年1月-2013年1月筆者所在醫院收治的100例急性缺血性腦卒中患者作為研究對象，其中進展性腦卒中40例，非進展性腦卒中60例，患者入院之后，記錄兩組患者入院7 d內血壓值變化情況，選擇標準差以及血壓均值對血壓變異參數進行表示，對比兩組患者在血壓和血壓變異參數方面的差異。最后的研究結果可知對兩組患者舒張壓、收縮壓均值以及標準差等進行比較，差異無統計學意義（P>0.05）；但其收縮壓標準差（10～20 mm Hg）頻數分布差異有統計學意義（P0.05）。經過單因素分析發現，患者具有糖尿病史、冠心病史、高脂血癥史、患者年齡、既往腦梗死以及血壓變異系數等諸多因素與進展性卒中之間具有密切關聯。通過多因素Logistic回歸分析結果可知，血壓變異系數同進展性卒中表現出相關性。兩組患者收縮壓標準差（Sd）和平均數（Mean）呈現正相關。進展性卒中組患者舒張壓的標準差和平均數無相關性。由此能夠充分說明收縮壓變異情況和進展性卒中的發生發展之間存在密切關聯。但是國際缺血性卒中和短暫性腦缺血發作二級預防指南中還未明確具體的血壓目標值[8-9]。所以如何充分利用血壓波動性進一步阻礙急性腦卒中病情發展變化，還有待深入研究探討。

參考文獻

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第5篇

【關鍵詞】孕婦;步行;步態;胸部;骨盆;生物力學

ABSTRACT:fortablewalkingvelocity,amplitudesofpelvicandthoracicrotations,andtheircoordinationwerecomparedbetweenthetwogroups.ResultsComfortablewalkingvelocitywassignificantlyreduced.Therotationalamplitudesofpelvisandthoraxweresomewhatreduced,withsignificantlysmallerintraindividualstandarddeviations.AlsopelvisthoraxRelativeFourierPhasewasalittlesmaller;itsintraindividualstandarddeviationwassignificantlyreducedatvelocities≥1.06m/s.ConclusionThegeneralpatternofgaitkinematicsinpregnantwomenisverysimilartothatofnulligravidae.Pregnantwomenexperienceddifficultiesinrealizingtheharderantiphasepelvisthoraxcoordinationthatwasrequiredathigherwalkingvelocities.

KEYWORDS:pregnantwomen;walking;gait;pelvis;thorax;biomechanics

長期以來,人們一直認為妊娠影響孕婦的步態運動。Foti等研究發現,孕婦步行時跖屈的動量減少,髖關節外展的動量及骨盆的傾斜度均增加,骨盆的傾斜度的改變存在較大的個體差異[1]。Nagy等報道孕婦最舒適的步行速度顯著性降低,亦存在較大的個體差異[2]。但Foti等認為這種變化并無統計學意義,并發現懷孕對步長或步周期長無顯著性影響[1]。上述研究顯示,孕婦的步態發生改變,但研究結果并不一致。大約25%患有妊娠相關骨盆痛的孕婦和5%產后患者需要就診治療,重癥患者常常出現步行障礙[3]。對正常孕婦運動協調的研究可作為今后研究妊娠相關骨盆痛的步態運動的基礎。筆者研究懷孕對步行時水平面上骨盆和胸廓運動協調的影響,以期有助于從生物力學的角度進一步了解妊娠相關骨盆痛患者的步態運動。

1對象與方法

1.1對象選取年齡20～45周歲的健康未孕婦女(對照組)和健康孕婦(孕婦組)作為觀察對象。對照組13例,年齡中位數27歲(22～36歲),體質量中位數75kg(45～95kg),身高中位數172cm(157～190cm);孕婦組12例,年齡中位數32歲(30～38歲),體質量中位數76.5kg(67.5～89kg),身高中位數172cm(162～180cm)。

1.2方法

1.2.1儀器步行儀(BiostarGiant,荷蘭AlmereBiometrico公司);三維運動捕捉系統(Optotrak,加拿大NDI公司)。

1.2.2方法受試者以不同速度在步行儀上行走。骨盆、胸廓和足部的運動由三維運動捕捉系統光學鏡頭拍攝記錄。2組光學鏡頭位于受試者的身后。在受試者的胸背部第6胸椎棘突的位置和骶骨兩髂后上棘之間各有一輕金屬架,用尼龍束帶將金屬架固定其上,金屬架上有3個可發紅外光裝置,構成一個剛體。為了捕獲步行時足跟著地和足趾離地時的瞬間,在每側足跟和第五跖趾關節處各安裝一可發出紅外線的裝置。實驗裝置見圖1[4]。實驗開始時先讓受試者在步行儀上行走3～5min,接著步行速度從0.17m/s每間隔1～2min增加0.11m/s,至1.72m/s。步行過程中,測試受試者最舒適步行速度和最大步行速度。每個速度下的數據采集共30s,抽樣頻率為100Hz。

圖1測量步行時胸廓和骨盆運動的實驗裝置（略）

Fig1Experimentalsetupformeasuringthethoracicandpelvicmovementsduringwalking

1.2.3指標胸廓和骨盆的剛體在空間的運動代表各自的三維運動。設定剛體x、y、z軸的正方向為人體解剖位的前、上、左方位。通過計算xy象限上的反正切角度得出骨盆和胸廓在水平面上旋轉角度的時序。骨盆和胸廓的旋轉運動幅度(rotationalamplitude,RA)是從各自的運動時序上確定每一個步周期內最大與最小的角度差的絕對值。軀干的旋轉運動時序是將骨盆運動時序與胸廓的運動時序相減而生成。在每一速度下對骨盆、胸廓和軀干的所有步周期的RA進行計算,取均值,分別確定為骨盆、胸廓和軀干的RA,并計算各自標準差。

應用快速離散傅立葉變換計算公式計算出每個運動時序的連續傅立葉相的時序。骨盆和胸廓的傅立葉相差時序是由胸廓的傅立葉相時序與骨盆的傅立葉相時序相減而產生。運用圓周統計學計算出骨盆和胸廓運動的傅立葉相差(relativefourierphase,RFP)及其個體內標準差。若RFP為0,表示同相協調運動;若RFP為180°,則表示反相協調運動。

1.3統計學處理應用SPSS10.0軟件,采用方差檢驗,P<0.05為差別有統計學意義。

2結果

2.1步行速度正常孕婦的最舒適步行速度中位數1.06m/s(0.72～1.28)m/s,對照組為1.17m/s(0.83～1.50)m/s,2組比較差別有統計學意義(P<0.05)。

2.2骨盆和胸廓RA及其個體內標準差骨盆RA先是隨著步行速度的增加(0.94～1.06m/s)而逐漸減小,然后隨著步行速度的增加而逐漸增加(圖2A)。孕婦組和對照組骨盆RA分別為(9.1±福建醫科大學學報2008年5月第42卷第3期吳文華等：正常孕婦步行時骨盆與胸廓水平面的旋轉運動3.5)°和(7.7±3.2)°,其速度效應差別有統計學意義(P<0.05)。孕婦骨盆RA的個體內標準差較對照組減少(P<0.05),孕婦組和對照組的值分別為(1.3±0.4)°和(1.6±0.5)°(表1)。

圖2對照組和孕婦組在不同步行速度下各部位的旋轉運動幅度（略）

Fig2Rotationalamplitudesofthepelvis,thethoraxandthetrunkduringgaitatdifferentwalkingvelocitiesofthecontrolsubjectsandthehealthypregnantwomen

表1各變量的速度效應和組別效應（略）

Tab1Theeffectsofvelocityandgrouponthevariables(repeatedmeasuresANOVAs)

胸廓RA基本維持穩定而變化不大直至步行速度增至0.8m/s時,然后隨著步行速度的遞增而漸減少(圖2B)。經方差檢驗,速度的效應差別有統計學意義(P<0.05)。孕婦胸廓RA的個體內標準差比對照組減少(P<0.05)。孕婦組和對照組的均值分別為1.2°和1.7°,其速度效應差別有統計學意義(P<0.05)。

軀干RA是隨著行步速度的增加而遞增的(圖2C),孕婦的軀干RA較對照組約小1°,其速度效應有統計學意義(P<0.05),孕婦軀干RA的個體內標準差較對照組小(P<0.05),孕婦組和對照組的值分別為(0.7±0.3)°和(1.0±0.4)°,其速度效應有統計學意義(P<0.05)。在最舒適的步行速度下,孕婦骨盆和軀干RA較對照組小(P<0.05)。

2.3RFP及其個體內標準差

圖3對照組和孕婦組在不同步行速度下的傅立葉相差及其個體內的標準差（略）

Fig3Relativefourierphaseanditsintraindividualstandarddeviationbetweentransversepelvicandthoracicrotationsatdifferentwalkingvelocitiesofthecontrolsubjectsandthehealthypregnantwomen

2組RFP均隨著速度的增加而增加(圖3A),呈一條S形曲線,在速度為0.83,1.17m/s的區域內最為陡峭。孕婦的RFP較對照組小7°。其步行速度效應有統計學的意義(P<0.05)。RFP的個體內的標準差與速度的關系有點不規則(圖3B),隨著速度的遞增而增加,直至速度到達0.94～1.17m/s;接著是一個平臺或稍有點下降,在最舒適的步行速度時,達到最高值。孕婦的RFP的個體內標準差較對照組小(P<0.05),其速度效應差別有統計學意義(P<0.05)。

孕婦的孕周數與RFP的個體內標準差相關系數為－0.68,差別有統計學意義(P<0.05)。在最舒適的步行速度下,孕婦的RFP及其個體內標準差均比對照組小(P<0.05)。

3討論

3.1總體上孕婦的步態運動正常在2組中,速度對RA、骨盆胸廓RFP及其個體內的標準差的影響相似(圖2～3),由此得出結論,孕婦的步態運動從總體上講是正常的。懷孕和行走本身就具有高度的相容性,從進化學的角度而言,這并不難理解[5]。盡管如此,孕婦的最舒適的步行速度明顯的下降,RA變小,尤其是在最舒適的速度下骨盆和軀干RA的減少具有顯著性差異。他們的個體內標準差減少,具有統計學意義。骨盆和胸廓RFP變小,在最舒適的速度下具有顯著性差異,其個體內標準差變小,在快速行走的速度下(≥1.06m/s),這種差別有統計學意義。孕周數與此個體內的標準差呈顯著性負相關。孕婦必須適應懷孕的改變,比如體質量的增加。本研究揭示在孕婦身上發生了輕微但是連貫一致的運動學變化,這點與以往文獻報道的有所不同[12]。

3.2孕婦骨盆胸廓旋轉運動的RFP孕婦選擇在低速下步行不能用節約能量的觀點來解釋,因為當步行速度低于(或高于)最舒適的速度時,須消耗更多的能量[5]。盡管如此,低速行走獲得了更多時間來對微擾進行反應[6],這也許是孕婦由于額外的載荷或本體覺受干擾而選擇低速行走的原因,目的是為了避免出現快速步行時的運動協調模式。

本研究表明,未懷孕婦女的最舒適步行速度出現在RFP的曲線上的平臺起始段,而孕婦最舒適步行速度則是出現在曲線陡坡的半山腰處,此時2組間的RFP的差值為44°。當孕婦快速步行時,RFP值較高,但其變異性很小,這提示了對孕婦而言,完成大的RFP的步態是有困難的,這種現象同樣發生在背著負荷的受試者、慢性下腰痛患者、妊娠相關骨盆痛產后的患者[4,78]。出現較小RFP的步態運動可以由許多種不同的限制性因素造成,妊娠便是其中之一。

比較骨盆、胸廓和軀干旋轉運動的個體內標準差,他們的平均值分別為1.25°,1.29°和0.66°。如果骨盆和胸廓的旋轉運動的控制是相互獨立的話;而實際上,它的值小得多。因此,骨盆和胸廓的旋轉運動似乎是同時受到控制的,雖然軀干的旋轉運動在快速行走的協調方面不是一個“必須的變量”[9],因為軀干的旋轉缺乏時間維。顯然,RFP是和時間變量有關,它也許是快速步行時的必須變量,以確?？焖傩凶邥r骨盆的旋轉運動必須被胸廓的反向旋轉運動所平衡[10]。就孕婦的步態而言,快速行走時骨盆和胸廓的慣性沖量將會增加,這也許是孕婦無法實現大的RFP步態運動的原因。

3.3孕婦步態運動的變異性自從Bernstein引入了“探索變異性”以來,對運動的變異性研究漸漸興起。運動的變異性常常被認為是具有功能性,才有可能有靈活性、適應性;然而變異性會消耗能量及增加損傷的可能性,因此變異性的功能性必須看是針對何種情形而言[1114]。

一個較為奇怪的現象是骨盆與胸廓間的RFP的個體內的變異的最大值在非?？拷钍孢m步行速度的地方出現。Masani等人發現地面作用力的變異在最舒適步行速度時最小[15],也許在最舒適的速度下,身體重心的垂直運動是必須的變量,而在水平面上的骨盆和胸廓間的RFP在快速步行時則變成是必須的變量。撇開RFP的變異性是如何發揮作用的,在懷孕期間,尤其在懷孕晚期,RFP的變異性是如何在最舒適步行速度下增加并且在快速行走時減少有待于進一步研究。

筆者認為,正常孕婦的步態運動學特征與未懷孕的婦女相似。盡管如此,2組間存在著許多細微的差別。孕婦的最舒適步行速度較對照組顯著性下降。骨盆、胸廓和軀干的RA較對照組小。他們的個體內的標準差則較對照組低。在最舒適步行速度下,骨盆和軀干的RA較對照組小。孕婦組的RFP較對照組小,在速度≥1.06m/s,個體內的標準差呈顯著性減少,尤其是在懷孕晚期表現更為明顯。

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第6篇

[關鍵詞] 高血壓??；血壓變異性；高敏C反應蛋白

[中圖分類號] R544 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-7210（2008）01（c）-056-02

研究表明高敏C反應蛋白(hs-CRP)和高血壓變異性與心腦血管疾病有關，是動脈粥樣硬化的預測因子，可預測心腦血管事件的發生[1]。hs-CRP為炎癥標志物，其濃度上升是各種原因引起的炎癥和組織損傷的靈敏指標，而高血壓變異性增加可加大對動脈內膜、血管壁損傷，易加快發生動脈粥樣硬化，而動脈粥樣硬化往往伴隨著炎癥反應，動脈粥樣硬化越重則炎癥亦越明顯，同時高敏C反應蛋白也相應增高。本文分析高血壓患者血壓變異性變化與血漿hs-CRP濃度之間的關聯性，以便指導臨床醫生在高血壓病的治療中重視高血壓的變異性，合理應用降壓藥，更好預防心腦血管事件的發生。

1 資料與方法

1.1一般資料

所選高血壓病患者來源于2002年3月~2007年3月在本院門診或住院的79例原發性高血壓患者，均符合1999年WHO／ISH高血壓診斷標準[2]，并且24 h動態血壓監測平均收縮壓在125 mmHg以上和平均舒張壓在75 mmHg以上。其中男47例，女32例，年齡38~79(54±6)歲。除外繼發性高血壓、冠心病、糖尿病、結締組織疾病、高脂血癥、感染、外周血管疾病及肝功能不全，除外嚴重高血壓并發癥包括心、腎功能不全及腦卒中。

1.2方法

1.2.1 24 h ABPM采用國產美高儀動態血壓監測系統，無創性攜帶式袖帶法血壓儀。測壓袖帶全部在左上臂按要求系好。白天間隔15 min，夜晚間隔30 min，自動充氣測壓。血壓監測從上午8:00至9:00到次日上午8:00至9:00，監測期間繼續日常生活習慣不變，避免劇烈體力活動與情緒激動。參數指標：24 h平均收縮壓(24 h SBP)，24 h平均舒張壓(24 h DBP)；動態血壓變異性(ABPV)包括24 h收縮壓標準差(24 h SSD)，24 h舒張壓標準差(24 h DSD)；以上數據由ABPM儀提供，經統計學處理。

1.2.2 高敏C反應蛋白測定：采用乳膠增強免疫透射比濁法測定hs-CRP。正常參考值≤3 mg／L。

1.3 統計學方法

采用SPSS13.0統計軟件包進行統計學分析。分別統計分析79例病人中24 h收縮壓標準差(24 h SSD) 與高敏C反應蛋白（hs-CRP）相關性和24 h舒張壓標準差(24 hDSD) 與高敏C反應蛋白（hs-CRP）相關性。兩變量進行直線相關及回歸分析。

2 結果

79例病人24 h動態血壓和高敏C反應蛋白（hs-CRP）檢測結果如下：24 h平均收縮壓為（139±7.26） mmHg24 h平均舒張壓為（89±8.13） mmHg，24 h收縮壓平均標準差為（17.36±3.12） mmHg，24 h舒張壓平均標準差為（10.79±2.80） mmHg。高敏C反應蛋白（hs-CRP）測定平均值為：（6.56±2.55） mg/L。

發現隨著血壓變異性的升高，hs-CRP的濃度逐漸升高。對兩變量進行直線相關分析，結果表明，hs-CRP的濃度與血壓變異性水平呈顯著正相關。79例病人中24 h收縮壓標準差(24 h SSD)與高敏C反應蛋白相關性系數為0.561，24 h舒張壓標準差(24 h DSD) 與高敏C反應蛋白（hs-CRP）相關性系數為0.412，經相關系數的假設檢驗P

3 討論

在肝功能正常情況下，C反應蛋白（CRP）幾乎與炎癥和機體損傷程度呈正比，是反映體內炎癥活動的精確、客觀指標。但常規CRP檢測方法缺乏敏感性和精確性，在應用上受到很大限制。近年來，高敏C反應蛋白（hs-CRP）由于具有高敏感和精確性，在心血管疾病的應用逐漸受到重視。我們采用高敏C反應蛋白檢測高血壓患者79例，發現隨著血壓變異性的升高，高敏C反應蛋白的濃度逐漸升高：對兩變量進行直線相關分析，結果表明，高敏C反應蛋白的濃度與血壓變異性水平呈顯著正相關，經統計學分析，P60%的降壓藥物，這樣就減少了血壓的波動性，降低血壓變異性，減少高血壓病引起的心腦血管疾病的并發癥。

[參考文獻]

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第7篇

關鍵詞：血小板計數；草酸銨；檢測方法

    血小板計數（Platelet count，PLT）是指單位體積血液中所含的血小板數目，是醫療工作中判斷患者有無出血傾向或者有無止血能力的依據[1]。血小板是哺乳動物血液中重要的成分之一，具有止血、傷口愈合、形成血栓以及炎性反應等作用[2]。單位血液體積中血小板的數量與其凝血作用呈顯著相關性，因此，對于血液中血小板計數十分重要，目前，對于血小板計數的方法主要有兩種，一種是血小板自動計數儀另外一種就是手工采用草酸銨溶血進行計數。文章選取2011年10月～2011年11月進行血小板計數的患者196例，分別采用兩種方法對其血小板進行計數，比較兩種方法在血小板計數中的精確度，為今后進行血小板計數方法的選擇提供依據。 1 資料與方法

1.1  一般資料：選取我院2011年10月～2011年11月進行血小板計數的患者196例，其中男103例，女93例，年齡9～76歲，平均（45.8±19.4）歲。所有患者均因為各種原因需要進行血小板數量的檢測。

1.2  檢測方法：196例患者均采用血小板自動計數儀和草酸銨溶解計數法兩種方法進行血小板數量的檢測。血小板自動計數儀的檢測：采用Sysmex XT-1800i 血球計數儀進行測定，嚴格按照使用說明進行操作[3]。每個測三個平行，取其平均值。草酸銨溶解計數法的檢測：具體操作過程按照全國臨床檢驗操作規程進行操作。每個血液做三個平行，取其平均值。

1.3  統計學處理：所有數據采用SPSS 17.0統計軟件進行t檢驗統計分析，結果以均數±標準差（）表示，以P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

    兩組不同方法對196例患者血小板計數結果與標準差的比較：見表1。

表1  兩組不同方法對196例患者血小板計數結果與標準差的比較（）

組別

例數

血小板數量＜100×109/L

100×109/L＜血小板數量＜300×109/L

血小板數量＞300×109/L

血小板自動計數儀

196

84.3±3.2

213.4±12.6

327.8±14.5

草酸銨溶解計數法

196

87.5±5.8

215.7±25.8

329.9±26.8

    兩種方法對患者血小板計數情況存在一定差異，其中血小板自動計數儀方法中，小于100×109/L的患者為60例，而草酸銨溶血法小于100×109/L的患者為58例，草酸銨組例數低于自動計數儀例數，但兩者之間差異不顯著；但在小于60×109/L的23例計數儀標本，用草酸銨溶血法僅12例，兩者差異顯著。由表可知，兩種方法對血小板的計數，草酸銨組血小板計數數量總體高于自動計數儀數量，兩者差異不顯著，但其標準差存在較大差異，其中，血小板數量＜100×109/L的血小板自動計數的標準差為3.2，而采用草酸銨溶解計數法的標準差為5.8，顯著高于自動計數法。

3 討論

    對于血小板的計數在臨床上具有十分重要的意義。目前，全國臨床檢驗操作規范里面規定的血小板計數方法為草酸銨溶解計數法，但是隨著醫學科技的不斷發展，各種血細胞計數的自動化儀器被發明并不斷升級，并且其靈敏度越來越高[4]。本組數據發現，兩種計算方法在病理診斷方面無顯著性差異，血小板自動計數儀具有重復性好的特點，適于臨床應用。但由于血細胞分析儀計數法不能完全將血小板與其他類似大小的物質（如紅細胞或白細胞碎片、灰法等雜物）區別開來，因此計數結果有時仍需目視顯微鏡計數作校正，因而國內外仍將目視顯微鏡計數（特別是相差異顯微鏡計數法）作為參考方法[5]。本組數據也發現，低值血小板數量采用自動計數儀測定數量要低于草酸銨計數法的數量，部分出現假性低值的現象。須用草酸銨計數法進行驗證。

4 參考文獻

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