DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 太阳辐射和日照时数分析 3.1. 太阳辐射年际变化 哈密市近20 a年平均太阳总辐射量为6105.47 MJ/m 2 ，年际变化如图1所示。其数值5431.6 MJ/m 2 ~7138.6 MJ/m 2 之间变化，年际变化比较大；最大值出现在2006年，达到7138.63 MJ/m 2 ；最小值出现在2012年，为5431.6 MJ/m 2 。由图2可以看出，太阳总辐射自2006年起呈现显著下降趋势，下降趋势的突变年份为2006年，2010年下降趋势突破0.05的显著性检验。 图1. 哈密市太阳总辐射变化曲线 图2. 哈密市太阳总辐射M-K检验 3.2. 太阳辐射月际变化 20a间哈密太阳辐射的月际变化较大(如图3所示)，其数值在158.85 MJ/m 2 ~986.78 MJ/m 2 之间，最大值出现在2016年6月，为986.78 MJ/m 2 ，最小值出现在2000年12月，为158.85 MJ/m 2 ；多数时间(3月~9月)处于高值区，均在470 MJ/m 2 以上；1月、2月、11月和12月较小，其值均在300 MJ/m 2 以下。如图3所示，月均总辐射年内分布呈单峰式分布，月总辐射量从3月份开始快速增加，至5月达最大，为769.75 MJ/m 2 ；8月以后开始迅速下降，到冬季的12月达到最小值，为199.44 MJ/m 2 。 3.3. 日照时数年际变化分析 近20 a年来哈密市平均日照时数为3424.6 h，1998年日照最少为3154.4 h，2009年最多为3672.9 h，极差(最多与最少年之差)为518.5 h。从近20 a日照时数年际变化趋势来看(如图4所示)，哈密市年日照时数呈增长趋势，增速为13.391/10a。由图5可知，从2000年起，日照时数有明显的增长趋势，到2002年增长趋势超过了0.05显著性临界线，直到2006年这种增长趋势甚至已经超过了0.001显著性水平，这充分表明哈密市日照时数的增长趋势是十分显著的。根据UF和UB的交点位置可以看出，哈密市日照时数增长突变发生在2000年，此后一直保持增多趋势。 图3. 哈密市逐月平均太阳总辐射变化情况(MJ/m 2 ) 图4. 哈密日照时数变化曲线(h) 图5. 哈密市日照时数M-K检验 3.4. 日照时数月际变化和季节变化分析 从近20a的日照时数月平均值来看，最大值为5月，日照时数356.6 h；最小值为12月，日照时数195.2 h。由图6可见，月变化呈单峰型分布。从日照时数的四季分布来看，夏季日照时数占全年比例的30.4%，冬季最少，占18.3%；春秋两季所占比例相差不大，分别为24.5%和26.8%。 图6. 哈密市日照时数月变化曲线
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user: 4. 太阳能资源评估 4.1. 太阳能资源丰富度评估 根据1998~2017年太阳辐射观测资料统计，哈密市近20a平均总辐射量为6105.47 MJ/m 2 。根据《太阳能资源等级——总辐射》等级划分标准(表1) [ 5 ] ，当地太阳能资源属于B类“很丰富带”。 Table 1 Richness grade of solar resource 名称 等级符号 年辐射总量指标(MJ/m 2 ) 年辐射总量指标(kWh/m 2 ) 最丰富带 A ≥6300 ≥1750 很丰富带 B 5040~6300 1400~1750 较丰富带 C 3780~5040 1050~1400 一般带 D <3780 <1050 表1. 太阳能资源丰富度等级 4.2. 太阳能资源稳定程度评估 太阳能资源稳定程度用各月的日照时数大于6小时的最大值与最小值的比值表示，见下面公式，其等级见表2。 K = max ( Day 1 ， Day 2 ， ⋯ ， Day 12 ) min ( Day 1 ， Day 2 ， ⋯ ， Day 12 ) 式中，K为太阳能资源稳定指标，无量纲数； Day 1 ， Day 2 ， ⋯ ， Day 12 为1至12月各月日照时数大于6小时天数，单位为天(d)；max( )、min( )分别是求最大值和最小值的函数。该项指标是太阳能资源评估的重要指标之一，该值越小说明该地区日照越充裕、越稳定，受天气变化影响越小，越有利于太阳能资源的开发利用。 Table 2 The grade of solar energy stabilit 太阳能资源稳定程度指标 稳定程度 <2 稳定 2~4 较稳定 >4 不稳定 表2. 太阳能资源稳定程度等级 根据以上公式计算得出哈密各月太阳稳定度K值(表3)，哈密市平均K值为1.4，各月的K值均<2，这表明哈密市太阳能资源稳定，非常适宜太阳能资源开发利用。 Table 3 Hami K value per mont 月份 1月 2月 3月 4月 5月 6月 7月 8月 9月 10月 11月 12月 平均 K值 1.8 1.4 1.3 1.3 1.2 1.2 1.3 1.2 1.2 1.3 1.5 1.8 1.4 表3. 哈密市各月K值 4.3. 太阳能利用价值的评估 在太阳能利用价值的评估中，一般认为若单日日照时数小于6 h，太阳能就不具有利用价值。经统计得出(如图7所示)，近20 a来哈密市年日照时数大于6小时天数平均为326天，在305~349 d区间变化，呈增加趋势；2011年日照时数大于6小时天数最多，为349 d；1998年天数最少，为305 d。因此，太阳能可利用天数多，有很高的利于价值。 图7. 哈密市年日照时数大于6小时天数变化曲线 4.4. 太阳能资源日最佳利用时段评估 根据太阳能资源评估行标，利用太阳能日变化的特征作为指标，评估太阳能资源日变化规律。以当地正太阳时9~10时的年平均日照时数作为上午日照情况的代表，以正太阳时11~13时的年平均日照时数作为中午日照情况的代表，以正太阳时14~15时的年平均日照时数作为下午日照情况的代表。哪一段时期的年平均日照时数长，则表示该段时间是一天中最有利太阳能资源利用的时段。 统计近20a哈密市各月逐时日照时数，哈密市正太阳时年平均日照时数上午时段为0.79 h，中午时段和下午时段平均日照时数均为0.89 h。如图8所示，全天中9时~17时均为可利用最佳时段。从各月分布来看(如图9)，除11~12月上午日照时数相对偏少之外，其它月份白天太阳能资源均为最佳利用时段。
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user: 5. 结论和讨论 1) 哈密市近20 a年平均太阳辐射量为6105.47 MJ/m 2 ，年际变化较大，自2006年起出现突变性下降趋势，2010年下降趋势达到显著。平均日照时数为3424.5 h，2000年起出现突变性增长趋势，2002年增长趋势达到显著。太阳总辐射和日照时数在月际变化中均呈单峰型分布，其值均为5月份最大，12月份最小。 图8. 哈密市平均逐时日照时数变化曲线 图9. 哈密市各月逐时日照时数变化曲线 2) 哈密市具有较好的太阳能资源，属于资源很丰富带；各月太阳稳定度K值均小于2，为稳定级别；年日照时数大于6小时天数平均为326 d，太阳能利用价值很高；全天中9~17时为最佳利用时段，全年中除了11~12月上午日照时数相对偏少之外，其它月份白天太阳能资源均为最佳利用时段。 哈密市的太阳年总辐射量高于新疆平均值。从地形来看，因自西向东移动的气流到达哈密区域后，受东部祁连山所阻分为两股，一股进河西走廊，另一股经库鲁克塔克格低山区倒灌塔里木盆地，因此，哈密区域低层气流减弱，高层气流下沉，导致哈密气候干旱，晴天日数多，降水、雾、沙尘日数相对较少，云量较少，空气中水分少，以上条件保证了大气较好的透光性，能够有更多的太阳直射到达地面。因此，哈密市太阳能资源利用价值高，具有开发利用价值。
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user: 摘 要 目的：用Meta分析法系统评价经皮椎间孔镜腰椎间盘切除术(percutaneous transforaminal endoscopic discectomy， PTED)与椎板开窗髓核摘除术(fenestration discectomy， FD)治疗腰椎间盘突出症的临床效果。方法：计算机检索PubMed、Embase、Medline、Cochrane Library、中国期刊全文数据库、万方数据库、维普数据库等数据库建库到2016年，收集有关经皮椎间孔镜腰椎间盘切除术(PTED)与椎板开窗髓核摘除术(FD)治疗单节段腰椎间盘突出症的对照试验。将各项研究中的术后疗效(优良率)、手术时间、切口长度、术中出血量、术后卧床时间等相关数据采用ＲevMan5.3软件进行Meta分析。结果：本研究共纳入16篇临床对照研究，共计1362例单节段腰椎间盘突出症患者被纳入研究。Meta分析结果显示：PTED组与FD组相比，手术时间、切口长度、术中出血量、术后卧床时间方面差异有统计学意义(P < 0.05)，手术时间上PTED组长于FD组[MD = 16.16， 95% CI (5.23~27.08)， (P = 0.004)]，切口长度PTED组较FD组短[MD = −3.46， 95% CI (−3.74~−3.19)， (P < 0.00001)]，术中出血量PTED组较FD组少[MD = −61.92， 95% CI (−71.03~−52.81)， (P < 0.00001)]，术后卧床时间PTED组较FD组短[MD = −63.39， 95% CI (−81.25~−45.53)， (P < 0.00001)]，术后疗效(优良率)方面差异无统计学意义[OR = 94%， 95% CI (0.52~1.69)， (P = 0.83)]。结论：PTED与FD在术后疗效方面无统计学差异，均可以有效治疗腰椎间盘突出症；PTED手术时间较FD手术时间长，但PTED相对于FD比较，PTED具有手术切口小、术中出血少、术后卧床时间短等优势。 关键词 :腰椎间盘突出症，椎间孔镜，椎板开窗，Meta分析 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 前言 腰椎间盘突出症(lumbar disc herniation， LDH)是脊柱外科常见病之一，是导致腰腿疼痛的主要原因。其发病机制是由于长时间劳损以及随着年龄增长导致髓核不同程度退行性变，在外力作用下纤维环破裂而使退变的髓核组织向外突出，刺激或压迫相邻神经根引起以腰腿疼痛为主的一系列临床症状。严重者可影响患者日常生活，使其生活质量严重下降，给社会以及家庭带来极大负担，因此，医学对腰椎间盘突出症的治疗非常重视。 保守治疗和手术治疗成为LDH的主要治疗方法，其中绝对卧床休息、消炎镇痛药物、理疗、牵引、神经根阻滞、功能锻炼等为保守治疗主要方法；10%~18%的患者需行手术治疗 [ 1 ] ，手术治疗主要包括传统开放手术及微创手术。后路腰椎椎板开窗髓核摘除术(fenestration discectomy， FD)是以往治疗LDH的标准手术方式 [ 2 ] ，但是这种方法容易使周围肌肉组织以及韧带剥离，并且较大程度的破坏了腰椎的骨性结构，使腰椎术后的稳定性有所下降 [ 3 ] 。随着脊柱骨科的发展，脊柱微创技术也不断成熟并广泛在临床应用，其中椎间孔镜技术(percutaneous transforaminal endoscopic discectomy， PTED)在治疗腰椎间盘突出症方面取得了较为满意的治疗效果 [ 4 ] 。 为了进一步系统评价两种术式的临床综合效果，本研究通过对经皮椎间孔镜腰椎间盘切除术(PTED)与椎板开窗髓核摘除术(FD)治疗单节段腰椎间盘突出症的临床疗效(术后优良率)、手术操作时间、手术切口长度、术中出血量、术后卧床时间等指标进行Meta分析，以得出两种术式在治疗单节段腰椎间盘突出症方面的异同。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 文献检索策略 以“lumbar disc herniation， lumbar disc prolapse， fenestration discectomy， traditional lumbar discectomy， open discectomy， percutaneous endoscopic transforaminal lumbar discectomy， percutaneous discectomy， endoscopic discectomy， PTED”等为英文检索词，“腰椎间盘突出症，椎间孔镜，经皮内镜，椎板开窗术，开放手术”等为中文检索词计算机检索PubMed、Embase、Medline、Cochrane Library、中国期刊全文数据库、万方数据库、维普数据库等数据库自建库到2016年，收集有关经皮椎间孔镜腰椎间盘切除术(PTED)与椎板开窗髓核摘除术(FD)治疗单节段腰椎间盘突出症的对照研究。 2.2. 方法 2.2.1. 研究类型 已发表的关于单节段腰椎间盘突出症患者采用PTED和FD两种手术方法治疗的所有对照研究，文献语种无限制。 2.2.2. 文献纳入与排除标准 纳入标准：单节段的腰椎间盘突出症患者；第一次行腰椎手术者；有与影像学资料相符的腰腿痛等临床症状；患者在经过严格地系统保守治疗后效果不佳。排除标准：非单一节段腰椎间盘突出症患者；合并有严重腰椎管狭窄、腰椎不稳等;既往做过腰椎相应手术；第一次发病未经严格正规保守治疗者；合并有炎症、结核、肿瘤或骨折等其他腰椎疾病。 2.2.3. 干预措施 经皮椎间孔镜腰椎间盘切除术(PTED)与椎板开窗髓核摘除术(FD)。 2.2.4. 观察指标 术后疗效(优良率)评价标准(MacNab标准)、手术操作时间、手术切口长度、术中出血量、术后卧床时间。 2.2.5. 文献筛选 阅读所获文献题目，筛选出可能与纳入标准相符的文献，对不明确而难以确定其是否纳入的试验通过进一步阅读原文决定。 2.2.6. 质量评价 依据Cochrane协作网推荐的研究文献风险评估方法根据随机方法、随机化隐藏、盲法的采用以及失访情况等方面对纳入的研究计算出文献评分进行质量评价 [ 5 ] 。 2.3. 统计学分析 提取的研究数据采用RevMan 5.3统计软件进行Meta分析，结果用森林图进行分析。采用χ 2 检验对所纳入的各项临床研究结果进行异质性检验(以P > 0.1及I 2 < 50%为同质检验水准)，当P > 0.1及I 2 < 50%时，认为纳入研究无异质性；否则，认为纳入研究有异质性。分别采用固定效应模型和随机效应模型进行分析。其中，计数资料计算比值比(OR)及其95%可信区间(CI)，计量资料采用均数差(MD)及其95%可信区间(CI)。
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user: 3. 结果 3.1. 文献检索结果 如图1所示：初步检索相关文献581篇，其中中文128篇，英文453篇，经阅读标题排除218篇，去除重复290篇，再次阅读标题及摘要排除44篇，进一步阅读全文排除13篇，最终纳入的16篇研究 [ 2 ] [ 6 ] - [ 20 ] ，其中中文12篇，英文4篇，共纳入受试对象1362例，其中PTED组为709例，FD组为653例，对本次纳入的16项研究进行质量评价显示16篇研究质量均较低。 图1. 检索策略及流程图 3.2. Meta分析结果 3.2.1. 临床疗效(术后优良率) 7项研究 [ 7 ] - [ 12 ] [ 18 ] 比较了两种手术方式的临床疗效(术后优良率)。所纳入患者共计560例，PTED组302例、FD组258例。各项研究之间不存在异质性(P = 0.99; I 2 = 0%)，故采用固定效应模型，效应量OR = 94%， 95% CI (0.52~1.69)，两组术后优良率差异无统计学意义(P = 0.83)，如图2所示： 图2. PTED组与FD组术后临床疗效(术后优良率)比较的森林图 3.2.2. 手术操作时间 12项研究 [ 2 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ] [ 18 ] [ 19 ] [ 20 ] 比较了两种手术方式的手术操作时间。所纳入患者共计1010例，PTED组511例、FD组499例。由于各项研究之间存在异质性(P < 0.00001; I 2 = 99%)，因此采用随机效应模型。效应量MD = 16.16，95% CI (5.23~27.08)，两组手术操作时间有统计学意义(P = 0.004)，与FD组相比较，PTED组手术时间长，如图3所示。 图3. PTED组与FD组手术时间比较的森林图 3.2.3. 切口长度 11项研究 [ 2 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] 比较了两种手术方式的切口长度。所纳入患者共计819例，PTED组445例、FD组374例。由于各项研究之间存在异质性(P < 0.00001; I 2 = 96%)，因此采用随机效应模型。效应量MD = −3.46，95% CI (−3.74~−3.19)，两组手术切口长度有统计学意义(P < 0.00001)，与FD组相比，PTED组的手术切口小，结果如图4： 图4. PTED组与FD组手术切口长度比较的森林图 3.2.4. 术中出血量 图5所示：15项研究 [ 2 ] [ 6 ] - [ 19 ] 比较了两种手术方式的术中出血量。所纳入患者共计1321例，PTED组693例、FD组628例。由于各项研究之间存在异质性(P < 0.00001; I 2 = 99%)，因此采用随机效应模型。效应量MD = −61.92，95% CI (−71.03~−52.81)，两组手术术中出血量有统计学意义(P < 0.00001)，与FD组相比，PTED组术中出血量少。 图5. PTED组与FD组术中出血量比较的森林图 3.2.5. 术后卧床时间 5项研究 [ 2 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 16 ] 比较了两种手术方式的术后卧床时间。所纳入患者共318例，PTED组158例、FD组160例。由于各项研究之间存在异质性(P < 0.00001; I 2 = 100%)，因此采用随机效应模型。效应量MD = −63.39，95% CI (−81.25~−45.53)。如图6所示：两组手术术后卧床时间有统计学意义(P < 0.00001)，与FD组相比，PTED组术后卧床时间短。 3.2.6. 发表偏倚 从图7可以看出本研究分析术后优良率的漏斗图基本对称，而分析手术时间、切口长度、术中出血量以及术后卧床时间各项研究的漏斗图均不完全对称，这表明其存在发表偏倚的可能。 图6. PTED组与FD组术后卧床时间比较的森林图 图7. 漏斗图分析
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user: 4. 讨论 传统LDH开放手术为了使目标间盘充分显露，需将椎旁肌剥离或切断、去除部分椎板及黄韧带，然后用神经根拉钩将硬膜囊和神经根拉开，这就可能会使神经损伤加重导致患者术后症状加重，也可能导致硬膜囊、神经根周围于术后出现瘢痕粘连导致患者术后效果及预后不佳，而且向腹侧切除髓核时可能损伤大血管等 [ 21 ] 。随着脊柱骨科的发展，脊柱微创技术也不断发展并成熟，其治疗效果与开放手术相当，并以其切口小、创伤小、术后恢复快等优点更容易被患者所接受 [ 22 ] 。PTED技术越来越成熟，临床应用也越来越广泛，其手术效果亦被广大患者及临床工作者所认可。 本次研究结果显示，PTED组与FD组临床疗效(术后优良率)方面差异无统计学意义。PTED手术是通过C臂准确定位后，通过不同直径扩张器逐级扩张后置入工作套管建立手术通道，应用相应微创器械通过套管内完成操作，经内镜影像系统放大手术视野投射于显示器，清晰显示术野中的解剖结构，此外，PTED椎间盘经过染色，使病变间盘组织更易于与周围组织相区别，去除少量黄韧带即可清晰看到突出间盘并予以去除，使间盘切除的准确率有所提高 [ 23 ] ，从而很好的解除突出间盘对脊髓及神经根的压迫达到与FD手术一致的效果。除此之外，本次研究发现PTED组较FD组具有手术切口小、创伤小、术中出血量少、卧床时间短等优势。PTED手术过程中，手术操作是通过工作套管通道内完成，因此与FD手术相比，将手术切口缩小，手术通道用不同直径扩张器逐级扩张后置入工作套管建立，不广泛剥离椎旁肌肉，软组织损伤小，出血量较少；手术极少破坏维持脊柱稳定性的肌肉和关节突关节等骨性结构同时只咬除少量黄韧带，基本不影响腰椎稳定性 [ 24 ] ，比较好的维持了脊柱生物力学稳定性。PTED手术治疗后，腰椎的稳定性维持较好，创伤小，疼痛轻，这可以促使患者较早的进行功能恢复锻炼以及下床进行活动，使卧床时间短于FD手术患者。 本研究发现PTED也存在不足之处。PTED所需时间相对于FD较长。分析原因，术者对PTED新技术的操作熟练度需要一个学习的过程。可能由于被纳入研究的时间相隔相对比较远，或者被纳入研究的术者刚开展PTED而对PTED新技术的操作不熟练，造成PTED手术时间长于FD。 综上所述，PTED手术在治疗单节段单纯腰椎间盘突出症方面的临床疗效(术后优良率)可达到与FD手术有相当的水平；虽然PTED手术时间较FD手术时间长，但PTED手术以其微创性的优势，使其在手术切口长度、术中出血量、术后卧床时间优于FD。 应注意到的是，我们能看出本研究在分析手术时间、切口长度、术中出血量以及术后卧床时间时各项研究间存在很明显的异质性。其存在异质性的原因可能有：① 术者对于PTED掌握的熟练程度不同会在一定程度上影响术中所观察的指标；② 被纳入的研究所进行的手术与现在相隔时间较远，当时技术还尚未成熟；③ 所纳入的各项研究来自不同地区，各个地区的医疗卫生条件也不尽相同。本研究结论尚需要进一步的研究。
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user: 摘 要 目的：评价QTd (QT dispersion)变化与严重脓毒症患者治疗预后评估的价值。方法：前瞻性观察57例严重脓毒症患者，分成存活组和死亡组。存活组治疗前、治疗后第一天、治疗后第三天和第七天患者抽血查PCT、BNP和做心电图(ECG)，死亡组治疗前、治疗后第一天和第三天患者抽血查PCT、BNP和ECG。结果：PCT在存活组随着时间延长而降低，而死亡组则相反。BNP无论是存活组和死亡组在第一天中都增高，而存活组中随着时间延长，BNP则下降，死亡组则相反。QTd无论存活组和死亡组在第一天QTd均增高，而在存活组中则在第三天和第七天逐渐下降，死亡组中增高后再也没有下降。结论：QTd动态变化可作为脓毒症心脏损害一个指标，但需要进行性观察。 关键词 :QTd，脓毒症，预后 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 心功能障碍在脓毒症患者中的危害已被公认，近50%脓毒症患者出现不同程度心肌抑制，病死率可高达70%~90% [ 1 ] 。与脓毒症正常心功能者相比，脓毒症伴有心功能障碍患者死亡率增加20% [ 2 ] ，目前脓毒症心功能损伤的机制尚未完全明确。QT离散度(QT dispersion QTd)指体表12导联心电图各导联间QT间期存在的差异程度，反映心室肌复极的不均一性，代表心室肌兴奋恢复时间不一致程度 [ 3 ] 。本文通过观察脓毒症患者治疗前后QTd变化，探讨其对评估脓毒症患者预后。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 临床资料 前瞻分析2013年2月~2015年2月我院ICU住院脓毒症患者57例，其中男38例、女19例，年龄60~92 (70.5 ± 18.2)岁。其中重症肺炎患者42例，胃肠穿孔4例，尿路感染6例、肠道感染5例。既往患高血压病48例，糖尿病30例，冠心病46例。严重脓毒症诊断标准依据2012年中华医学会重症医学分会制定的脓毒症诊断标准 [ 4 ] 。排除标准：恶性肿瘤患者；严重免疫系统及结缔组织疾病；3个月发生急性心、脑血管疾病；严重慢性肾功能损伤及尿毒症患者。本研究已获本院医学伦理委员会批准。将57例患者分为存活组38例和死亡组19例，2组患者组患者年龄、病种及病情等方面资料差异无统计学意义(P > 0.05)，具有可比性。其中死亡组有7人在3天内死亡，其余在1周内死亡。 2.2. 治疗方法 所有患者均给予原发病手术治疗，给予补液、血管活性药物纠正血压稳定，给予抗生素控制感染，给予呋塞米利尿等保护重要脏器功能，积极监护生命体征稳定。 2.3. 观察指标 存活组治疗前、治疗后第一天、第三天和第七天患者抽取肘静脉血5 ml和做心电图(ECG)，室温下离心分离血清(静脉血室温静置半小时以上，4000 rpm离心10分钟分离血清)；死亡组治疗前、治疗后第一天和第三天患者抽取肘静脉血5 ml和做心电图(ECG)，室温下离心分离血清(静脉血室温静置半小时以上，4000 rpm离心10分钟分离血清)；免疫荧光法检测B型脑钠肽，双抗体夹心免疫层析法检测降钙素原(PCT)。检测所有患者QTd，ECG测定方法：采用EDAN理邦SE-1201心电图机做同步12导联心电图，所有心电图测量至少在8个导联以上。以Ｔ波降支或其切线与等电位交界为QT间期终点，U波明显时以T波与U波之间的切迹为终点，各导联连测3个QT间期，取平均值，测定QT间期最大值(QTmax)和QT间期最小值(QTmin)，QT间期的计算单位均为ms，QTd = QTmax − QTmin。 2.4. 统计学方法 应用SPSS 19.0 软件进行统计分析。各组计量数据以均数 ± 标准差表示，两组间比较采用成组t检验，各时间点间比较采用单因素方差分析。以P < 0.05认为差异具有统计学意义。
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user: 3. 结果 1) 在存活组中，PCT和BNP从治疗前到治疗后七天出现了进行性下降，QTd从治疗前到治疗后三天出现了进行性下降，但到第七天后无下降。见表1： Table 1 Comparison of PCT， BNP and QTd at different time in survival grou PCT BNP QTd 治疗前 8.04 ± 5.79 1173.58 ± 827.87 44.47 ± 16.74 第一天 5.27 ± 3.54 ☆ 1561.84 ± 709.35 ☆ 53.09 ± 16.31 ☆ 第三天 1.24 ± 1.05 ◇◆ 915.52 ± 734.78 ◇◆ 37.11 ± 12.71 ◇◆ 第七天 0.49 ± 0.49 ★ ▲ 661.26 ± 693.85 ★△ 35.79 ± 12.72 ★△ ＃ 表1. 存活组不同时间各PCT、BNP和QTd比较 PCT组F = 68.73，BNP组F = 25.86，QTd组F = 20.39， ☆ 表示治疗后第一天比治疗前减少(p < 0.05)， ▲ 表示治疗后第一天比治疗后第七天减少(p < 0.01)； ◇ 表示治疗后第三天比治疗前减少(p < 0.05)， ◆ 表示治疗后第三天比治疗后第一天前减少(p < 0.05)， ★ 表示治疗后第七天比治疗前减少(p < 0.01)， △ 表示治疗后第一天比治疗后第七天前减少(p < 0.05)。 ＃ 表示治疗后第七天与治疗后第三天比较无差异性(p > 0.05)。 2) 在死亡组中，PCT、BNP和QTd都出现上升趋势，但PCT在治疗后第一天与治疗前比较无差异性(p > 0.05)，治疗后第三天比治疗后第一天无差异性(p > 0.05)。见表2： Table 2 Comparison of PCT， BNP and QTd at different time in death grou PCT BNP QTd 治疗前 8.77 ± 6.13 1197.47 ± 761.70 42.11 ± 15.57 第一天 13.10 ± 7.96 ☆ 2140.79 ± 1277.00 △ 55.79 ± 15.92 △ 第三天 21.91 ± 13.96 ★ ▲ 3715.42 ± 1238.84 ★ ▲ 64.25 ± 18.21 ★◇ 表2. 死亡组不同时间各PCT、BNP和QTd比较 PCT组F = 11.75，BNP组F = 33.36，QTd组F = 11.28， ☆ 治疗后第一天与治疗前比较无差异性(p > 0.05)， ★ 治疗后第三天比治疗前增加(p < 0.01)， ▲ 治疗后第三天比治疗后第一天增加(p < 0.05)， △ 治疗后第一天比治疗前增加(p < 0.05)， ◇ 治疗后第三天比治疗后第一天增加(p < 0.05)。 3) 存活组和死亡组比较中，PCT、BNP和QTd在治疗前无差别(p > 0.05)，PCT和BNP在第一天出现增加。但PCT、BNP和QTd在第三天中都出现增加。见表3： Table 3 Comparison of PCT， BNP and QTc before treatment and at the 1st day after treatment in survival and death group PCT BNP QTd 存活组治疗前 8.04 ± 5.79 1173.58 ± 827.87 44.47 ± 16.74 死亡组治疗前 8.77 ± 6.13 ☆ 1197.47 ± 761.70 ☆ 42.11 ± 15.57 ☆ 存活组第一天 5.27 ± 3.54 1561.84 ± 709.35 53.09 ± 16.31 死亡组第一天 13.10 ± 7.96 ★ 2140.79 ± 1277.00 ★ 55.79 ± 15.92 ★ 存活组第三天 1.24 ± 1.05 915.52 ± 734.78 37.11 ± 12.71 死亡组第三天 21.91 ± 13.96 ★ 3715.42 ± 1238.84 ★ 64.25 ± 18.21 ★ 表3. 存活组和死亡组在治疗前和第一天PCT、BNP和QTc比较 ☆ 表示p > 0.05； ★ 表示p < 0.05。PCT在治疗第一天比较有上升(p < 0.05)，BNP在治疗第一天比较有上升(p < 0.05)，而QTd在治疗第一天比较无差别(p > 0.05)。PCT在治疗第三天比较有上升(p < 0.05)，BNP在治疗第三天比较有上升(p < 0.05)，而QTd在治疗第三天比较有上升(p < 0.05)。
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user: 4. 讨论 脓毒症(sepsis)是致病菌或条件致病菌侵入血循环，并在血中生长繁殖，产生毒素而发生的过度炎症反应。脓毒症经早期诊断和有效抗菌药物治疗可以痊愈；但若炎症失控，常发展成多器官功能障碍综合征(MODS)，直至死亡。多年来，尽管各国投入了大量的人力、物力，目前脓毒症仍是重症监护室患者死亡的第一大原因，而且病死率以5%~10%的速度上升。严重脓毒症和脓毒性休克是目前全球医学界尤其是危重病领域关注的重要问题，在美国，每年约有75万例脓毒症患者。尽管治疗措施在不断改善，但在过去的30年间，严重脓毒症或脓毒性休克患者的病死率仍在30%~60%左右 [ 5 ] 。心功能障碍在脓毒症患者中的危害已被公认，降钙素原(PCT)是一种蛋白质，当严重细菌、真菌、寄生虫感染以及脓毒症和多脏器功能衰竭时它在血浆中的水平升高，自身免疫、过敏和病毒感染时PCT不会升高，PCT反映了全身炎症反应的活跃程度。从表1、表2中可得出存活组随着时间延长，PCT降低，而死亡组随着时间延长，则PCT增高。 脑钠肽(BNP)和氨基末端脑钠肽前体(NT-proBNP)主要由心室肌细胞合成和分泌，其分泌释放受心室壁张力、心室容量负荷及压力负荷的调节。血浆BNP和NT-proBNP水平亦反映了心室充盈压或舒张期左室壁张力的变化。研究已表明，循环中BNP和NT-proBNP水平与左室舒张功能密切相关 [ 6 ] ，循环中NT-proBNP浓度与左室舒张功能呈正相关，且随左室舒张功能受损的严重程度加重而升高 [ 7 ] 。脓毒症影响心功能，本研究结果发现，存活组和死亡组在第一天中都增高，可能和心肌细胞存在水肿、钙离子功能障碍有关，从表1、表2中可得出存活组中随着时间延长，BNP则下降，死亡组则相反。 QT离散度(QT dispersion， QTd)，指体表12导联心电图各导联间QT间期存在的差异程度，反映心室肌复极的不均一性，代表心室肌兴奋恢复时间不一致程度 [ 8 ] ，这一现象早为人所发现，但未被重视，直到1985年Campbell等在12导同步记录的心电图中发现这一规律性现象并提出QT离散度的概念。已有研究表明，当QT间期延长时，常伴恶性室性心律失常(室性心动过速通常为尖端扭转型室速，心室颤动)、晕厥发作或心源性碎死。QTd作为一种无创、简便、价廉的评价心脏复极离散程度的方法 [ 9 ] ，对于恶性心律失常 [ 10 ] 、及心脏性猝死 [ 11 ] ，并用于评价心功不全 [ 12 ] 的预后。脓毒症对心功能的影响是多方面的，对于QTd能反映心室肌复极的不均一性，从文中见到无论存活组和死亡组中在第一天QTd均增高，而在存活组中则在第三天和第七天下降，死亡组中增高后再也没有下降，从这可以推论QTd能作为脓毒症心脏损害一个指标，但需要进行性观察。
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user: 摘 要 随着生活质量的提高，教育培训在人们的日常生活中发挥着越来越重要的作用，教育培训市场蓬勃发展，行业竞争日益激烈。我国的教育培训市场目前还处于朝阳的阶段，相关教育产品的定价方法还不够成熟，存在信息获取困难或部分无形资产难以度量等问题。因此，本文提出了一种基于实物期权的教育费用定价模型，并对相关培训市场潜力使用龚帕兹模型进行建模估计，最后以金融证券研究行业为例使用MATLAB进行了实证研究。本研究对教育培训市场的定价问题和投资公司对教育公司的价值评估都具有一定的现实意义。 关键词 :实物期权，教育，估值 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 随着我国经济的发展，教育在人们的生活中占据着越来越重要的地位。近年来，教育在快速发展，成为创新投资的新亮点。根据国家教育部《全国教育事业发展统计公报》，中国培训教育在未来5到10年的潜在规模将达到5000亿元。目前我国教育培训市场还有比较丰厚的利润，技术壁垒和资金壁垒相对而言也比较低，所以，目前越来越多的企业进入到教育行业中，竞争十分激烈。 教育培训市场的核心是教育产品，在激烈的市场环境中，教育产品的定价就显得十分重要了。研究领域大多是研究高等教育和再教育的部分，主要的关注点是政府政策方面，而针对教育培训市场定价的研究相对较少。目前已有的定价方法有：1) 成本加成法，是一种基于供给的定价策略，适用于那些对销售教育培训产品有保障的公司 [ 1 ] 。2) 差别定价法，是指教育公司把相同的教育产品根据客户需求进行市场细分，以不同价格销售给消费者 [ 2 ] 。3) 需求定价法，根据市场上存在的互补品和替代品对产品进行定价，多采用博弈模型进行研究讨论 [ 3 ] 。 以上模型均存在一定的不足，成本定价相对客观，但是存在很多无形成本，如人力资源、品牌效应等等难以估计。而差别定价则涉嫌价格歧视，更加适用于垄断企业，但是目前教育行业竞争激烈，所以在理论上不太适用。需求定价法在理论上采用博弈论的方法相对比较完备，但是在现实中，获取对手公司的信息难度较大，实行起来较为麻烦。 实物期权是对实物或项目等资产的投资选择权，拥有实物期权意味着拥有投资机会和选择投资时间的权利。投资者购买教育产品之后，希望把教育投资转化为人力资本并带来工资上的收益，这个过程中，工资存在着很大的随机性和不确定性，这与实物资产的存在一定的相似性。因此，本文基于实物期权理论，站在教育产品的投资者的角度，为教育培训市场产品定价提供了一种新的思路，既具有理论支撑，计算所需数据又便于获取，可以提供一种更加便捷的、市场导向的定价方法。除此之外，本文还更进一步地使用龚帕兹模型 [ 4 ] 对教育产品的市场潜力进行了预测，构建了教育产品估值模型，它对教育公司产品设计以及估值具有一定的指导意义。
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user: 3. 实证研究 完成建模工作之后，本文以金融行业中的行业研究为例，进行实证课程费用定价分析。 3.1. 教育增长期权定价 首先，先介绍金融行业研究的薪酬现状。 图1. 金融行业研究薪酬分布表 从图1可以看出，不同地区的低端、中低端、中段、中高端以及高端薪资水平存在明显的差距，以北京最高，河南最低。可见，工资增长是是不稳定的，由此可以获得数据的统计特征表。 Table 2 Statistics on salary growth featur 类别 平均薪资(万元) 薪资增长率 增长波动率 低端 6.29 48.95% 7.85% 中低端 9.39 36.21% 4.58% 中端 12.76 49.52% 1.89% 中高端 19.07 50.31% 2.35% 高端 28.67 －－ －－ 表2. 薪酬增长特征统计表 由表2可以得到金融行业分析薪酬各个级别的平均薪资，薪资增长率和增长波动率。因此，可以得到面向各个级别开设课程期权的增长率和波动率参数。 Table 3 Parameters of education growth optio 类别 初始工资W 0 工资增长率 增长波动率 预期增长率e 教育时间T 低端 6.29万元 48.95% 7.85% 8% 1个月 中低端 9.39万元 36.21% 4.58% 8% 2个月 中端 12.76万元 49.52% 1.89% 8% 3个月 中高端 19.07万元 50.31% 2.35% 8% 4个月 表3. 教育增长期权参数表 在表3中，预期增长率是2017年全国薪资增长率。之后，根据上表数据可以求得各个级别的期权价格。 Table 4 Education growth option pric 低端 中低端 中端 中高端 期权价格 4106.27元 4258.86元 12，332.63元 24，422.77元 表4. 期权价格表 由BS模型可以算得以上各个级别的课程价格，具体计算结果如表4所示。 3.2. 行业增长潜力分析 本文使用金融行业的增加值和金融行业人员的增长情况来判断未来金融行业的发展潜力。 从图2和图3可以看出，金融行业增加值与金融就业人员近些年一直呈现增长态势。但是未来的发展情况尚不确定，因此，下面分别对金融行业增加值和金融就业人员用龚帕兹曲线进行预测分析。 用MATLAB计算使用三段法估计参数，可以得到金融行业增加值和金融就业人员龚帕兹曲线模型。 金融行业增加值的龚帕兹模型为： l n y t = l n 5.2743 − e − 2.8358 e 0.0315 t (12) 图2. 金融行业增加值(亿元) 图3. 金融业就业人员(万人) 金融行业从业人员的龚帕兹模型为： l n y t = l n 4.4255 − e − 2.8701 e − 0.0524 t (13) 下面作图分析可以得到结果： 图4. 金融行业增加值龚帕兹预测图(亿元) 图5. 金融从业人数龚帕兹预测图(万人) 由图4和图5可以看出，未来直至2050年，金融行业增加值还会处于快速增长的阶段，而从业人员数量则出现增量下降的趋势，但还没有过拐点到达饱和期。所以，可以按照预计人数进行开设课程，并估计现金流。 3.3. 教育现金流估计 假设每年的行业研究培训班开课计划表如表5所示： Table 5 Course opening schedul 面向人群 开课容纳人次 每年开课次数 收费标准(元/人) 低端 100 12 4107 中低端 60 6 4259 中端 40 4 12，333 中高端 30 3 24，423 低端 100 12 4107 表5. 开课计划表示例 如果以上开课计划可以如期举行的话，那么，每年该课程可以为教育公司带来的现金流入为1064万元。
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user: 4. 结论 本文基于实物期权理论对教育费用建立了教育投资增长期权模型，为教育培训市场的定价提供了一种新的思路。除此之外，还基于行业周期理论，使用龚帕兹增长曲线模型对教育培训的潜在市场进行了估计，为教育公司选择是否发布新产品或者是创业投资公司对于课程的投资价值度量提供了一种估计方法，具有一定的社会意义。
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user: 摘 要 六次甲基四氨是一种有机配体，其分子中的四个氮原子对金属离子具有相当的键合能力，以六次甲基四氨和碘化砷为原料，用固–固反应合成六次甲基四氨碘化砷配合物；通过X-射线衍射、远红外、差热热重和核磁共振等分析方法对合成的配合物进行了表征，并测定了碘化砷、六次甲基四氨碘化砷两种配合物对HL-60白血病细胞的抑制率情况，并对其抗癌活性进行了评价。同时进一步证实了所合成的六次甲基四氨碘化砷配合物对HL-60白血病细胞具有生物活性。 关键词 :表征，碘化砷，固–固反应，配合物，白血病细胞 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 近些年，随着近代医学和生物化学的发展，人们发现一些主族金属元素的一些配合物具有很好的抗肿瘤活性。通过对目前国内外生物无机配合物研究现状的了解，我们知道目前国内外对氨基酸金属配合物的研究主要涉及到过渡金属和稀土金属 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] 。但是，对于主族金属元素尤其是第五主族金属元素氨基酸配合物的研究则很少。因此，进一步系统地合成和研究砷和氨基酸的生物配合物具有很重要的理论和实际意义。过去，合成金属氨基酸配合物均采用液相合成法，但是采用固相合成的方法没有文献报道过。该文致力于用固–固反应合成六次甲基四氨碘化砷配合物，通过X-射线衍射、远红外、差热热重及核磁共振分析对合成的配合物进行了表征，并证实了所合成的六次甲基四氨碘化砷配合物对HL-60白血病细胞具有生物活性。
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user: 3. 结果 所合成的配合物经X-射线衍射分析、远红外谱图分析、差热热重分析及核磁共振分析证实为目标化合物，同时进行的细胞实验，砷的配合物对白血病细胞的凋亡有明显的生物作用，初步证实了砷的配合物对白血病细胞是有作用的。如果能够合成出更多种配体与砷的配合物，然后进行筛选，筛选出毒性小、对白血病细胞作用强的砷的配合物，这将在治疗白血病方面开辟一个新领域。
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user: 摘 要 癌症爆发痛(breakthrough cancer pain， BTcP)是指相对稳定的慢性背景疼痛的癌症患者经历短暂的疼痛加重。典型的BTcP的常见临床特征主要是发作迅速，强度大，持续时间短。癌症爆发痛影响患者的生活质量，加重医疗负担。首先，有效的评估是关键。即释阿片类药物是目前BTcP的主要治疗药物。黏膜型芬太尼因起效迅速、生物利用度高、作用方便等特点，在癌症爆发痛的治疗上具有优势。本文主要从BTcP的定义、分类、病理机制、评估、管理及治疗方面进展进行综述。 关键词 :癌症，爆发痛，治疗 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 疼痛是癌症患者最常见的症状之一，不仅影响着癌症患者的生活质量，也极大的打击了癌症患者的治疗信心。一项META分析整理了2005年以来的122篇文章，研究发现，50.7%的癌症患者有疼痛的症状，在晚期癌症患者中可达66.4%。癌痛患者中约40%为中重度疼痛 [ 1 ] 。在我国，初诊癌症患者的疼痛发生率约为25%，晚期癌症患者的疼痛发生率为60%~80% [ 2 ] ，其中，约60%~90%的晚期癌症患者会发生中、重度疼痛 [ 3 ] 。通过规范的治疗后，多数癌痛患者可以有效的控制疼痛，但有部分疼痛控制稳定的患者仍会有爆发痛的发生。爆发痛的发生率约为64.8%，是临床疗效不佳和阿片治疗效果较低的主要指标 [ 4 ] 。爆发痛有发作突然、短时间加剧等特点，对癌症患者的生活质量、功能活动以及心理产生极大的影响。因此，临床中应重视爆发痛的发生及治疗。在临床工作中，通常会碰到患者爆发痛的发生，对爆发痛的性质及治疗的认识不足，可能会导致患者疼痛的治疗不及时，加重患者的痛苦，甚至演变成难治性癌痛。本文对爆发痛的定义、临床特征和治疗进行整理总结，使对爆发痛有更为精准全面的认识理解，便于更好地指导临床。
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user: 2. 爆发痛的流行病学、定义及特征 2.1. 流行病学 一项收集了1990年~2012年包含19项研究、6000多例癌痛患者的研究显示：爆发痛的发生率为33%~95%，整体的汇总发生率为59.2%，具有较高的异质性 [ 5 ] 。在2004年的一项针对1095名癌症患者的研究中，18%的爆发痛与肺癌有关，13%与乳腺癌有关，10%与头颈肿瘤有关，9.6%与胃肠道癌有关，6%与前列腺癌有关。意大利一项包含110个研究中心的结果显示：1801例发生爆发痛的患者中，年轻人、发生骨转移以及有神经病理性疼痛者居多 [ 6 ] 。2012年，英国研究者曾对欧洲13个国家的1000例爆发痛患者进行调查，其中44%患者为事件性疼痛，41.5%为自发性疼痛，14.5%为事件性疼痛和自发性疼痛同时存在。事件性疼痛患者疼痛到达峰值较自发性疼痛更迅速，但自发性疼痛持续时间较长，一般超过30分钟 [ 4 ] 。 2.2. 定义 上世纪90年代，美国癌痛研究中心的Portenoy等发表在首次PAIN杂志上提出了爆发痛(Breakthrough Pain， BTP)的定义，认为爆发痛是阿片类药物治疗疼痛稳定基础上出现的疼痛短暂剧烈的发作 [ 7 ] 。但由于定位不精确，常常导致一些争议或困惑。目前最受国际认可的是2009年由英国和爱尔兰保守治疗协作委员会(Association for Palliative Medicine of Great Britain and Ireland， APM)提出的爆发痛的观点 [ 8 ] ，定义癌性爆发痛(Breakthrough Cancer Pain， BTcP)为基础疼痛控制相对稳定和充分的前提下，自发的或有相关的可知或不可知的触发因素引发的短暂疼痛加重。只要同时达到以下三个条件就可确诊为爆发痛：存在慢性癌痛的基础；近1周癌痛得到充分的控制(NRS评分 ≤ 3分)；疼痛短暂的急性加重。 2016年Sebastiano博士(意大利麻醉和重症监护和疼痛缓解和姑息治疗机构)发表在《医疗评估杂志上的》的关于爆发痛的十戒，爆发痛更应该被正确地定义为：在接受充分阿片类药物镇痛治疗且缓解到至少轻度背景疼痛的患者中发生的、达到重度疼痛的事件 [ 9 ] 。 NCCN成人癌痛指南上对于爆发痛的定义是：无法缓解的疼痛、或在规律给予长效(缓释)阿片药物镇痛时出现的爆发性疼痛，需要给予额外的阿片类药物治疗 [ 10 ] 。 2.3. 特征及分类 爆发痛的临床特点具有异质性，多发生快速(通常5分钟达峰)，持续时间短(一般30~60分钟)，疼痛强度多为中到重度，且在疼痛已得到充分控制的情况下仍可发生 [ 11 ] [ 12 ] 。通常根据爆发痛的触发因素将爆发痛分为事件性疼痛和自发性疼痛两大类，事件性疼痛可分为意志可控的(如活动、进食等)、意志不可控的(如咳嗽、恶心、打喷嚏、肠痉挛等)和程序性的，程序性的疼痛是指与病人相关或操作相关的疼痛，如伤口敷料、体位改变、放疗面罩等 [ 13 ] 。美国NCCN成人癌痛指南上将爆发痛分为三类情况 [ 10 ] ：1)事件性疼痛(Incident pain)：主要与运动相关，认为有两种，一种为可预知因素，如走路、咳嗽、穿衣等引起的疼痛；另一种为不可预知的因素，如膀胱和肠道痉挛等引起的疼痛。2) 剂量末疼痛(End-of-dose failure pain)：主要发生于镇痛药物使用间期，一方面是由于镇痛药物剂量不足，另一方面是疼痛管理间隔时间太长。3) 未控的持续疼痛(Uncontrolled persistent pain)：在长效阿片类药物治疗下疼痛持续未控制。后两类是否属于爆发痛目前是存在争议的。 爆发痛会影响癌症患者精神、情绪、日常生活、睡眠等各个方面，影响癌痛治疗的效果，同时会影响抗肿瘤治疗的完成。
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user: 3. 爆发痛的病理机制 爆发性疼痛是一个复杂和动态的问题，其与痛觉过敏现象密切相关，涉及伤害性、神经性、混合性等多种因素的相互作用。研究显示 [ 7 ] ，爆发痛中33%为躯体痛，20%为内脏痛，27%是神经病理学疼痛，混合性占20%。 癌性爆发痛的机制主要与肿瘤相关，外周和/或中枢神经敏化是基础，诱发因素是触发痛(事件性)疼痛的重要机制。肿瘤化学环境的改变、神经损伤、肿瘤生长因子的释放、痛性递质的释放，临近敏感结构短暂刺激增加，伤害感受性神经元尤其是其外周末梢发生超敏感化，引起外周神经的敏化 [ 14 ] 。中枢敏化是指脊髓及脊髓上(如丘脑、脑干、大脑皮层)疼痛传递反应的放大。中枢神经敏化在临床上可以表现为感受疼痛区域超出实际受损区域，痛觉感受超出起始疼痛传人并且反复模拟疼痛从而增加疼痛。大多数的爆发痛都与肿瘤进展和活性增强相关 [ 15 ] ，因此，对于爆发痛应该给予足够的重视。
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user: 4. 爆发痛的评估和诊断 爆发痛的成功管理依赖于充分的评估、适当的(个性化的)治疗和充分的重新评估。在临床上，首先要明确诊断爆发痛，目前爆发痛的诊断国际上常用的是Davies推算法 [ 8 ] ，是根据3个简单的问题来快速的筛选出是否为爆发痛。当使用该算法时，第一个问题的目的是确定患者是否有背景疼痛。在确定了背景疼痛的存在后，评估者必须确定这种疼痛是否得到了充分的控制。如果疼痛得到控制，下一步是确定病人是否有短暂的疼痛加剧。见图1。 图1. 爆发痛诊断方法(Davies推算法 [ 8 ] ) 疼痛的评估主要取决于基本的临床技能，包括详细的病史和全面的检查。评估工具通常用于研究，目前也越来越多地用于日常临床实践。因此，评估工具的合理使用与疼痛控制的改善有关。理想的评估工具应该是能多维度反映疼痛的情况，有效的、可靠的、动态评估疼痛。爆发痛的评估也是如此。一般的癌症疼痛评估工具不适合于对爆发痛的评估，因为它们无法评估突破性疼痛特有的时间特征，例如，爆发痛发作的持续时间、频率以及诱发因素等。 根据美国疼痛学会阿片类药物治疗指南 [ 16 ] 以及欧洲姑息治疗协会(European Association of Palliative Care， EAPC)癌痛指南 [ 17 ] 推荐的爆发痛评估包括：发作频率，每次发作持续时间、强度、诱因，以前和目前基线(持续性疼痛)的治疗及其疗效。评估还应该包括疼痛的病理生理性质。最早Portenoy RK和Hagen NA 1990年提出的直接针对爆发痛的测量工具：爆发痛问卷(Breakthrough Pain Questionnaire， BPQ) [ 7 ] ，在问卷中详细关注了爆发痛的程度、部位、病理生理学特征、诱因、发作及缓解的因素，以及目前规律镇痛治疗的情况。该问卷临床应用广泛，但未经研究验证。随后，Hagen等人开发了Alberta爆发痛评估工具(Alberta Breakthrough Pain Assessment Tool， ABPAT) [ 18 ] ，并由国际专家小组进行评估，并通过了来自7个中心的249名患者的验证。但该量表问题多，相对复杂，一般用于研究，临床应用不广。因此，2014年，经过专家组的修改及患者的验证，新的爆发痛评估工具(Breakthrough Pain Assessment Tool， BAT) [ 19 ] 诞生。BAT由14个问题组成，其中9个问题与疼痛本身相关，其余5个问题与疼痛治疗相关(附录1)。6个问题需要数字评估，3个问题是范围评估，4个问题是主观题，最后1个问题是需要患者在病人体型图上标注疼痛位置。BAT旨在促进BTcP患者在各种临床环境下的诊断、管理和定期监测。
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user: 6. 总结 流行病学和临床研究的数据显示，爆发痛仍然是一个挑战。爆发痛对癌症患者的生活质量有着非常重要的影响，不仅会影响肿瘤治疗的顺利进行，给他们和家人带来心理上的痛苦，更是会增加卫生资源的使用，因此也具有重要的社会经济影响。爆发痛的管理不仅仅是治疗，更是需要从预防、预期来减少爆发痛的发生。 准确的诊断和特定的治疗是有效缓解疼痛的关键，目前的爆发痛指南推荐即释阿片类药物，对于目前起效更快的各种新的剂型的黏膜型芬太尼在爆发痛治疗时更有优势，每种芬太尼制剂在使用方法、可用性、强度等方面都有各自的特点。因此，可以根据临床需求来选择合适的药物治疗。未来也需要更多的研究针对不同剂型之间的等效性、新的药物剂型的开发，以及爆发痛管理重要性的推广及规范。
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user: 摘 要 在物流金融中核心企业的发展对供应链的稳定有着强有力的保障，而物流企业融资难的问题一直没有得到很好的解决，其中难点痛点在于银行不能全面的衡量物流企业业务能力而小样本问题也是银行不能准确分析的一大关键因素。本文从供应链金融中银行的角度针对焦点企业即物流企业贷款的风险评估模型研究，以银行信用和物流企业发展为导向，从经济学的角度构建了一个多指标评估模型，此模型在斟酌企业规模及运营状况的布景下，采用主成分分析法确定供应链及上下游企业的稳定性等因素得出对物流企业的评价指标，设计以支持向量机为模型的物流金融风险评估方法。最后通过具体算例进行仿真测试，结果表明银行在小样本限制条件下能够较好的较为全面的评估物流企业风险给予融资。 关键词 :物流企业，内部供应链，主成分分析法，支持向量机 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 物流金融是在物流营运过程中，与其相关企业通过金融市场和金融机构，为使物流产生的价值的得以增值运用金融工具进行融资和结算的服务活动。由于物流金融使得多方获利，因此供应链中的这种多赢模式在过去几年迅速发展。物流金融的产生与发展扩展了商业银行贷款范围，增加了中间业务收入，极大的加强了银行的竞争力。但由于物流金融本身的特点，它表现出与其他信贷业务不同的信用风险，银行怎样加强对信用风险评估及控制就显得尤为重要。加强对物流金融信用风险的控制以提高供应链物流的运作效率并降低其贷款的风险，可以有效地解决物流企业融资难的问题，具有巨大的发展空间。我国一些物流企业如顺丰、科捷等公司已与银行紧密合作展开信用风险评估及贷款业务，但并未充分利用担保资源。 本文基于上述内容对物流金融风险进行了深入的研究，设计了物流金融风险评价指标体系，构建了物流金融信用风险模型，以期为物流金融业务信用风险管理提供依据。引用的文献中存在以下问题：文献 [ 1 ] 评估模型利用灰色三角白化权函数构建，此方法中当离散化数据不稳定时，聚类能力较差且该预测方法只适合短期预测，不适用于长期预测。文献 [ 2 ] 是基于模糊综合评判法确定物流金融信用评价模型，因为权矢量条件的约束，相对隶属度权的系数偏小，会出现与矩阵不匹配的情况，导致分辨率低，无法确定分类。 目前多数学者的研究方向主要集中在从供应链上游供应商中小企业为获取贷款的角度分析金融信用风险，或从供应链中采办商生产企业角度分析金融信用风险，而本文是从第三方物流企业的角度进行金融信用风险分析，在供应链上下游企业水平的方向上，更好的评估第三方物流企业使其在供应链大环境下获得更好的发展。