DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 25-OH-D 3 的概述 Lund和DeLuca (1966) [ 1 ] 发现，在服用维生素D 3 后，维生素D 3 本身会消失，但会出现几种代谢物，这些代谢物具有更强的治疗佝偻病活性。第一种代谢物是25-OH-D 3 ，它是在肝脏中发现的，在正常情况下该物质是维生素D在体内的循环形式。 2.1. 25-OH-D 3 的结构与性质 25-OH-D 3 是脂溶性维生素D 3 的一种次级代谢产物，分子式为C 22 H 44 O 2 ∙H 2 O，化学结构如图1所示，相对分子质量为418.7 (1999年国际相对原子质量)。从分子结构上讲，25-OH-D 3 是在VD 3 的第25位碳原子上添加了一个羟基。与普通维生素D 3 相比，25-OH-D 3 亲水性更好，其生物学活性更高 [ 2 ] 。研究表明，以生长性能和骨骼矿化指标来评价25-OH-D 3 的生物学效价约为VD 3 的1.81倍 [ 3 ] 。而且，25-OH-D 3 与VD 3 生物学效价在添加水平较低情况下差异更加明显 [ 4 ] 。通过饲料直接供给激素形式的1，25-(OH) 2 -D 3 超越了机体自身对该成分的调控，如饲料中钙含量过高，容易导致产生毒性效应，因此不宜直接使用。25-OH-D 3 半衰期较长，在机体中比较稳定且浓度较高，能反映机体摄入和自身合成的VD 3 情况，因此25-OH-D 3 被认为是衡量机体内VD 3 营养状态的最佳指标 [ 5 ] 。目前，25-OH-D 3 作为一种新型的维生素D来源已经被应用于饲料添加剂 [ 4 ] [ 6 ] 。 2.2. 25-OH-D 3 的代谢与功能 自然情况下，皮肤内产生的7-脱氢胆固醇和日粮的提供是动物体内VD 3 的主要供给来源 [ 7 ] 。VD 3 经肠道吸收进入血液循环后被运输到肝脏，首先在线粒体和微粒体25-羟化酶作用下发生第一次羟化反应形成25-OH-D 3 ，25-OH-D 3 再经血液输送至肾脏，在肾脏线粒体1α-羟化酶作用下发生第二次羟化反应，转化为最终活性形式1，25-(OH) 2 -D 3 [ 8 ] [ 9 ] 。与普通VD 3 相比，25-OH-D 3 由于增加了一个亲水性的羟基，其吸收机制与脂溶性的VD 3 不同。如图2所示，25-OH-D 3 吸收不依赖胆汁的分泌和脂肪吸收形成的微团结构，不易受胆肠道炎症或损伤及饲料原料中霉菌毒素、高铜以及高铁等因素的影响，且与色素、胡萝卜素以及其他脂溶性维生素无竞争吸收 [ 10 ] 。25-OH-D 3 被吸收后能够绕过肝脏的羟化过程，简化了VD 3 在动物机体内的代谢过程(见图3)，避免因肝脏损伤或肝功能失调引起的VD 3 功能紊乱，可提供更有效的并且比VD 3 释放更多的活性代谢物。1，25-(OH) 2 -D 3 通过血液进入肠道上皮细胞后，与两种特异性维生素D受体即肠道上皮细胞核受体(nVDR)和细胞膜受体(mVDR)结合后发挥生物学功能，调节肠道对钙、磷的吸收和肾脏对钙、磷的重吸收，提高血液中钙、磷的浓度，维持机体钙、磷稳态 [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] 。1，25-(OH) 2 -D 3 与靶细胞核上的nVDR结后合，通过基因组途径对靶基因进行转录和翻译调控，其具体作用途径为1，25-(OH) 2 -D 3 进入细胞后，可迅速转移至细胞核，与细胞核上的nVDR结合，引起nVDR的构象变化和磷酸化并激活nVDR，同时与视黄醛X受体(RXR)结合形成异质二聚体，启动对相关基因的转录和翻译调控 [ 14 ] 。1，25-(OH) 2 -D 3 与靶细胞膜上的mVDR结后合，通过非基因组途径对靶细胞进行调控，其过程为1，25-(OH) 2 -D 3 与靶细胞膜上的mVDR结合后，诱导细胞膜L型钙离子通道开放，使胞外钙离子内流 [ 15 ]，同时贮存于内质网内的钙离子释放到胞内 [ 16 ]，导致细胞内钙离子浓度迅速增加，其信号传导途径通过由蛋白激酶C (PKC)介导的信号通路实现 [ 17 ] 。试验研究表明，日粮中用25-OH-D 3 代替VD 3 可改善骨骼的矿化、促进肠道发育和提高免疫力 [ 18 ] [ 19 ] 。总之，25-OH-D 3 不仅具有普通VD 3 的功能与营养价值，同时还具有VD 3 所不及的优势。 图1. 25-OH-D 3 的化学结构 图2. 25-OH-D 3 的吸收优势 [ 10 ] 图3. 25-OH-D 3 的代谢途径 [ 9 ] 2.3. 25-OH-D 3 的毒性 肉鸡上的安全性评价试验结果显示，VD 3 添加量达到基础日粮添加水平(按69 μg/kg计) 50倍时，肾脏出现钙化症状；25-OH-D 3 添加量达到基础日粮添加水平(按69 μg/kg计) 10倍时，肉鸡肾脏已出现钙化症状 [ 20 ] 。因此，25-OH-D 3 的毒性要高于VD 3 。而von Rosenberg等(2016) [ 21 ] 发现，仔猪日粮中25-OH-D 3 添加量达到5到10倍的推荐量水平时对一般机体健康指标如血液和尿液特征、骨骼参数、器官重量、肾脏干物质、灰分和钙含量等均无不利影响。
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user: 4. 小结 25-OH-D 3 作为一种新型维生素类添加剂，因其独特的吸收特色优势，在猪营养中发挥重要的生理功能。目前，关于25-OH-D 3 在猪营养上应用研究相对较少，但已取得一定的进展。从现阶段研究成果来看，在猪的日粮中可以使用一定量的25-OH-D 3 来提高生产性能，改善机体维生素D营养状况。然而，将25-OH-D 3 广泛应用于猪的日粮中还需要对其适宜添加量和作用机理进行深入研究，从而更好地发挥替代普通VD 3 功能的作用，提高猪的生产性能。这些措施有利于推广25-OH-D 3 替代普通维生素D 3 在畜禽生产上的实际应用，提高畜禽生产效率，在实现畜牧业的安全健康发展中具有重要作用。
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user: 摘 要 以不施富磷有机肥为对照(CK)，以富磷有机肥施用量900 kg/hm 2 、1800 kg/hm 2 和2700 kg/hm 2 为处理，研究富磷有机肥施用对南疆棉花出苗率、产量和土壤理化性质的影响。结果表明：1) 与CK相比，富磷有机肥用量900 kg/hm 2 、1800 kg/hm 2 和2700 kg/hm 2 处理的出苗率分别低7.47%、8.04%和10.92%，但处理间差异均不显著。2) 与CK相比，三个施肥处理的株数、单铃重和籽棉产量均有一定增加，增幅分别介于7.14%~30.00%、0.07%~5.16%和3.70%~19.87%，其中，900 kg/hm 2 处理的增产幅度最大、达到814.65 kg/hm 2 ，增产率为19.87% (P > 0.05)。3) 0~20 cm和20~40 cm土层，不同时期三个富磷有机肥处理的土壤养分与CK比略有不同，但差异均不显著。 关键词 :棉花，富磷有机肥，产量，土壤理化性质，南疆 Copyright © 2019 by authors 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 新疆是我国三大棉区之一，是最大的商品棉生产基地，目前棉花种植总面积178 × 10 4 hm 2 ，总产保持在165 × 10 4 t [ 1 ] 。其中，南疆是新疆棉区的重要组成部分 [ 2 ] 。磷是棉花生长发育必需的营养元素之一，施用磷肥能提高土壤速效磷含量 [ 3 ] [ 4 ] 、促进棉花根系生长和提高产量 [ 5 ] [ 6 ] 。但由于磷在土壤中移动性小，易被“固定”，磷肥的当季利用率很低，一般仅为10%~25% [ 7 ] [ 8 ] ，已成为制约新疆棉花等作物产量的主要因素之一。 有机肥泛指能用做肥料的各种有机物质，或称以有机物质为主要成分的肥料，是含有大量生物质、动植物残体、排泄物、生物废物等物质的缓效肥料 [ 1 ] 。富磷有机肥是利用现代粉体加工技术与畜禽粪便发酵技术组合制备而成。施用有机肥能够提高土壤中速效磷的含量，改善作物的磷素营养，提高磷对作物的有效性，而且能改善土壤的供磷状况，提高作物产量和吸磷量 [ 1 ] [ 7 ] [ 9 ] 。因此，开展富磷有机肥对棉花产量、土壤理化性质等方面的研究，将为合理开发利用有机肥和提高棉花产量提供重要的科学依据。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 研究区概况 试验在新疆喀什地区岳普湖县色也克乡(东经76.6988度，北纬39.2114度)进行，属暖温带大陆性干旱气候。年均降水量52.8 mm，年均蒸发量为2584 mm，年均温度11.7℃，极端最高温度41.8℃，极端最低温度−23.4℃，无霜期214 d，日照2762小时，≥10℃的年有效积温约为4354.0℃。 试验区0~20 cm土层土壤pH 8.44，土壤有机质6.88 g/kg，速效氮15.2 mg/kg、速效磷7.8 mg/kg、速效钾70 mg/kg，总盐2.4 g/kg；20~40 cm土层土壤pH 8.29，有机质6.56 g/kg、速效氮14.5 mg/kg、速效磷4.8 mg/kg、速效钾50 mg/kg、总盐3.0 g/kg。 2.2. 试验设计 试验棉花品种为新陆中66 (生育期133天，属早中熟陆地棉品种)。试验设3个处理，T1、T2和T3分别为每公顷基施富磷有机肥900 kg、1800 kg和2700 kg，以不施富磷有机肥为对照CK，各处理重复3次。试验小区长、宽分别为16.8 m和16 m，随机区组排列。 2017年4月28日播种，采用膜下滴灌栽培方式，膜宽1.4 m，一膜两管四行棉花，株距10 cm。试验播种方式依照当地习惯种植，作物种植与管理方式同当地大田一致。 2.3. 测定项目与方法 2.3.1. 出苗率 播种后第10天调查棉花实际出苗数，计算出苗率。 2.3.2. 产量 棉花吐絮期，测定单位面积棉花株数、铃数以及单铃重，其中单铃重按棉株下、中、上部位分别采50朵完全吐絮棉花测定，按公式“产量 = 公顷株数 × 每株铃数 × 单铃重”计算棉花产量。 2.3.3. 土壤理化性质 在棉花前(3月22日)、龄期(9月4日)和吐絮期(10月21日)，以“S”形取样法在每个试验地用土钻取0~20 cm和20~40 cm土层土样，每个处理3个重复，风干、磨细、过筛，测定土壤pH、有机质、速效N、P、K和总盐。 土壤pH用数显酸度计测定，土壤有机质用重铬酸钾外加热法，土壤速效氮采用碱解扩散法，土壤速效磷采用钼锑抗比色法，土壤速效钾采用火焰光度法，土壤总盐用烘干质量法测定 [ 10 ] 。 2.4. 数据处理 数据利用Excel 2016和Origin 8.0软件进行初步分析和作图，采用SPSS 21.0软件进行方差分析，数据间比较采用Duncan多重比较分析方法。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 不同施肥水平对棉花出苗率的影响 富磷有机肥不同施肥水平下，棉花出苗率有所不同(图1)。其中，CK的出苗率最高，为55.17%，其次是T2 (47.70%)和T1 (47.13%)处理，T3的出苗率最低，为44.25%。与CK的出苗率相比，T1、T2和T3处理的出苗率均有所减小，分别减小了7.47%、8.04%和10.92%；但不同施肥量对棉花出苗率影响不显著(P > 0.05)。 图1. 不同施肥水平对棉花出苗率的影响 3.2. 不同施肥水平对棉花产量的影响 从棉花产量构成要素来看(表1)，与CK相比，T1 和T2处理的棉花结铃数减小，分别减小了3.95%和0.69%，而T3处理的结铃数增加了0.08%。株数、单铃重和籽棉产量呈现出不同程度的增加。3种施肥处理的株数比CK的增加7.14%~30.00%，增幅最高的是T1处理，达30%；单铃重比CK的增加0.07%~5.16%，增幅最高的是T3处理，达5.16%；籽棉产量比CK的增加3.70%~19.87%，增幅最高的是T1处理，达19.87%。方差分析得到，3种施肥水平的株数、结铃数和籽棉产量与CK差异均不显著，然而，T3处理的单铃重显著高于T2和CK。 Table 1 Effects of different fertilization levels on cotton yiel 处理 Treatments 株数 Tree number 结铃数 Boll number 单铃重 Single boll weight 籽棉产量 Seed cotton yield 万株/hm 2 Ten thousands of strains/hm 2 增幅(%) Increase amplitude (%) 个/株 A/strains 增幅(%) Increase amplitude (%) 克g 增幅(%) Increase amplitude (%) kg/hm 2 增幅(%) Increase amplitude (%) CK 6.86 ± 0.45a — 11.73 ± 2.58a — 5.10 ± 0.12b — 4100.11 ± 895.74a — T1 8.92 ± 2.67a 30.00 11.26 ± 4.29a −3.95 5.25 ± 0.11ab 3.05 4914.76 ± 599.46a 19.87 T2 7.35 ± 1.53a 7.14 11.65 ± 2.27a −0.69 5.10 ± 0.12b 0.07 4251.69 ± 156.46a 3.70 T3 7.65 ± 1.18a 11.43 11.75 ± 1.09a 0.20 5.36 ± 0.09a 5.16 4775.24 ± 374.50a 16.46 表1. 不同施肥水平对棉花产量的影响 注：平均值 ± 标准差；不同字母间表示差异显著(P < 0.05)，下同。 3.3. 不同施肥水平对土壤养分的影响 3.3.1. 对0~20 cm土层土壤养分的影响 0~20 cm土层，同一时期T1、T2、T3处理和对照CK的土壤养分有所不同(表2)。方差分析得到，同一时期T1、T2、T3处理和CK相比土壤养分差异均不显著(P > 0.05)，但吐絮期CK处理的有机质显著高于T2处理(P < 0.05)。 Table 2 Effects of different fertilization levels on the physical and chemical properties of cotton in 0 - 20 cm soil laye 采样时期 Sampling stage 处理 Treatments pH 有机质 (g/kg) Organic matter 速效氮 (mg/kg) Available nitrogen 速效磷 (mg/kg) Available phosphorus 速效钾 (mg/kg) Available potassium 总盐 (g/kg) Total salt 播种前 Pre-sowing 基础值 Basic value 8.44 6.880 15.2 7.8 70 2.4 龄期 Age CK 8.28a 6.035a 40.6a 14.1a 54a 1.6a T1 8.50a 6.833a 34.4a 19.1a 52a 1.4a T2 8.44a 6.602a 32.5a 14.8a 55a 1.9a T3 8.59a 6.910a 33.8a 14.6a 60a 1.8a 吐絮期 Boll opening stage CK 8.46a 7.364a 27.9a 16.4a 54a 1.1a T1 8.56a 7.022ab 29.3a 17.0a 56a 1.0a T2 8.62a 5.934b 26.4a 16.0a 57a 0.9a T3 8.63a 6.871ab 34.3a 16.3a 58a 0.9a 表2. 不同施肥水平对棉花0~20 cm土层土壤理化性质的影响 3.3.2. 对20~40 cm土层土壤养分的影响 20~40 cm土层，同一时期T1、T2、T3处理和对照CK的土壤养分也有所不同(表3)。在棉花龄期和吐絮期T1、T2、T3处理和CK相比土壤养分差异均不显著(P > 0.05)，但棉花龄期T2和T3处理的土壤pH显著高于T1处理(P < 0.05)。 Table 3 Effects of different fertilization levels on the physical and chemical properties of cotton in 20 - 40 cm soil laye 采样时期 Sampling stage 处理 Treatments pH值 有机质 (g/kg) Organic matter 速效氮 (mg/kg) Available nitrogen 速效磷 (mg/kg) Available phosphorus 速效钾 (mg/kg) Available potassium 总盐 (g/kg) Total salt 播种前 Pre-sowing 基础值Basic value 8.29 6.560 14.5 4.8 50 3.0 龄期 Age CK 8.55ab 4.672a 20.9a 7.1a 58a 1.4a T1 8.24b 4.360a 23.0a 9.4a 58a 1.1a T2 8.71a 4.601a 20.8a 7.9a 54a 1.4a T3 8.76a 5.530a 19.0a 8.1a 66a 1.5a 吐絮期 Boll opening stage CK 8.64a 4.937a 15.7a 7.0a 52a 1.0a T1 8.62a 4.628a 20.9a 7.6a 49a 0.6a T2 8.74a 5.487a 20.8a 9.8a 60a 0.6a T3 8.65a 4.893a 19.4a 10.0a 48a 0.6a 表3. 不同施肥水平对棉花20~40 cm土层土壤理化性质的影响
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user: 4. 结论 1) 富磷有机肥不同施肥处理的出苗率均比CK的低，900 kg/hm 2 、1800 kg/hm 2 和2700 kg/hm 2 处理分别较CK低7.47%、8.04%和10.92%，但处理间差异均不显著。 2) 三个施肥处理的株数、单铃重和籽棉产量均比CK高，增幅分别介于7.14%~30.00%、0.07%~5.16%和3.70%~19.87%之间。其中，900 kg/hm 2 处理的棉花产量最高，较CK增产814.65 kg/hm 2 ，增产率为19.87% (P > 0.05)。 3) 0~20 cm和20~40 cm土层，不同时期三个富磷有机肥处理的土壤养分与CK比略有不同，但差异均不显著。
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user: 摘 要 目的：探讨重复经颅磁刺激(Repeated transcranial magnetic stimulation rTMS)联合草酸艾司西酞普兰对卒中后抑郁(post-stroke depression PSD)伴睡眠障碍的疗效。方法：选取我院2017年12月至2018年11月被确诊为PSD伴睡眠障碍的患者100例，采用数字法随机分为两组，实验组50例，给予卒中常规治疗 + rTMS (连续刺激15 min/次，qd) + 草酸艾司西酞普兰。对照组50例，给予卒中常规治疗+草酸艾司西酞普兰。分别于治疗前后采用汉密顿抑郁量表(HAMD)、匹兹堡睡眠指数(PSQI)测评其症状改善情况。结果：经治疗，两组患者，HAMD、PSQI量表评分较治疗前均降低，p < 0.05，具有统计学差异。结论：rTMS对PSD患者患者较好的改善抑郁水平，提高患者睡眠质量，对PSD抑郁及睡眠改善具有重要临床意义。 关键词 :卒中后抑郁，重复经颅磁刺激(rTMS)，睡眠障碍，量表 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 随着全球老龄化的日趋严重，脑卒中仍然是世界卫生医疗不可忽视的重大问题，心脑血管疾病在我国为三大疾病死因之一，在美国为五大死因之一，据国外文献虽然脑卒中的发病率、流行率、死亡率、新复发率和残疾调整后的寿命年率有下降趋势，其归因于初级预防的有效推荐，但是脑卒中全球负担并非乐观 [ 1 ] [ 2 ]，在病因学上，不仅要重视脑卒中在常规病因如高血压、高血脂等基础预防上，而且不可忽视如阻塞性睡眠呼吸暂停、电子烟等危险因素 [ 3 ]。 脑卒中并发症如卒中后抑郁的发病率呈现逐年上升趋势，外文报道30%~35%脑卒中患者可在第一年内发生PSD [ 4 ]，其主要为持久且显著的心境低落的临床表现，其可直接影响患者睡眠质量，严重影响患者的生活质量以及神经功能恢复。重复经颅磁刺激(rTMS)是一种安全、无创伤、无疼痛的新型治疗技术，对治疗心境障碍、帕金森等疾病，取得较好成果。且经美国FDA批准认证，rTMS为一种新型抗抑郁方法 [ 5 ]。本研究通过对我院100例PSD患者对比分析，探讨重复经颅磁刺激联合草酸艾司西酞普兰对卒中后抑郁伴睡眠障碍的疗效。现将研究分析做如下报告。
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user: 2. 临床方法 2.1. 一般资料 选取我院2017年12月至2018年11月被确诊为PSD伴睡眠障碍的患者100例，所有患者依入院先后顺序采用excel随机函数分为实验组和对照组，男性78例，女性22例，其中缺血性卒中80例，出血性卒中20例，文化水平：初中以下64例，高中21例，大专以上15例。两组患者在年龄、性别、病程、文化以及卒中类型无显著性差异，具有可比性。纳入研究一般资料如表1。 2.2. 纳入标准和排出标准 纳入标准：1) 符合脑卒中诊断标准，并经头颅CT和MRI证实 [ 6 ]；2) 符合国际疾病分类法ICD-10中抑郁症的诊断标准 [ 7 ]；3) 年龄40~85周岁，首次发病；4) 病情稳定，依从性好，能完成配合；5) 遵循患者及家属自愿并签署知情同意书；6) 睡眠障碍符合《精神疾病诊断与统计手册》DSM-IV且PSQI > 8分。排除标准：1) 不符合脑卒中诊断标准；2) 卒中前患有抑郁症；3) 复发性卒中；4) 心、肺、肝、肾功能不全和恶性高血压等其他限制活动的并发症；5) 存在严重认知及交流障碍无法配合者；6) 存在脑肿瘤等其他脑器质性疾病及既往精神异常者。 Table 1 General information included in the stud 组别 例数 男/女(例) 年龄( x ¯ ± s ) 病程(月 x ¯ ± s ) 卒中类型 实验组 50 32/18 63.23 ± 9.878 5.286 ± 1.420 缺血/出血28/12 对照组 50 35/15 63.32 ± 9.567 4.82 ± 1.369 缺血/出血42/8 表1. 纳入研究的一般资料 2.3. 研究方法 两组患者予常规治疗：缺血性卒中给予抗血小板聚集、控制血压、控制血糖等治疗，出血性卒中给予脱水降颅压、调整血压、防止继续出血等治疗。对照组：给予常规卒中治疗基础上 + 草酸艾司西酞普兰(山东京卫制药有限公司10 mg qd，晨服，共4周)；实验组：予常规卒中治疗 + 草酸艾司西酞普兰(山东京卫制药有限公司10 mg qd，晨服) + rTMS (南京伟思magneuro60，每次1200个脉冲，20个序列，连续刺激15 min/次，qd，部位选取右侧前额叶背外侧皮质，共4周)。该试验设计方案经医院伦理委员会批准且患者家属已签署知情同意书。 2.4. 评定内容 量表评定由单一人员(不参与分组、治疗及统计)进行，于治疗前，第2周和第4周采用汉密尔顿抑郁量表(HAMD) [ 8 ] [ 9 ] 评定抑郁程度，其从焦虑躯体化、体重、认知障碍、睡眠障碍等几个结构进行，低于7分无抑郁症状，超过17分为轻或中度抑郁，超过24分为严重抑郁，PSQI量表有着较好的可靠性和有效性，实现预期的效用，得分越高，表示睡眠质量越差 [ 10 ] [ 11 ]。 2.5. 统计方法 本研究为连续性计量资料，采用swilk-shapiro-wilk检验，服从正态分布，计量资料用均数 ± 标准差(x ± s)表示，进行配对样本t检验，鉴于评分高具有意义，以采用单侧p < 0.05，表示差异有统计学意义，p < 0.01表示差异具有显著性统计意义，二分类数据采用卡方检验，p < 0.05，表示差异有统计学意义，所有统计分析均采用STATA15.0软件实现。
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user: 3. 结果 两组患者治疗前HAMD和PSQI评分差异均无统计学意义(p > 0.05)，于治疗第2周、第4周后HAMD评分较治疗前均显著改善(p < 0.001)，而两组患者PSQI评分在第2周治疗后不具有统计学意义(p > 0.05)，于第4周后具有统计学意义(p < 0.05)。临床疗效评价：经治疗前后，两组总有效率经卡方检验无统计学意义(c 2 = 1.65， p > 0.05)。两组患者在治疗中均出现不良反应，实验组出现头痛4例，嗜睡2例，头皮疼痛3例，且症状较轻，对照组出现头晕3例，嗜睡2例，胃不适3例，两组患者均在1周内缓减或消失，能继续配合进行，且两组间的生化检查无特殊异常。见表2，表3。 Table 2 Comparison of HAMD and PSQI scores before and after treatment between the two groups ( x ¯ ± s scores 组别 例数 治疗前 治疗后观察时间 t p 2周 4周 HAMD评分 实验组 50 16.06 ± 3.85 11.04 ± 2.55 4.94 ± 1.75 20.9952 <0.001 对照组 50 15.86 ± 4.08 13.08 ± 2.86 9 ± 3.21 15.9356 <0.001 t 0.5092 −5.9716 −9.1268 p 0.6129 0.0000 0.0000 PSQI评分 实验组 50 14.28 ± 3.45 10.64 ± 2.79 6.36 ± 2.27 18.9135 <0.001 对照组 50 14.06 ± 3.01 11.12 ± 2.08 7.37 ± 2.36 14.8697 <0.001 t 0.3593 −1.8196 −2.5504 p 0.7209 0.0749 0.0139 表2. 两组患者治疗前后HAMD和PSQI评分比较( x ¯ ± s ) Table 3 Effectiveness of two groups of patients after treatmen 组别 例数 疗效程度 总有效率 痊愈 显著有效 有效 无效 实验组 50 22 (44%) 15 (30%) 11 (22%) 6 (12%) 88% 对照组 50 21 (42%) 10 (20%) 9 (18%) 10 (10%) 80% 表3. 两组患者治疗后的有效率 注：p > 0.05。
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user: 4. 讨论 随着老龄化的不断上升，脑血管疾病的发病率虽有下降趋势，但是卒中后并发症如卒中后抑郁却呈现增长状态 [ 1 ] [ 2 ]。PSD伴随一系列情感及心境障碍在一定程度上可增加器质性改变的风险 [ 12 ]，严重影响卒中患者的预后和生命质量，甚至给国家医疗带来巨大负担，有效的预防和治疗PSD是毋庸置疑的举措，草酸艾司西酞普兰作为一种选择性5-HT再摄取抑制剂，主用于抑郁症和焦虑症的治疗，此药对血清转运具有高度选择性、强效的抑制性作用，增强神经递质在中枢的活性能力 [ 13 ]，据外文报道，对115例PSD患者研究发现，此药能显著降低PSD的症状(p < 0.01) [ 14 ]，据Pollack M研究发现此药可显著改善睡眠和日间功能，且没有耐受性，但是会有不适感、头痛和嗜睡能并发症 [ 15 ]。rTMS作为一种新型的辅助治疗手段备受欢迎，尤其在精神及神经领域的治疗，据有关研究，rTMS能提高神经分泌、神经纤维再生和可塑性、神经递质受体水平，改善脑灌注、血脑屏障，但荟萃分析缺乏一致性 [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ]。且其可引起癫痫发作、晕厥、低体位性血压、头皮痛等并发症。据刘超猛等meta分析rTMS能有效改善PSD的神经功能恢复、抑郁状态(p < 0.00001)等症状 [ 19 ]，而Cohen DA研究rTMS能显著增强睡眠-觉醒及与周围环境调节的可塑性 [ 20 ]。药物治疗PSD患者的耐受性、不良反应、依从性在一定程度上不可避免，甚至恶化，加重病情，而rTMS的优势在某种程度上能弥补药物治疗上的缺陷，二者相辅相成不乏为一种有效的治疗举措，对临床工作起到一定的帮助和提示作用。本研究样本量小，观察时间较短，结论有待大数据进一步验证。
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user: 摘 要 基础教育是城市基本公共服务的重要组成部分，开展空间维度下的优质小学教育资源均等化研究有益于优化教育资源的空间配置，保障和提升教育公平性。本文以武汉市中心城区为例，利用空间Kriging分析和空间自相关Moran’s I指数表现出明显的空间聚集性，揭示了当前小学教育的空间配置处于不均衡发展状态。利用特征价格模型对辖区内242所小学及周边8740套住宅相关数据的分析结果显示，优质教育资源对住宅租金价格具有正向影响，而且优质教育资源空间上的分布不均加剧了周边住宅租金的上涨：学校重点等级每提升1级，对应学区的住宅租金提高220元；省级示范学校的对应小区住宅租金提高880元。为了推动小学教育和城市住宅租赁市场的均衡发展，建议政府尽快采取缩小学校质量差异的相关措施。 关键词 :均等化，学区房，租金，空间自相关，kriging插值，特征价格 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 伴随着我国城市化进程的不断推进，城市社会空间发生巨大变化，各类公共资源与基础设施的分配非均等化问题凸显。2014年5月教育部发文，要求19个大城市在2015年100%实行划片就近入学政策，而优质教育资源的相对稀缺引发重视教育的家长追捧“学区房” [ 1 ] [ 2 ] 。北京、广州、上海等一些地区仅仅是入学资格有所区别的两个相邻小区，其单价可能相差数万元 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] 。武汉地区名校周边的业主同样也表示房子不愁卖、不愁租，许多家长投资百万只为一个就近入学名校的资格。 为了发展住房租赁市场，武汉于2016年12月出台了《武汉市居住证服务与管理暂行办法》，明确租户子女能够就近入学享受义务教育，但是条件是该学区生源不足时，符合条件的租户子女才能就近入学该学校。如果学区生源超额，武汉则实行学龄儿童户口、父母户口和家庭住房三者一致者，由教育服务区的学校优先安排就近入学，第二顺位是有房无户者，最后才是租户子女。 随着城市的不断发展，教育资源均等化与租住同权还存在着许多问题亟待解决。本文利用武汉市中心城区小学数据以及2018年6月收集的房屋出租挂牌数据，分析优质教育资源空间分布非均等化问题，及其对住宅租金的影响，并给出相应对策与建议。
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user: 2. 文献综述 城市规划政策应该在解决城市教育资源和住宅空间配置失衡、推行教育公共服务均等化等方面起到积极的作用。但是实际情况并不乐观，在杭州市区重点中学附近的学区房溢价为25.5%，拥有重点小学的学区房溢价为12.8%，(毛丰付，2014) [ 7 ] 。从教育资源配置的角度看，原本旨在促进教育机会公平的“就近入学”招生政策不仅没能实现这种公平性，反而形成了“以房择校”的现象，会通过推高学区房价格导致教育资源在不同收入阶层人群间产生新的分配不均(冯皓和陆铭，2010)从“租买不同权”的方面，在剥离不可观测变量的影响，潜在的假设是认为影响房价和租金的因素(除了学区外)是相同或类似地 [ 8 ] 。但实际上这两类因素可能是不相同的，购房家庭和租房家庭的自身特征和对住房的偏好可能存在系统性差异(胡婉旸、邓思齐，2012) [ 9 ] 。Black (1999)开创性的提出了边界固定效应法，通过对比学区边界两侧比较靠近的住宅之间的价值差异，Black发现学校质量对房价有正向影响，但明显小于传统特征价值模型的估计结果，意味着遗漏的变量仍与学校质量是正相关的，但这样会使结果被过高估计 [ 10 ] 。后来Fack和Grenet (2010)通过计量学方法，使用一侧的房屋交易价格加权平均值后得到一个参照价格，并将此参照价格与另一侧房屋价格进行配对回归，此时，控制不可观测的特征后，发现学校的平均考试成绩每提高一单位标准差，住房价格会提升约3% [ 11 ] 。 但由于各种因素受限，对于教育质量因素是否对住宅租金有显著影响，仍存在着争议，胡婉旸与邓思齐(2012)在学区房的溢价究竟有多大利用租买不同权和配对回归的实证估计中得出结论，认为学区特征带来的租金溢价比价格溢价小很多，而且统计上不显著。而在江维(2015)在优质小学对普通住房市场房价及房租影响的研究中，发现优质小学对普通住房市场房租的影响显著。尽管学校距离与学校质量两个变量不如其价格模型得出的回归系数大，带仍是非常显著的，这就说明学校质量对房租仍然会带来影响 [ 12 ] 。 上述研究表明教育资源对住宅价格存在着显著正向影响，但优质教育资源对住宅租金的影响仍存在争论。事实上租住作为住房市场中的重要一类，更能体现人们对出除住房的投资属性外的居住属性的需求，而子女教育又是居住需求中常见的一种。所以，我们在这里主要研究优质小学等级对住宅租金的影响，分析由此产生的社会问题以及解决的方法。
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user: 3. 研究方法 3.1. Kriging空间插值 克里金(Kriging)空间插值法是以空间自相关为基础，对有限区域内的区域化变量进行无偏最优估计的一种方法。在空间插值方法中，克里金插值是一种精确的局部插值方法，该方法通过结构分析与变异函数，将已知的样本点空间分布与未知样本点的空间方位并参考距离关系，通过对已知样本点赋权来求得未知样本点的数值 [ 13 ] 。其函数表达式如下： z ( x 0 ) = ∑ i = 1 n λ i z (xi) 其中：z(x 0 )为未知的样本点值；z(x i )则为未知点周边已知样本点的值；λ i 为第i个样本点的权重，n为已知样本点个数。本文利用克里金插值法来得出学区房租金与学校重点等级的空间分布。 3.2. 空间自相关 空间自相关(Spatial Autocorrelation)是指一些变量在同一个分布区内的观测数据之间潜在的相互依赖性。本文采用最常用的Moran’s I指数，利用ArcGIS软件中空间自相关模块来研究样本的空间自相关性，空间自相关具体公式如下： I = n ∑ i = 1 n ∑ j = 1 n w i j ( x i − x ¯ ) ( x j − x ¯ ) ∑ i = 1 n ∑ j = 1 n w i j ∑ i = 1 n ( x i − x ¯ ) 2 其中n为样本总数，x i 与x j 分别为第i、j个样本点的数值，w ij 为空间权重矩阵， x ¯ 为样本点均值。Moran’s I的数值在−1到1之间，当I > 0时，表示存在空间正相关；当I = 0时，表示不存在空间相关性，当I < 0时空间呈负相关；I的绝对值越大表示空间相关性越强。 3.3. 住宅价格Hedonic模型 Hedonic模型又称特征价格模型，该模型认为住宅是一种综合商品，不仅仅包含自身特征，因为其一些特殊性，还包含诸如区位等多种空间特征。在Hedonic模型中价格为包含了住房各种特征变量的函数： H P = f ( Z ) = f ( S ， E ， N ) 在这里我们用租金作为因变量带入模型，S则表示住宅的一些自身特征，E表示住宅的周边环境特征，N则表示小区其他邻里特征。 在Hedonic模型的经验研究中，价格通常可以表示为各种特征的线性组合，所以这里也可认为租金对各个住宅特征仍有线性关系。分析住宅价格模型最常见的方法便是普通最小二乘法(OLS)。本文研究的重点是教育资源对住宅租金的影响，所以在这里我们直接采用线性回归的方式对教育资源对住宅租金的影响进行研究 [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] 。 3.4. 数据来源及变量说明 本文数据主要包含以下四类：1) 房屋租赁数据——包含房屋租赁价格及自身各项属性，主要来自于链家网及搜房网；2) 小区数据——包含小区绿化率、容积率等，主要来自于链家网及搜房网；3) 小区配套——小区周围配套及配套设施及距离等数据来自于百度地图；4) 学校数据——学校的重点等级及学区信息来源于搜房网及武汉教育局官方网站。 Table 1 Variable selection and descriptio 特征分类 特征变量 指标 建筑特征 建筑年龄 住宅建筑年龄 卧室 住宅卧室个数 客厅 住宅客厅个数 朝向 住宅朝向，南北为2，东西为1 面积 住宅面积(平米) 邻里特征 物业费 每套房屋的整体物业费(元/月) 绿化率 小区绿化率百分数(%) 容积率 小区容积率 总户数 小区总户数 便利店 小区周围500 m的便利店 诊所 小区周围500 m的诊所 区位特征 公交 小区周围1000 m的公交条数 地铁 小区周围1000 m有地铁赋值为1，否则为0 环线 小区所属环线，一环以内为1、一环至二环为2、二环至三环为3、三环至四环为4、四环以外为5 学校因素 重点等级 学校重点等级，省级为4、市级为3、区级为2、普通为1 表1. 变量选择及说明 数据采集后，因为数据的性质与类型有所区别，所以需要对数据进行一些处理。其中定量变量有：小区附近公交条数、小区附近诊所及超市等配套设施个数、小区总户数、小区物业费、绿化率、容积率、房屋年龄、房屋卧室及客厅数量、房屋面积；等级变量有：小学重点等级、房屋朝向、小区所处环线；虚拟变量有：地铁有无 [ 17 ] [ 18 ] [ 19 ] 。通过对数据整合、变量的量化及清洗，最终得到武汉市主城区住宅出租样本数据8740个。 由前文可知，武汉市重点小学在分布上有一定的规律，重点小学多集中在中心城区或者一些较为核心的地段。虽然武汉市教育局已经不再公布重点小学的名单，但之前公布的重点小学依然让家长趋之若鹜。本文依照搜房网及教育局公布的学区对口信息及学校的重点等级信息，采集了242所小学数据，覆盖武昌、汉口、汉阳、硚口、洪山等武汉主城区，其中包括省级示范及重点小学14所、市级重点及示范84所、区级重点及示范19所，以及普通小学125所。此外住宅出租样本均为对口学区。具体采用的变量及其量化方法见表1。
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user: 4. 研究结果分析 4.1. 学校等级空间自相关 对242所小学重点等级利用ArcGIS软件的空间自相关模块进行了全局空间自相关分析，总体上呈现出显著的空间自相关，Moran’s I指数为0.8169属于强相关，且在1%水平上有统计学意义，表明重点小学分布具有显著空间相互作用，重点小学的空间聚集特征明显。 图1. 空间自相关结果 由图1空间自相关结果可得出，武汉市优质小学在空间上存在集群、连片等特征。优质教育资源分配本应均匀，但由于城市发展等原因使得优质教育资源产生聚集，这样使得有限的学区房资源变得更加稀缺。 4.2. 学校等级及租金空间特征 基于242所小学及8740条房屋出租数据，利用ArcGIS软件地统计模块中的克里金法对小学重点等级及住宅租金数值进行空间插值，得到重点小学等级与住宅租金的空间分布。 图2. 小学重点等级空间分布 图3. 住宅租金空间分布 由图2可看出，武汉市小学的总体分布较为均衡，但重点小学多集中于武昌区、江岸区与江汉区，呈以中心城区为核心，向外围递减的结构。但这个核心范围较大，整体位于三环以内，包含了武汉三个较重要的区。其他主城区，例如青山区与汉阳区，也拥有少量的市级重点或示范小学。由此可推断出武汉市小学的总体分布较为均衡，但重点小学的分布不均衡，多集中于中心区域。 从图3可看出住宅租金较高的地区也是集中在武昌区、江岸区与江汉区，这与小学的分布相似，武汉市住宅租金的空间分布以武昌、江岸、江汉三地为中心，由主城区向远城区呈递减趋势，为典型的中心—外围的空间分布模式，且整体呈高低分布不均。 因此，可以参照小学等级的空间自相关分析结果得出武汉市重点小学在空间分布上有着显著的空间聚集性，接着根据住宅租金与小学重点等级的克里金空间插值图可看出两者的空间分布特征具有一定相似性，接下来我们将利用住宅价格Hedonic模型对两者进行回归分析，证明小学重点等级与住宅租金两者之间的关系。 4.3. 特征价格模型设定及样本描述性统计 本文经过反复试验决定采用线性形式的特征价格模型，所有变量均将数值直接代入。 表2给出了参加回归分析的16个变量的描述性统计分析结果。 Table 2 Sample descriptive statistic 变量 最小值 最大值 平均值 标准差 N 建筑年龄 0.00 33.00 10.75 6.81 8740 卧室 1.00 6.00 2.13 0.76 8740 客厅 0.00 4.00 1.50 0.55 8740 朝向 1.00 2.00 1.90 0.30 8740 面积 18.00 257.00 84.74 29.33 8740 物业费 0.30 4.30 1.56 0.86 8740 绿化率 0.03 0.60 0.34 0.06 8740 容积率 0.12 21.80 3.21 1.88 8740 总户数 14.00 12，585.00 2162.48 2438.96 8740 便利店 1.00 48.00 9.02 6.10 8740 诊所 1.00 60.00 7.82 7.06 8740 公交条数 4.00 86.00 38.58 16.97 8740 地铁 0.00 1.00 0.67 0.47 8740 环线 1.00 5.00 2.49 0.87 8740 重点等级 1.00 4.00 1.97 1.05 8740 租金 1030.00 8500.00 2678.78 1048.77 8740 表2. 样本描述性统计 4.4. 模型的估计和检验 利用SPSS24对模型进行分析，数据处理使用逐步回归法，将那些经济意义不明显或者统计不显著的变量逐步剔除，最终结果如表3和表4。最终进入模型的变量有：重点等级、环线、地铁、朝向、面积、房龄、诊所、绿化率、物业费、公交条数、总户数，其他变量均未进入模型。 Table 3 Significant test of feature price mode R R方 调整后R方 标准估算的误差 F 显著性 0.795 0.632 0.632 636.543 1363.167 0.000 表3. 特征价格模型的显著性检验 Table 4 Regression coefficient tabl 模型 未标准化系数 标准化系数 B 标准误差 Beta t 显著性 11 (常量) 947.747 77.806 12.181 0.000 重点等级 222.601 8.204 0.223 27.133 0.000 环线 −195.574 9.655 −0.162 −20.255 0.000 地铁 120.688 17.890 0.054 6.746 0.000 朝向 −70.383 23.315 −0.020 −3.019 0.003 面积 15.446 0.331 0.432 46.724 0.000 房龄 −11.997 1.816 −0.078 −6.606 0.000 诊所 −6.513 1.232 −0.044 −5.285 0.000 绿化率 5.555 1.171 0.033 4.746 0.000 物业费 4.284 0.151 0.352 28.448 0.000 公交条数 2.305 0.594 0.037 3.879 0.000 总户数 −0.062 0.003 −0.144 −18.326 0.000 表4. 回归系数表 从表3可知，最终结果调整R 2 为0.632，拟合程度尚可。F检验结果说明模型在0.001的置信水平下是显著的，可认为方程的线性关系是成立。从最终结果的回归系数的检验结果可看出，除朝向在0.01置信水平下显著，其余进入模型的变量均在0.001的置信水平下显著。通过显著性水平的检验，模型在统计上是有意义的。 4.5. 模型回归结果分析 由表4可知，进入模型的变量共11个，且这11个变量在0.01的水平上均为显著，最终特征价格方程如下： 租金 = 947.747 + 220.536重点等级 − 195.574环线 + 120.688地铁 − 70.383朝向 + 15.466面积 − 11.997房龄 − 6.513诊所 + 5.555绿化率 + 4.284物业费 + 2.305公交条数 − 0.062总户数 由最终的特征价格模型可看出，附近学校的重点等级是对住宅租金印象最大的因素，重点等级每提升一级，住宅租金会提升220元，最高级别的省级重点将会对周围住宅租金产生880元的溢价，其次两个较大的影响因素是环线与地铁，这也是一般租房者比较重视的因素。其余进入模型的变量虽对租金有一定的影响，但都较小，限于篇幅这里不一一说明。
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user: 5. 结论与建议 5.1. 结论 从最终得到的小学等级与住宅租金的空间插值分布可看出两者之间存在着相似的空间分布，空间上呈现出明显的分布非均等化。进一步根据特征价格模型结果，可发现在其他因素一致的情况下，小学的重点等级越高，住宅的租金也会越高，因此可以认为优质教育资源对住宅的租金也产生了一定影响。 1) 由空间自相关分析结果说明，优质教育资源在空间上存在着空间聚集性。当原本均匀分布的优质教育资源产生聚集时，会使得原本稀缺的学区房资源变得更加稀缺。 2) 当优质教育资源连片集群在某些区域时，会加剧这些区域的租房需求，这是产生租金溢价的一个重要原因。 3) 根据小学等级的空间自相关以及空间插值图可发现，虽然学校整体分布较为均匀，但重点小学存在着明显的分布不均，而这些重点小学聚集的地方也正是住宅租金较高的地方。 4) 根据特征价格模型可证明，学校的重点等级对住宅租金产生显著影响，当学校的等级每提升一个档次，就会使得所对应学区住宅租金提升220元，省级示范或重点小学对应学区的住宅价格会提升880元之多，由此可得出优质教育资源对住宅租金具有显著的正面影响。 5.2. 建议 1) 租售同权政策的本意是改善租户的受教育权利、解决公共资源非均等化问题，但本文揭示的优质教育资源的空间聚集性，且进一步推高租金，使得租户获得优质教育资源的成本加剧。因此为了真正减少教育资源非均等化的问题，应加大优质教育资源的供应、针对这些以子女教育为目的的租户提供补贴等福利，以改善教育资源非均等化问题。 2) 因目前学区房制度的不完善，导致优质教育资源成为推高“学区房”价格的垄断资源，针对“学区房”销售及出租价格的溢价部分，政府可以在出台物业税时对其课以相对较高的税率，使因优质教育资源产生的溢价返还给社会。 3) 优质教育资源空间聚集的区域，也正是低收入人群较难负担的高租金中心城区，由此产生的马太效应，使得低收入人群难以获得良好教育继而更加贫穷。加之优质教育资源的聚集区域也必将成为优质基础设施的聚集区域，随着区域不断发展，最终可能形成区域藩篱。为防止这种状况的发生，政府可以采用多种改善措施，例如在郊区建立重点学校的分校，或者加强郊区学校的建设以吸引优质教师，以使优质教育资源在空间上更为均等化。
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user: 摘 要 目的：评价分析阿立哌唑治疗双相抑郁的作用。方法：通过数据检索，对5项阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂治疗双相抑郁的研究资料进行meta分析，评价有效率的差异和症状改善的差异。结果：1、有效率：通过异质性检验，X 2 = 0.68，df = 3，P =0.88，I 2 = 0%，OR为1.01，95%可信区间为(0.62， 1.63)，Z = 0.02，P = 0.98，提示阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂相比较无统计学差异。2、症状学评价：异质性检验，X 2 = 170.73，df = 9，P < 0.01，I 2 = 94.7%，WMD为−5.43，95%可信区间为(−5.40， −5.27)；合并效应检验：Z = 64.64，P < 0.01。提示阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂相比，症状评分更低。结论：阿立哌唑联合碳酸锂可以使症状改善提前，症状改善更明显。 关键词 :阿立哌唑，碳酸锂，双相抑郁，Meta分析 Copyright © 2019 by authors 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 双相抑郁的治疗是目前精神科临床难点之一，也是争议比较多的热点之一。各国家的双相治疗指南中，都有关于双相抑郁治疗的争议论述。在药物治疗中，非典型抗精神病药物是一种有希望的选择，但是目前仅仅只有喹硫平被写入双相抑郁的单一药物治疗指南中。然而这并没有阻挡关于非典型抗精神病药物治疗双相抑郁的探索。有研究发现，奥氮平、喹硫平对双相抑郁有良好的治疗效果，特别是鲁拉西酮有更好的治疗效果 [ 1 ] 。有尝试使用阿立哌唑治疗双相抑郁，也有一定的效果 [ 2 ] 。国内用非典型抗精神病药物治疗双相抑郁的文献逐渐增多，不仅有单一使用的，也有联合使用的。其中阿立哌唑就是被用于双相抑郁的非典型抗精神病药物之一，但是结论也有差异 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] 。因此我们针对这方面进行了探讨，报告如下。
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user: 2. 对象与方法 1、研究对象采用计算机检索中文期刊网全文数据库(CNKI)、万方数据库、维普科技期刊数据库，数据库以阿立哌唑、双相抑郁为检索词。 2、文献筛选入组原则。1) 符合现行精神障碍分类与诊断诊断标准CCMD-3、ICD-10或DSM-4、DSM-5中对双相抑郁的诊断标准；2) 入组实验应为阿立哌唑联合碳酸锂治疗双相抑郁的随机和(或)双盲对照实验和半随机对照实验，实验组采用阿立哌唑合用碳酸锂，对照组仅仅使用碳酸锂；3) 有抑郁症严重程度评定量表。4) 每一对实验，两组基线数据无统计学差异，具有可比性。5) 实验能够直接提取适合meta分析原则的数据，包含样本的大小，可信度，评估量表在实验前后的评分结果，采用(mean ± SD)表示。6) 有疗效等级评定，如痊愈、有效率，其中有效率标准定义为量表分减分率大于50%。 3、文献排除原则。1) 综述。2) 个案报道。3) 不符合入组标准的文献。4) 缺乏原始数据，或数据且无法与作者联系的论文。5) 重复发表。 4、数据采集和论文质素评价由两名专员分别检索、评价可信度，确保数据的真实、完整、质量高，依照准入原则采集文献数据，当意见不同时去掉极端理由，由第三方适中裁定。假如缺乏原始数据资料无法换算出本实验所需数据尽可能通过笔者在文献上的联系方式进行学术交流。通过Jadad score改良质量评价法对筛选入组的RCT文献进行质量评价。 5、统计学分析采用Cochrane协作网络提供的数据分析程序RevMan 4.2软件进行数据处理。先依次分析各个实验的效应量及其95%可信区间；而后对入组实验采用Q检验行异质性检验，同质性采用固定效应模型(fixed effect model)，不满足同质性则采用随机效应模型(random effect model)估计合并效应量(effect size， ES)效应量大小以加权均数差值(weighted mean difference， WMD)表示，计算I 2 、P值。 6、文献收集过程
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user: 3. 结果 1、文献录入情况 共计5篇论文收录。发表于2011年~2016年，研究设计方法均为阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂治疗双相抑郁的对照研究，有量表和疗效等级评价，观察时间最长为8周。设计为非盲法，但是分组均是随机方法。 2、有4项研究报告了阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂对照治疗双相抑郁的有效率。如图1所示，通过异质性检验，X 2 = 0.68，df = 3，P = 0.88，I 2 指数 = 0%说明入选的实验均为同质，适用固定效应模型，OR为1.01，95%可信区间为(0.62， 1.63)，合并效应检验：Z = 0.02，P = 0.98，说明两种治疗方法的有效率没有显著性差异。见图1。 图1. 阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂治疗双相抑郁的有效率比较 3、有3项研究报告了2周末的症状评定，5项研究报告了4周末的症状评定，2项研究报告了8周末的症状评分。如图所示，通过异质性检验，X 2 = 170.73，df = 9，P < 0.01，I 2 指数 = 94.7%说明入选的实验均为异质，适用随机效应模型，WMD为−5.43，95%可信区间为(−5.40， −5.27)，合并效应检验：Z = 64.64，P < 0.01，说明两种治疗方法的症状学改变显著性差异。说明在不同的3个时点，阿立哌唑联合碳酸锂与单一碳酸锂比较，两组症状以前者更低。见图2。 图2. 阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂治疗双相抑郁的抑郁症状变化比较
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user: 4. 讨论 双相抑郁的治疗虽然存在着很多争议，但是将心境稳定剂作为基础治疗却基本达成共识，而且大多数双相抑郁的治疗指南中，除特别强调心境稳定剂的使用外，非典型抗精神病药物也是关注对象，其中非典型抗精神病药物喹硫平就可以单一使用 [ 8 ] 。但是近年来也在关注其它非典型抗精神病药物的应用，特别是在联合心境稳定剂的情况下的使用。本研究提示，虽然从有效率方面比较两组没有显著差异，但是，联合阿立哌唑的确可以提前改善症状(第2周末症状比较有显著差异：如图所示，通过异质性检验，X 2 = 28.74，df = 2，P < 0.01，I 2 指数 = 93.9%，说明入选的实验均为异质，适用随机效应模型，WMD为−5.86，95%可信区间为(−6.06， −5.67)，合并效应检验：Z = 58.47，P < 0.01)，而且使全部观察过程症状改善更为明显。 综合分析发现：阿立哌唑对双相障碍有良好的治疗作用，而且没有催乳素的增加 [ 9 ] ，因此可能对双相抑郁也有作用。为此有研究针对性应用小剂量阿立哌唑进行治疗，发现阿立哌唑的治疗效果的确明显 [ 2 ] 。进一步分析发现，阿立哌唑单药治疗双相抑郁可以早期改善抑郁症状，丙炔可以预防后来的躁狂发作，当与碳酸锂联合的情况小，这种作用比碳酸锂联合安慰剂效果更明显，不仅如此，其联合丙戊酸盐或拉莫三嗪都有这样的效果 [ 10 ] 。我们的研究也有类似的作用，发现阿立哌唑联合碳酸锂与碳酸锂相比，早期症状改善更明显，说明有提前起效的作用，这与个别的研究结论相似，说明碳酸锂联合阿立哌唑后，可以使抑郁改善提前 [ 7 ] 。 本研究没有能够针对副作用进行评价，这是遗憾的地方，也是不足之处。其中主要原因与原始资料的报告不全有一定的关系。因此，当有更多文献问世后，这方面的结果一定可以得到完善。
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user: 摘 要 本研究旨在综述外泌体在心血管疾病中的研究进展，为完善细胞治疗在心血管疾病中的机制提供理论基础。外泌体是多种细胞在一定条件下分泌的微小囊泡，直径在30~150 nm，外泌体中包含了丰富的蛋白质、脂质与核酸。近几年的研究发现外泌体可参与心血管疾病的发生发展，在心血管疾病诊断和治疗中发挥重要的作用。外泌体可以通过影响细胞增殖、凋亡和自噬，调节相关细胞微环境，促进血管的新生等多方面促进心血管疾病的发生与发展。外泌体还可以作为心血管疾病的生物标志物，作为心血管疾病的治疗靶点等。本文就外泌体的形成、组成和功能以及近几年外泌体在心血管疾病中的作用进行综述。 关键词 :外泌体，心血管疾病，诊断，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/