DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 摘要 基于最严格的水资源总量控制目标约束，研究评估新疆地方系统(不含新疆生产建设兵团)农业灌溉水资源承载力。本文以2018年现状为基准，综合考虑农业用水在总用水量的占比、滴灌面积在总灌面积的占比、灌溉定额、灌溉水利用系数对灌溉水资源量的影响，运用水土平衡及系统工程优化评估灌溉水资源承载能力。结果显示：预期2035年农业用水总量由2018年386.20亿m 3 降至282.10亿m 3 ，这一远景目标的实现伴随农业用水占比由91.8%降至74.7%，毛灌溉定额由7695 m 3 /hm 2 下降至5955 m 3 /hm 2 ，滴灌面积占比由48.5%提升至86.2%，灌溉水利用系数由0.542提升至0.650，由此可承载极限总灌面积为488.15万hm 2 ，比2018年减少灌溉面积13.52万hm 2 。分析结果说明，在十分有限的农业水资源总量控制条件下，在适宜范围内降低灌区灌溉定额，提升灌溉水利用系数和滴灌节水规模，是以水定地稳定总灌面积的重要保障。
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user: 1. 引言 新疆是我国典型的沙漠绿洲灌溉农业，水利灌溉水资源节约高效利用，在农业经济发展中具有重要地位并起到特殊作用。基于最严格的水资源总量控制研究分析农业用水承载力，对推进新疆经济社会生态可持续发展具有重要现实意义。新疆水资源利用效率方面，张羽威 [ 1 ] 等人采用GIS与空间相关法分析表明，新疆各地二产、三产GDP与用水量为空间负相关，第一产业用水量在空间对GDP影响成正相关具有一定空间聚集性，说明农业用量大表现集中。杜根 [ 2 ] 等人对新疆地州农业水资源利用效率研究认为，农业水资源利用效率呈现北疆、东疆及南疆依次递减，克拉玛依、昌吉州、塔城地区、巴州、和田、吐鲁番等农业用水处于高效率状态。周和平 [ 3 ] 等人基于水资源利用技术指标，采用综合评价和柯布道格拉斯模型分析现状与未来15项投入因素对总用水量的影响，结果表明，现状水资源利用综合量级为3级，规划至2030年综合量级达到2.54~3.0级总体处于可持续状态。张振龙 [ 4 ] 等人运用VAR模型和ADF检验、脉冲响应函数及方差贡献度分解，对近年新疆耗水产业生态系统和经济增长分析表明，经济增长与总用水量、工业和农业用水之间存在长期均衡关系，新疆经济快速增长伴随着水资源大力开发和过度利用，并建议实施严格的退地减水政策，明确用水总量控制和定额指标维持新疆水资源可持续利用。胡宝华 [ 5 ] 等人通过综合评价模型探析水资源承载力空间布局，表明新疆水资源综合承载布局呈现南疆弱北疆强、东疆弱西部强格局，且水资源支持力、水资源经济承载力、农业承载力、农村承载力、城镇承载力、生态承载力六个因子空间布局呈现区域差异性。雷亚君 [ 6 ] 等人对新疆2005~2014年水资源生态足迹、水资源生态承载力分析表明，2005~2012年水资源利用程度中等，2013~2014年水资源利用程度明显增高，南疆、北疆水资源生态足迹、水资源承载力大于东疆，而南、北疆万元GDP水资源生态足迹则小于东疆，对保持现状条件进行2015~2025年预测，新疆水资源生态赤字仍将出现。贺可 [ 7 ] 等人利用1972~2015年Landsat MSS/TM/OLI及CBERS遥感影像数据，获取近40年新疆土地利用数据，结果表明，土地不断开垦、耕地面积不断扩大已到了相当数量规模，2000年以来开垦耕地增加了243.03万hm 2 ，现状耕地总量接近900万hm 2 ，土地开垦撂荒成为新疆土地利用变化最重要特征。本文基于水资源总量控制目标，综合考虑农业用水在用水总量占比、滴灌节水面积在总灌面积的占比、灌溉用水定额、灌溉水利用系数对水资源的影响及分析其灌溉水资源承载力，为新疆农业水资源有效利用与灌溉高质量协同发展提供支撑。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 研究区概况 新疆占国土面积1/6远离海洋深居内陆腹地，位于73˚40'~96˚23'E，34˚25'~49˚10'N，年均气温10.4℃，≥10℃积温3819.1℃，年均降水量154.1 mm，年均蒸发量2125.4 mm，干旱指数10~15。具有“三山夹二盆”洪冲积平原、山间盆地谷地、荒漠戈壁多样性地理环境特征，降水稀少、蒸发强烈、气候干旱、生态脆弱，形成了我国最为典型的沙漠绿洲纯灌溉农业格局，灌溉水资源有效利用是农业经济发展支柱。截止2018年新疆地方系统(不含新疆生产建设兵团，下同) [ 8 ] 已建水库482座，库容124.35亿m 3 (大型17座库容84.05亿m 3 ；中型96座库容30.77亿m 3 ；小型369座库容9.53亿m 3 )，库容水量占引用水总量30%。已建水闸工程25，310座(大型22座；中型226座；小型25，062座)。各级渠系输水工程17.76万km (其中防渗8.16万km，防渗率46%)，灌溉面积拥有防渗渠16.3 m/hm 2 ，各级渠系输水量占引用水总量的70%。2018年新疆国民经济社会发展显示 [ 9 ]，粮食、棉花、油料和糖类(甜菜)四类作物种植面积分别为220.36、254.05、21.86和5.99万hm 2 ，平均单产6930 kg/hm 2 、1965 kg/hm 2 、3045 kg/hm 2 、74，340 kg/hm 2 ；特色林果产量1729.44万t (园林水果1118.72万t；坚果124.69万t；瓜类486.03万t)。以新疆常住人口2523.22万人计，人均粮食、棉花、油料、糖类(甜菜)和林果拥有量为605 kg、198 kg、26 kg、176 kg和685 kg；农业生产总值1781.75亿元，占比13.1%，人均54，280元；人均综合用水量1668m 3 ，毛灌溉定额7697 m 3 /hm 2 。水资源总量多年平均832亿m 3 占全国水资源 [ 10 ] 总量27，462.5亿m 3 的3.1%，2018年农业用水386.2亿m 3 占全国3693.1亿m 3 的10.5%，灌溉面积501.72万hm 2 占全国7400万hm 2 的6.8%，养育着占国土17%的新疆各族人民共生发展。 2.2. 研究方法 基于农业水资源承载能力 [ 11 ] [ 12 ] “在一定水资源可利用量、农业用水技术水平，良好生态环境前提下，通过先进农业节水合理配水措施所能支持的区域极限农业灌溉土地面积”，农业水资源承载灌溉土地面积S 灌溉 ，是规划目标年供水总量W 供水 、灌溉定额M 定额 、灌溉技术G 技术 、灌溉水利用系数η 灌溉 的函数： S 灌 溉 = f ( W 供 水 ， M 定 额 ， G 技 术 ， η 灌 溉 ) (1) 式中，水资源农业供水W 供水 ，按规划目标年水资源控制总量，以用水现状基准年供水总量农业用水占比等差递减计算农业用水量；灌溉定额M 定额 ，数据源于各县1950~2018年气象站点气象资料、新疆农业用水定额技术研究应用 [ 13 ]、新疆2013~2018滴灌作物需水量与灌溉制度试验研究成果汇编 [ 14 ]，中科院资源环境科学数据中心关于新疆地理土壤分布信息，综合考虑灌区地理区位气候、土壤、作物需水有效降水响应计算分析。参考作物蒸腾量ET 0 采用彭曼–蒙特斯(P-M)分析 [ 15 ]： E T 0 = 0.408 ⋅ Δ ⋅ ( R n − G ) + γ ⋅ 900 T + 273 ⋅ u 2 ( e a − e d ) Δ + γ ⋅ ( 1 + 0.34 ⋅ u 2 ) (2) 式中，∆为温度~饱和水汽压关系曲线在T处的切线斜率，kPa/℃；R n 为净辐射，MJ/m 2 ·d；G为土壤热通量，MJ/m 2 ·d；γ为湿度表常数，kPa/℃；T为平均气温，℃；u 2 为2 m高水平处风速，m/s；e a 为饱和水汽压，kPa；e d 为实际水汽压，kPa。 作物用水量ET按下式分析： E T = E T 0 ⋅ K C − P 0 (3) 式中，ET为作物用水量，mm；ET 0 为参考作物蒸腾量，mm；K C 为作物系数；P 0 为有效降水量，mm。 式(3)中K C 为作物生长期需水量与参考作物蒸腾量比值，由下式计算： K C = ∑ i = 1 n E T i / E T 0 i (4) 式中，i为作物生长的第i阶段；n为作物生长阶段数目；ET i 为作物生长i阶段需水量，mm；ET 0i 为作物生长i阶段参考蒸腾量，mm。 式(3)中P 0 由下式计算分析： P 0 = 10 γ H ( θ 2 − θ 1 ) + ( E T d − K d ) t (5) 式中，P 0 为有效降雨量，mm；γ为土壤干容重，g/cm 3 ；H为根系吸水层深度，cm；t为前后两次测定土壤含水率相隔时间，d；ET d 为时段内日均蒸腾量，mm/d；K d 为t时段内日均地下水有效补给量，mm/d；θ 1 、θ 2 为降雨前、后测得土壤重量含水率，%。降水量P与有效降水量关系为P 0 = Pa，新疆南疆a = 0.35；北疆a = 0.52；全疆a = 0.41 [ 13 ]。 考虑土壤质地地理区位对灌溉定额影响，采用地理区位及质地分布加权分析： M 加 权 = E T ( K 1 i + K 2 j ) 2 (6) K 1 i = ∑ i = 1 n E T a i (7) K 2 j = ∑ j = 1 n E T a j (8) 式中，M 加权 为考虑质地地理区位影响的灌溉定额，mm；ET为作物需水量，mm；K 1i 为不同土壤质地调节系数，下标i为粘土质、粉砂土、沙土质；K 2j 为不同地理区位调节系数，下标j为前山带、平原带、盆地区；a ij 分别为不同土壤质地、地理区位分布面积，hm 2 。 不同灌溉模式面积及灌溉定额加权灌区综合田间灌溉定额： M 综 合 田 间 = ∑ m i A i ∑ A i (9) 式中：A i 为不同灌溉模式(常规灌溉、膜上灌、喷灌、微灌)面积，hm 2 ，m为不同灌溉模式田间灌溉定额，m 3 /hm 2 。 灌溉水利用系数η 灌溉 ，以现状年为基准，在预期目标年之间进行等比值计算： η 灌 溉 = η 现 状 p i (10) p i = η 目 标 / η 现 状 (11) 式中：η 目标 为目标年灌溉水利用系数；η 现状 为基准现状年灌溉水利用系数；p i 为灌溉水利用系数现状与目标之间提高系数。 农业水资源承载灌溉土地面积S 灌溉 ，综上水资源总量控制下农业供水可灌面积： S 灌 溉 = W 供 水 η 灌 溉 / M 综 合 田 间 (12) 本研究数据处理分析采用Excel 2003系统。
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user: 4. 讨论 在农业供水量有限情形下，毛灌溉定额和灌溉水利用系数及滴灌面积占比，直接影响灌溉面积承载能力。基于最严格水资总量控制目标，预期分析2035年地方系统农业用水总量282.10亿m 3 ，在农业用水占比74.7%，高效滴灌节水面积占比86.2%，毛灌溉定额5955 m 3 /hm 2 ，灌溉水利用系数0.650时，可承载488.15万hm 2 灌溉土地面积，由此水资源总量控制减水减地，比2018灌溉面积减少13.52万hm 2 。 图1. 灌溉面积S与灌溉水利用系数W关系
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user: 5. 结论 新疆地方系统在有限的农业用水预期282.10亿m 3 时，通过规模化滴灌节水技术、提升灌溉水利用系数，可有效降低灌溉用水定额，可承载极限灌溉面积为488.15万hm 2 ，其中北疆、东疆、南疆灌区承载灌溉面积分别为193.54万hm 2 、20.32万hm 2 、274.29万hm 2 。
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user: 摘要 目的：探究老年骨质疏松性胸腰椎压缩骨折的微创治疗效果。方法：选取我院2012年12月~2020年6月收治的骨质疏松性胸腰椎压缩骨折患者150例，根据不同椎体成形手术方式的不同分成PVP组、PKP组和手法PVP组，PVP组采取经皮椎体成形术治疗，PKP组采取经皮球囊扩张椎体后凸成形术治疗，手法PVP组采取手法复位经皮椎体成形术治疗，比较3组治疗效果。结果：PVP组、PKP组、手法PVP组术后VAS评分均低于术前，分别为(2.13 ± 0.80)、(2.10 ± 0.75)、(2.02 ± 0.85)，P < 0.05。3组术后Cobb角情况均优于术前(P < 0.05)。术后Cobb角最小是PKP组，最大是PVP组(P < 0.05)。后凸畸形矫正率最高的是PKP组，PVP组最低(P < 0.05)。PVP组手术时间(28.66 ± 5.75) min，PKP组手术时间(47.97 ± 8.94) min，手法PVP组手术时间(42.63 ± 6.56) min，P < 0.05。结论：微创手术治疗骨质疏松症的要点在于适宜的手术方法选择，利用适宜的微创手术方法可以收到满意的治疗效果。
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user: 1. 引言 骨质疏松症是由多种原因导致的骨代谢异常和骨微结构破坏，导致骨脆性和骨折风险增加 [ 1 ] [ 2 ]。骨质疏松症是一种多见于老年人中的疾病，椎体压缩骨折是骨质疏松症的常见并发症 [ 3 ] [ 4 ]。骨质疏松性椎体压缩骨折(OVCF)影响患者的正常活动，并且会引起胸腰段背部疼痛，影响患者的生活质量 [ 5 ]。非手术治疗需长期卧床，易出现褥疮、肺炎、尿路感染等并发症，其胸腰椎压缩骨折会对患者的生活质量造成明显的影响，而传统的保守治疗见效十分缓慢，并且对于体质较差，合并症多的老年人而言，有很高的并发症发生率。目前对老年人由骨质疏松引起的椎体骨折有传统疗法和微创疗法两大类 [ 6 ]，因此创伤较小的微创手术方式是治疗该病的推荐方法，而临床存在的微创手术方法较多，临床上椎体后凸成形术已成为治疗老年骨质疏松性椎体压缩性骨折的有效方法，然而对于老年骨质疏松性椎体压缩性骨折患者，手术时机对术后效果的影响尚不明确，而且由于骨质疏松性骨折的隐匿性，许多老年患者往往不能及时就医，因而手术时机差别较大 [ 7 ] [ 8 ]。经皮穿刺椎体成形术(PVP)和经皮穿刺椎体后凸成形术(PKP)这两种微创疗法现已被广泛应用于该类椎体骨折的治疗 [ 9 ]。PKP经皮穿刺后将球囊放入骨折的椎体，通过扩张球囊来复位骨折，再经骨水泥注入以达到强化骨折椎体的目的。与PVP相比，PKP通过扩张球囊的方式辅助骨水泥的注入，使术后的脊椎具有更强的稳定性，对由老年骨质疏松引起的椎体压缩骨折的治疗具有重大意义。本研究随机分配选取我院自2012年12月~2020年6月收治的骨质疏松性胸腰椎压缩骨折患者150例，对微创手术治疗骨质疏松症进行了观察，为临床手术施行提供参考，现报道如下。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 一般资料 我院自2012年12月~2020年6月收治的骨质疏松性胸腰椎压缩骨折患者150例，分成PVP组、PKP组和手法PVP组。PVP组50例，其中男24例，女26例，平均年龄(62.9 ± 4.6)岁；PKP组50例，其中男22例，女28例，平均年龄(62.8 ± 4.6)岁；手法PVP组50例，其中男21例，女29例，平均年龄(62.4 ± 4.8)岁；术前均无明显的骨块，卡压着硬膜囊，未造成神经根受损、脊髓受损，且无败血症、凝血机制障碍、严重心肺功能不全、骨髓炎等禁忌症，椎体的压缩在II度内，均为新鲜椎体压缩骨折，无后壁破坏；3组患者均签署知情同意书，且经过伦理委员会批准。3组患者一般资料比较，P > 0.05。 2.2. 方法 2.2.1. PVP组 本组采取经皮椎体成形术治疗，确定椎弓根的投影标记点，在定位标记点的外侧5~10 mm处进行穿刺，给予1%利多卡因(中国大冢制药有限公司，批准文号：国药准字H20065387)局部浸润麻醉，纵行切口穿刺点，左侧定位于椎弓根投影区9~11点的位置，右侧定位于1~3点的位置，穿透骨面，调整穿刺针位置，针尖需超过椎弓根，拔出针芯，完成穿刺及钻取骨道，同时为对侧完成穿刺及钻取骨道，保留双侧的实心椎体钻，灌入骨水泥和骨质进行粘合，取出实心椎体钻。 2.2.2. PKP组 本组采取经皮球囊扩张椎体后凸成形术治疗，术前需行碘过敏试验，阴性才可以进行手术，定位、穿刺的方法与PVP组一致，在实心椎体钻进入椎体前中1/3处后，要将实心椎体钻取出，置入空心椎体钻，置入球囊，注意别扎破球囊，取出空心椎体钻，将扩张球囊置入椎体骨道，透视下观察椎体的高度恢复，正常后停止，取出球囊及造影剂，注入骨水泥粉末及固化液的调和剂，消毒，包扎。 2.2.3. 手法PVP组 本组采取手法复位经皮椎体成形术治疗，选择平卧位，需要垫枕3 d，术前30 min给予吗啡10 mg (东北制药集团沈阳第一制药有限公司，批准文号：国药准字H2102436)肌内注射，患者选择俯卧位，在髋部及胸部垫枕，双手掌的根部重叠的放在患者骨折腰椎棘突部位，缓缓用力的按压，让患者吸气呼气，感受骨折部位的后凸畸形已经消失后，给予PVP手术治疗。 2.3. 观察指标 ① VAS评分标准：观察3组患者术前、术后的VAS评分，采取视觉模拟标尺法(VAS)，0~10分，分数越高，疼痛程度越高，由患者自行选择。② 后凸畸形角(Cobb角)测量：观察3组患者术前、术后的Cobb角，侧位X线片测量患者患椎上位椎体上终板垂线与下位椎体下终板垂线之间的交角 [ 10 ]。椎体后凸矫正率 = (术前椎体后凸角度 − 术后椎体后凸角度)/术前椎体后凸角度 × 100% [ 11 ] [ 12 ]。③ 记录手术时间。 2.4. 统计学方法 数据采用专业SPSS 17.0软件进行统计学分析处理。计量资料用均数±标准差(x ± s)表示，并采用t检验，计数资料采用(n，%)表示，采用卡方检验，P < 0.05差异有统计学意义。
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user: 3. 结果 3.1. 两组术前、术后的VAS评分 3组术前VAS评分比较，P > 0.05。3组术后VAS评分均低于术前，P < 0.05。见表1。 Table 1 The VAS scores of the two groups before and after operation were compared [ x ¯ ± s， scores 组别 术前 术后 t值 P值 PVP组(n = 22) 7.67 ± 0.74 2.13 ± 0.80 3.6294 <0.05 PKP组(n = 22) 7.76 ± 0.81 2.10 ± 0.75 3.8491 <0.05 手法PVP组(n = 22) 7.82 ± 0.78 2.02 ± 0.85 4.1385 <0.05 表1. 两组术前、术后的VAS评分比较[ x ¯ ± s，分] 注：和PVP组比较，P < 0.05；和PKP组比较，P < 0.05。 3.2. 两组术前、术后的Cobb角情况 3组术前Cobb角情况比较，P > 0.05。3组术后Cobb角情况均优于术前，P < 0.05。术后Cobb角最小是PKP组，最大是PVP组，P < 0.05。后凸畸形矫正率最高的是PKP组，最低的是PVP组，P < 0.05。见表2。 Table 2 Comparison of Cobb angle before and after operation between the two groups [ x ¯ ± s， ˚ 组别 术前 术后 后凸畸形矫正率(%) PVP组(n = 22) 16.97 ± 3.75 12.14 ± 2.82 28.68 ± 4.92 PKP组(n = 22) 17.26 ± 3.71 6.16 ± 2.88 62.19 ± 7.81 手法PVP组(n = 22) 16.69 ± 3.85 7.03 ± 2.78 56.22 ± 6.36 E值 1.0845 5.2748 7.7452 P值 >0.05 <0.05 <0.05 表2. 两组术前、术后的Cobb角情况比较[ x ¯ ± s，˚] 注：和术前比较，P > 0.05；和术后比较，P < 0.05。 3.3. 3组手术时间 PVP组手术时间(28.66 ± 5.75) min，PKP组手术时间(47.97 ± 8.94) min，手法PVP组手术时间(42.63 ± 6.56) min，PVP组手术时间最短，PKP组手术时间最长，P < 0.05。
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user: 4. 讨论 随着我国人口老龄化程度不断加剧，骨质疏松症引起椎体骨折及相关并发症已成为危害老年人身体健康的主要疾病之一。骨质疏松引起骨量减少，骨脆性增加，骨强度随之降低，骨质疏松症患者骨折风险增加，日常活动中的轻微暴 力即可导致骨折，而骨质疏松性椎体压缩性骨折为其最常见的骨折 [ 13 ]。若采取保守治疗，患者早期需持续卧床，容易合并下肢静脉血栓、皮肤褥疮、坠积性肺炎等并发症，严重影响患者生活质量，甚至威胁生命。同时长期卧床会导致患者骨量加剧流失，易产生新的椎体压缩性骨折，且保守治疗无法纠正脊柱后凸畸形，微创手术治疗骨质疏松性腰椎骨折具有明显的治疗效果，椎体后凸成形和椎体成形已在临床上作为的主要微创治疗方法 [ 14 ]。与保守治疗相比，两种方法在缓解疼痛、恢复椎体高度及改善患者生活质量方面效果更佳 [ 15 ] 但需要有效的术前评估，并且对术式进行恰当的选择。因此对于手术方式的选择探讨十分重要 [ 16 ]。 一般情况下认为，骨折椎体为单个或两个的简单单胸腰椎压缩骨折，并且压缩程度不超过1/3，可以在经过体质或者手术耐受性评估后，采用双侧穿刺PVP治疗。但如果椎体个数大于2个时，也可以在主责任锥进行双侧PVP手术治疗，另外的椎体进行单侧PVP治疗，并且减少骨水泥的注入量。椎体压缩体如果超过了1/3，则无法采用PVP治疗达到有效的治疗效果，此时可以选择PKP手术方法达到有效的畸形矫正，本研究结果中也显示，三组术后Cobb角均优于术前，而最小的是PKP组，并且PKP对后凸畸形的矫正率最高。PKP手术方法的有效性已经被国内研究人员证实 [ 17 ] 等对PKP治疗老年骨质疏松性胸腰椎压缩性骨折进行了观察，发现所有病例疼痛在术后均有明显的缓解，并且复位满意，其中16例患者可下床轻微活动，术前VAS评分7.6分，而术后仅0~3分，平均为2分，他们进行的X片显示所有病例骨水泥填充良好，说明了PKP方法十分有效，而本研究中PKP组，术后VAS评分2.10 ± 0.75，上述本研究结果相似。 本研究回顾性分析近8年于我院接受PKP手术的骨质疏松性椎体压缩骨折患者。由于雌激素减退等问题，接受该手术的患者中女性占绝大多数 [ 18 ]。从解剖位置上看，下胸椎和上腰椎位置低且呈前凸，是脊柱应力的集中点，因而最容易发生骨折 [ 19 ] [ 20 ]。本研究发现，发生压缩骨折的椎体主要为T11 (7.5%)、T12 (25.0%)、L1 (23.8%)、L2 (13.0%)、L3 (18.4%)、L4 (4.6%)。同时在接受过PKP手术的患者中，再手术患者33例，与患者的年龄相关，提示高龄可能是椎体骨折发生的危险因素。再次发生椎体骨折的患者中，有6例骨折部位发生于同一椎体，25例发生在邻近椎体。 进一步分析表明，PKP术中骨水泥注入量与术后再发椎体骨折部位相关，但PKP手术有着更长的手术时间，手术操作较PVP以及手法复位PVP均更加复杂。而对于身体素质较差的患者，如高龄患者，应尽可能的选用单侧穿刺，以减少手术创伤，并且进一步减少骨水泥注入量，利用简易的手术完成基础治疗，不追求最佳复位，虽然临床疗效会受到影响，但基本可保证疗效 [ 21 ]。也不会带来过多的医源性损伤。本研究结果中显示，在适宜的微创手术方法的选择下，三组VAS评分相当，并且较术前有着明显的改善，并且均可以改善Cobb角。 综上所述，骨质疏松性腰椎骨折的治疗方法较多，利用微创手术是目前的主流治疗方法，但目前存在的微创手术方法较多，客观的优劣评价十分重要。有效的术前评估，有效的手术方式选择是是治疗骨质疏松性腰椎骨折的基础，并且在正确选择手术方法下，PVP、手法复位PVP以及PKP均可以达到治疗效果。
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user: 摘要 目的：将出院后应对能力量表(PDCDS)根据文化差异进行调适汉化为中文版，并评价其信度和效度。方法：首先，对原量表进行翻译、回译和文化调适，确定中文版出院后应对能力量表。其次，采用方便抽样，使用中文版出院后应对能力量表对武汉市三级医院甲等两所和三级医院乙等一所于2020年9月~2020年11月出院的93例出院患者进行电话随访问卷调查，评定该工具的信效度。结果：汉化后PDCDS量表共包括7个条目，量表各条目CVI值为0.94~1.00，总量表的CVI值0.94，得到的评价者间一致性水平值为0.94；通过探索性因子分析共提取2个公因子，累积方差贡献率为76.584%；验证性因子分析因子负荷量在0.635~0.880之间，平均方差抽取量(AVE)分别为0.599和0.680，组合信度(CR)为0.871和0.854；整个量表的Cronbach’a系数为0.892，各维度的Cronbach’a系数分别为0.850、0.709；整个量表的Guttman折半系数为0.869，各维度的Guttman折半系数分别为0.852、0.709；总量表的重测信度为0.951，每个条目重测信度为0.902~0.972。结论：汉化后的PDCDS量表具有良好的信效度，适用于患者出院后对所面临困难应对能力的一种测评。
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user: 1. 引言 随着我国医疗卫生体制的深化改革，要求缩短患者平均住院时间，提高病床周转率，医院不再是患者康复和疗养的地方，大多数患者在病情稳定后便会被安排出院，后期的养疗主要在社区或家中完成。然而以社区为基础的康复和治疗场所，在我国因多种限制并未开展或开展得不尽人意 [ 1 ]。研究发现，当患者出院后面对新的或改变的医疗条件及医疗照护者，均表现出不同程度的不适应感，较严重者在出院后几周内便发生了意想不到的疾病变化、病情反复和再入院等情况 [ 2 ]。在此背景下，对患者出院后应对能力的评估尤为重要。研究证实，评估患者出院后应对能力水平对疾病预后具有良好的预测效果，并且提高患者出院后应对能力可有效减少患者院外不良事件的发生和再入院率 [ 3 ] [ 4 ]。因此，准确评估患者出院后应对能力，及时掌握患者病情变化和医疗需求，确保患者过渡期安全十分必要。出院后应对能力量表(Coping Difficulties After Hospitalization， PDCDS)，于2006年由Weiss [ 5 ] 等开发和测试，作为患者出院后对所面临困难应对能力的一种测评工具。该量表目前在国外被广泛应用于患者与其家属出院后应对能力的测量，也是评价出院准备服务质量高低的重要评估工具之一。PDCDS是一种即简单方便又高效快速评估患者出院后应对能力情况的测量工具，然而，目前还尚未发现在国内人群中使用，为了有效评估我国患者出院后的应对能力情况，为其制定针对性的出院后安全过渡计划，以减少出院后并发症的发生和计划外再入院率，满足患者院外康复需求，亟需对PDCDS进行进一步的跨文化调适和验证，发展中文版测评工具。本研究旨在对PDCDS进行汉化和文化调适，使其能在我国推广使用。
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user: 2. 研究方法 2.1. 量表的汉化 2.1.1. 出院后应对能力量表(Coping Difficulties After Hospitalization， PDCDS) PDCDS主要用于评价患者出院返家后对面临各种问题的个人应对能力，量表共10个条目，从压力状态、康复过程、自我生活管理、家属面临困难、情感需求、自护信心及适应能力等方面对患者进行评估。量表采用like10级计分法，得分越高表明患者出院后应对难度越大。该量表在美国已被广泛应用 [ 6 ] [ 7 ]，整体Cronbach’a系数为0.86，探索性因素分析显示，单因素占总方差的39%，具有良好的信效度。该量表与出院准备度量表和出院指导质量量表都是由Weiss编制，共同用于评价出院准备服务的质量。出院准备度量表和出院指导质量量表是在患者出院当天进行评估，PDCDS于患者返家后3周左右以电话随访的方式进行询问并填写 [ 8 ]。 2.1.2. 翻译与汉化 本研究先取得原作者Weiss使用授权，① 正向翻译 出院后应对能力量表首先由两名以汉语为母语且通过雅思考试的护理专业研究生将其翻译成汉语。② 邀请一位医学专业双语专家，对前两份翻译进行分析比较，调适两份翻译的差异，结合自己的观点和经验，形成翻译初稿。③ 回译 邀请一位没有医学背景，在此之前未接触原量表的英语专业教授，对量表翻译初稿进行回译。回译完成后将原始量表说明和条目与回译版本进行对比分析，将有差别的地方做进一步的讨论修改。确定中文译本在语义、习语和概念上与原量表实现了对等。然后，制作预定版。④ 共邀请邀请6名临床医学专家对预定稿进行审核和文化调适，做进一步的调整。结合专家意见条目5、条目7和条目9中“这段时间”指定不明确，因为是对患者出院返家3周后的应对能力进行评估，所以修改为“出院这段时间”。条目3“您在照顾自己过程中遇到的困难?”，“照顾自己”修改为“自我照顾”更符合汉语表达。条目10“自住院以来，您对居家生活的适应程度?”，“住院与居家生活”在汉语语境中两词相互矛盾，所以修改为“自出院以来，您对居家生活的适应程度?”。 2.1.3. 专家咨询 共邀请16名专家，其中从事临床工作者9名、护理管理工作者4名及护理教育者3名，工作年限9~34年，平均年限17年。通过Delphi法采取匿名方式征求各专家对量表每个条目表述清晰性和内容准确性、重要性进行评价，以及对各个条目与相应内容维度的关联性做出选择，一般采用4个等级评分“1 = 不相关、2 = 弱相关、3 = 较强相关和4 = 非常相关”；量表各条目重要性程度采取Liker 5级评分法划分，即1 = 很不重要、2 = 不重要、3 = 一般重要、4 = 重要、5 = 很重要。釆用电子邮件等方式发放和回收专家咨询表，最后根据CVI的得分情况，结合专家意见，对中文版PDCDS量表再次进行修改。 2.1.4. 预测试 便利抽样选取武汉市一所三级医院康复科10名出院患者进行电话访问填写，填表时间控制在3~5分钟。目标是以确保患者对量表的选项、条目和填表过程的理解，并验证每一项的意思在翻译后与英文原文相同。 2.2. 量表的信效度检验 采用便利抽样，选取武汉市三级医院甲等两所和三级医院乙等一所于2020年9月~2020年11月出院的患者。纳入标准：① 患者经解释后自愿参加并签署知情同意书；② 意识清楚，有语言交流能力；③ 无认知和听力障碍，能理解问卷的意思；④ 住院时间 ≥ 3天；⑤ 年龄 ≥ 18岁。排除标准：① 转院而非出院回家；② 经知情同意后又拒绝参加本次研究的患者。脱落、剔除标准：① 患者因联系方式改变而中断联系；② 中途退出研究。因子分析要求每一条目是变量数的5~10倍 [ 9 ]，考虑到20%的无效问卷，最后选取93例出院患者。其中肿瘤科患者15例(16.13%)，内分泌科患者16例(17.20%)，康复科脊髓损伤恢复期患者16例(17.20%)、脑梗死恢复期患者14例(15.06%)、脑出血恢复期患者15例(16.13%)，神经科脑卒中患者17例(18.28%)。 2.3. 资料收集 获得所在医院医学伦理委员会的批准，在护理部和相关科室领导的支持配合下。委托数名护理人员作为调查员，由研究者对其进行统一培训。研究者和调查员分别对所在科室内符合纳入标准的患者在其出院三周后进行电话随访。于患者出院前向其说明本研究的目的和意义。征得研究对象同意后，通过电话随访。电话随访过程中对研究对象提出的疑问用统一的指导语进行不加暗示性的解答。共打出随访电话100通，接通95通，有效通话93通，有效回收率为93%。 2.4. 统计学分析 主要使用SPSS25.0和AMOS23.0软件进行数据分析。本研究中，① 采用频数、率和构成比对分类变量进行统计描述；② 量表的条目分析采用极端组法、独立样本t检验、Pearson相关系数检验等；③ 信度主要采用Cronbach’s α系数、重测信度以及折半系数进行检测。④ 量表的结构效度主要采用内容效度、探索性因子分析和验证性因子分析的方法进行验证。
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user: 3. 结果 3.1. 研究对象一般资料 93名调查对象中，男76人，女17人；年龄段在18~40岁37人、41~65岁48人、大于65岁8人；未婚11人、已婚48人、离异或丧偶8人；医疗支付方式除4人自费外，其余89人为医疗保险；93例患者中独居2人、与配偶居住31人、与家人们同住60人；无看护者11人、子女看护者9人、配偶看护者69人、父母看护者10人、其他4人；除诊断外无其他合并疾病者22人、同时合并1~3种疾病者47人、同时合并疾病种类大于3种者24人；无并发症患者22人、同时并发1~3种并发症患者52人、同时并发大于3种并发症患者19人。 3.2. 量表的信效度检验 3.2.1. 临界比值法 中文版PDCDS同样采取0~10计分方式，为检测该量表条目的区分度 [ 10 ]，将93份数据按总分降序排列，找出高低分组上下27%处的分数，分数较高的27%为高分组，分数较低的27%为低分组。采用独立样本t检验分析两组在每个条目上的差异，临界比值的检验结果显示，除条目8您对处理好自身需求的信心？(P为0.234 > 0.05)外，其余各条目得分差异均具有统计学意义(P < 0.05)，删除条目8，进入下一步分析。 3.2.2. 同质性检验 本研究检验总体数据的积差相关系数，分析结果显示，除条目9您在出院这段时间能否处理好自己的医疗需求(例如用药和治疗)？(0.353)和条目10自出院以来，您对居家生活的适应程度？(0.327)与总分的相关系数比较低外，其余所有条目的相关系数均大于0.4，且各条目得分与量表总分呈正相关，所有条目的相关系数均具有统计学意义(P < 0.01)，条目一总分Pearson相关系数(r值)为0.682~0.809，说明题项与整体量表的同质性高，保留剩余所有条目。详见表1。 Table 1 The factor loading matrix after the Chinese version of PDCDS rotated and the correlation coefficient of each item score-total score (n = 93 条目 公因子载荷值 r值 因子1 因子2 6. 您需要多大程度的帮助才能照顾好自己？ 0.915 0.695 3. 您在自我照顾过程中遇到的困难？ 0.893 0.682 5. 您的亲属或其他亲近的人在您出院这段时间感觉的困难？ 0.747 0.740 4. 您在治疗自己疾病过程中遇到的困难？(比如：经济、就医选择、疾病康复效果等) 0.637 0.756 7. 您在出院这段时间需要的情感支持？ 0.634 0.809 2. 您在康复过程中遇到的困难？ 0.885 0.739 1. 您觉得自己的生活压力？ 0.885 0.769 表1. 中文版PDCDS旋转后的因子载荷矩阵及各条目得分一总分相关系数(n = 93) P < 0.001. 3.2.3. 内容效度 本研究只进行了1轮Delphi专家咨询，问卷回收率为100%，各条目CVI值为0.94~1.00，总量表的CVI值0.94，得到的评价者间一致性水平值为0.94，量表具有较好的内容效度，因此可结束咨询 [ 11 ]，针对专家提出意见“条目4您在治疗自己疾病的过程中遇到的困难？”指出具体哪方面困难，已补充为“您在治疗自己疾病过程中遇到的困难？(比如：经济、就医选择、疾病康复效果等)”量表各个条目的内容效度详见表2。 Table 2 Content validity of each item of coping difficulties after hospitalizatio 条目 专家意见 I-CVI 很不重要 不重要 一般重要 重要 很重要 1. 压力 0 0 1 3 12 1.000 2. 康复过程 0 0 1 3 12 1.000 3. 自我照顾 0 0 1 2 13 1.000 4. 疾病治疗 0 1 0 2 13 0.938 5. 亲属 0 0 1 4 11 1.000 6. 需要帮助程度 0 0 0 3 13 1.000 7. 情感支持 0 0 1 3 12 1.000 表2. 出院应对能力量表各个条目的内容效度 3.2.4. 结构效度 1) 探索性因子分析 将本研究93例样本量做样本适合性检验结果显示，KMO值为0.852，提示因子分析适切性适中，Bartlett球形检验的χ 2 值为 381.946 (df = 21， P < 0.001)，具有统计学意义，提示该量表适合做因子分析 [ 12 ]。然后采用探索性因子分析(主成分法)和最大方差正交旋转的方法提取公因子，根据以下标准确定因子数及条目的选择 [ 13 ] [ 14 ]：① 因子特征根 > 1；② 选择最大载荷值 > 0.5；③ 每个因子数至少包含3个条目；④ 因子比较容易命名。结果显示，共提取2个公因子，旋转后各条目的因子载荷量为 0.634~0.915，累计贡献率为76.584%。中文版PDCDS量表具体条目及因子载荷矩阵见表 1。 2) 验证性因子分析 基于以上分析，再次对量表进行验证性因子分析，分析量表的收敛效度、聚合效度和区分效度。具体如表3，潜在变量和相应的测量指标间的因子负荷量在0.635~0.880之间，均大于0.5，同时平均方差抽取量(AVE)分别为0.599和0.680均大于0.5，组合信度(CR)也均大于0.7，说明问卷的结构效度是比较良好的。 Table 3 Confirmatory factor analysis result 条目 因子载荷 R 2 θ AVE CR A6 0.873 0.648 0.352 0.599 0.871 A3 0.88 0.71 0.29 A5 0.713 0.404 0.596 A4 0.738 0.545 0.455 A7 0.635 0.509 0.491 A2 0.843 0.774 0.226 0.68 0.854 A1 0.805 0.762 0.238 表3. 验证性因子分析结果 注：R 2 ：复平方相关系数；θ：测量误差；AVE：平均方差抽取量；CR：组合信度。 3.2.5. 信度分析 本研究通过最大方差正交旋转的方法得出2个维度，1) 整个量表的Cronbach’a系数为0.892，各维度的Cronbach’a系数分别为0.850、0.709；2) 整个量表Guttman折半系数为0.869，各维度Guttman折半系数为0.852、0.709；3) 间隔2周后，在样本中随机选取10名患者进行重测，2次评估总量表的重测信度为0.951，每个条目重测信度为0.902~0.972，说明该量表具有良好的信度。
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user: 4. 讨论 4.1. 量表具有较好的效度 效度是指在理论和实践证实基础上，测量工具对所要测量变量的准确程度。内容效度代表量表的内容是否测量到了所测概念的内容 [ 15 ]。当CVI > 0.80时，表示量表的内容效度为良好 [ 16 ]。本研究中，各条目CVI值为0.94~1.00，总量表的CVI值0.94，得到的评价者间一致性水平值为0.94，表明该量表内容效度较好。 本研究通过探索性因子分析，得出汉化后的中文版PDCDS有2个维度，这与原量表无维度不同，部分条目的归属发生了改变。根据莱宁格的跨文化护理理论，在不同文化背景下护理的方式、模式以及具体流程是不同的 [ 17 ]。与原理论假设相比，本研究在量表结构效度检验中发现，原量表项目中衡量患者需要帮助程度、自我情感管理、自我护理、自我医疗管理能力以及家属面临困难5个方面内容归为一个维度命名为生活管理；生活压力和康复过程中的困难2个方面内容归为一个维度命名为情感需求，2个维度的总累计贡献率为76.584%。基于探索性因子分析，再次对量表进行验证性因子分析，结果显示潜在变量和相应的测量指标间的因子负荷量范围在0.635~0.880，均大于0.5，同时AVE分别为0.599与0.680均大于0.5，组合信度(CR)也均大于0.7，说明问卷的结构效度是比较良好的，再次确认了所有条目对于“出院应对能力”概念的代表性。 4.2. 量表具有较好的信度 Cronbach’s α系数，主要用于反映量表内部各种因素以及总体的内部一致性状况。通常认为克朗巴赫系数在0.65~0.80之间可以接受 [ 18 ]。本研究主要采用Cronbach’s α系数、重测信度和折半信度检验量表的信度，研究结果显示整个量表的Cronbach’a系数为0.892，各维度的Cronbach’a系数分别为0.850、0.709；重测信度为0.951，每个条目重测信度为0.902~0.972；整个量表Guttman折半系数为0．869，各维度Guttman折半系数为0.852和0.709；表明量表的内部一致性较好。 4.3. 本研究的局限和不足 本研究在样本量上虽达到了量表汉化所需的要求，但在疾病种类和数量上的选择可能还存在一定的偏倚。未来可进一步扩大样本量和在不同疾病种类人群的验证研究．以使该量表在日后临床的使用中更具普适性。针对量表信效度的研究是个长期的工作，随着人们对出院计划模式在患者中的显著应用效果越来越理解，认识它的医护工作者越来越多，希望在未来日常的临床应用中进一步对汉化量表进行修改和完善，从而修订出更加适用中国文化背景的量表。 4.4. 量表的应用价值与意义 近些年，出院准备服务临床应用成果显著，迅速引起了国内各大综合医院研究者和管理者的关注，并在国内积极开展运用于临床。但是，目前我国尚无主要用于评价患者出院准备服务质量，以及患者出院后家庭适应能力、自我医疗管理水平和出院安全评估的量表。因此，中文版PDCDS量表作为科学量化患者出院服务质量的测评工具，对出院准备服务临床应用实践进行客观评价，有利于医护人员在实施出院准备服务时明确其在患者出院安全管理中的优势及不足，从而灵活调整出院准备服务工作的方式和方法，激发管理潜能，不断提升医院管理能力，促进出院准备服务管理模式向规范化、精细化发展。同时有利于医院管理者全面了解患者出院返家后的各项自我管理水平，从而优化出院准备服务模式，进行科学的个性化服务，提高安全绩效，确保患者安全过渡，降低再入院率。
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user: 5. 小结 本研究严格遵循跨文化调适的准则和流程，通过语义分析等方式对量表进行文化调适，所有条目内容达到清晰、易理解，符合我国护理文化背景。并对量表进行严格的信效度分析，最终确定中文版PDCDS量表，该量表具有较好的可行性、可靠性。因此，PDCDS可用于评价国内出院准备服务质量结局指标的量化工具，通过对患者疾病预后的预测，进而帮助患者增强其对各种可能面临问题的应对能力，有效减少患者出院后各种意外的发生。
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user: 摘要 目的：通过对海南农村居民对基层医疗服务的满意度调查，为改善海南农村医疗水平与优化海南自贸港建设中的健康海南版块提供参考依据。方法：课题组于2020年7月于海口市大林村通过问卷调查与走访相结合对大林村居民对基层医疗服务的满意度情况进行收集，对收集到的资料利用SPSS25.0予以进行统计学综合分析。结果：海南农村居民对基层医疗服务满意度一般，三类居民的数据均具有组间差异和统计学意义(P < 0.05)。结论：要想提高农村居民对基层医疗服务满意度，国家必须加大对基层医疗的经济投入和政策扶植，努力提升海南基层医疗水平。
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user: 1. 引言 《2016年全球疾病伤害和风险因素负担研究》(GBD)对1990年至2016年195个国家和地区的个人医疗服务进行了深入的探讨研究并对其进行了符合科学标准的评估 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]。评估结果表明，中国是近年来医疗水平增长速度最快的国家之一，但地区差异显著 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ]。国内农村居民对医疗水平满意度的调研结果有利于相关医疗机构进行具有针对性的技术或手段改革 [ 7 ] [ 8 ]，从而尽快改变农村医疗水平较低的现状，为广大农村民众提供更好的医疗服务 [ 3 ]。基于此，本课题组于2020年7月于海口市大林村通过问卷调查与走访相结合对大林村居民对基层医疗的满意度进行收集，以期为改善海南农村医疗水平提供参考依据，为海南自贸港建设中的健康海南版块的完善提供助力。
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user: 2. 对象与方法 2.1. 对象及内容 调查对象为海南省海口市灵山镇大林村的常住居民2668人，共662户，本次研究以户为单位调查了407位常住居民，所有的研究者均自愿加入本研究，获得伦理委员会批准。调查内容主要为居民医疗满意度。医疗满意度包括村里的诊所是否能够满足村民基本就医需求，居民医疗保障是否得到满足。 2.2. 方法 调查方法 本次调研采用问卷调查的方法，问卷设计了农村居民医疗满意度相关问题。以户为单位，于2020年7月1日~2020年7月15日以二维码和纸质调查表的方式对大林村的常住居民进行了抽样调查。本次调查采用统一设计的问卷和纸质调查表，而进行调查的调查员由经过专业培训的海南医学院临床医学、健康管理、护理，热带检验的学生组成。对所得的数据采用SPSS25.0统计软件进行数据处理，资料包括计量资料和计数资料我们分别采用( x ¯ ± s)和频数n (%)表示，而对于组间差异采用独立样本t检验，每一项自身前后对照采用配对样本t检验。如果P < 0.05表示差异具有统计学意义。
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user: 3. 结果及分析 农村居民在基层医疗保障制度当中的受益程度、满意度与关注度取决于医疗制度本身的补偿机制和居民本身在医疗上的开支，医疗开支少的居民，对制度的期望低；医疗开支多的居民，对制度的期望高 [ 9 ]。因此本文根据调查人群的经济收入将调查人群分为3类：第I类医疗开支在500元以下(42.89%)，第II类医疗开支在500~2000 (36.66%)，第III类医疗开支在2000以上(21.95%)，对这3类人群的情况及对基层医疗的看法意见进行综合分析，更具解释意义。 3.1. 三类居民的基本状况 三类居民的男女比例均衡，年龄主要集中在25~55周岁，具备独立思考和填写问卷的能力，调研结果可信度较高。I类居民的收入主要来源于种植作物，II、III类居民的收入主要来源于外出务工。I、II类人群大多家中无成员长期或频繁患病，而III类人群大多家中有成员长期或频繁患病。 3.2. 三类居民对基层医疗满意度 三类居民对基层医疗的满意情况见表1、表2。 据表1数据得，I、II类居民对基层医疗的满意度一般，III类居民中不满意的比例已达到了21.59%。三类居民中认为村卫生院不能满足患者基本就医需求的人更多。 Table 1 Medical status and satisfaction degree of village health center of three kinds of resident 居民分类 基层医疗状况的评价 村卫生院能否满足基本就医需求 非常好 比较好 一般 不满意 能 不能 I类 18 45 87 22 49 123 II类 16 38 65 28 39 108 III类 19 15 35 19 10 78 总计 53 98 187 69 98 309 表1. 三类居民对医疗状况及村卫生院满意度 注：三类居民对于基层医疗状况的评价比较c 2 = 24.832，P < 0.05。 据表2数据得，I、II类居民认为参加医保对减轻经济压力的作用一般的人数最多，III类居民中认为参加医保对减轻经济压力的作用明显的人最多。三类人都认为医保报销程序较复杂。 Table 2 Satisfaction of three categories of residents with health insuranc 居民分类 参加医保对减轻经济压力的作用 医保的报销程序 明显 一般 无作用 复杂 一般 简单 不了解 I类 76 88 8 72 70 18 12 II类 54 90 3 68 52 7 20 III类 46 31 11 36 32 3 17 总计 166 209 22 176 154 28 49 表2. 三类居民对医保的满意度 注：三类居民对于医保报销程序评价的比较c 2 = 20.215，P < 0.05。
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user: 4. 讨论 4.1. 三类居民的满意度对农村医疗服务的改进具有重要意义 海口市大林村的居民对于该地区医疗服务的意见大多为一般。均认为村卫生院不能满足他们的看病需求，因此他们需要花费更多的钱去更远医疗条件更好的医院去看病，极大地增加了居民的生活负担和经济压力，这也造成了居民不愿意去体检的情况。三类人群对于医保的满意度较高，都认为医保能够较大程度上缓解他们的看病压力。因此海南政府和相关部门应该对医保进行进一步的优化和加大对其的投入，以提升海南农村居民的医疗满意度。但大多数居民认为医保的报销程序较为复杂，这也一定程度上导致了居民看病难的问题。报销程序的复杂，会导致一些居民害怕报销而不愿去看病的问题。但如果把报销手续简化，一些人可能会借此机会牟取暴利。如何合理的设置报销手续是如今的焦点问题。政府和相关部门应该在这项问题上进行探讨，以期建立解决上诉问题的报销程序。 4.2. 对策、建议 在海南自贸港建设的黄金时期，医疗卫生模块的发展在海南自贸岛的建设中意义重大。此次对大林村医疗居民满意度的调研数据为改善海南农村医疗水平与优化海南自贸港建设中的健康海南版块提供了参考依据，也为相关部门提供了改善海南农村医疗水平的方向。海南政府与相关部门应紧紧把握海南自由贸易港建设的历史机遇，引进优质医疗卫生人才，全面开展农村医疗卫生升级，加大力度开展农村医疗体系建设，在农村医疗救助保障等方面加大投资力度，确保乡镇居民能享受到更优质的医疗服务。
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user: 摘要 斯里兰卡是一个以农业为主的国家，有着悠久的饮食文化历史，其语言包含丰富多彩的食物词汇隐喻。本文试图以隐喻理论为基础研究僧伽罗语中与饮食有关的隐喻，找出日常生活中常用的饮食隐喻，并对其进行描述和分析，以帮助加深对僧伽罗语的理解和学习。
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user: 1. 引言 饮食是生存的必需品。人们不能没有饮食，饮食也不能没有隐喻。隐喻在我们的生活中已经无处不在，不仅在语言中出现，更是在我们的思想行动中体现出来 [ 1 ]。斯里兰卡有着悠久而深刻的饮食文化。食品和饮料种类繁多，很容易产生和发展大量的饮食词汇和相关隐喻。在日常生活中，人们经常使用食物隐喻来表达人们的外貌、心理、思想和行为。例如，人们经常将脾气暴躁的女人称为“小辣椒”，这是“脾气大”或者“容易生气”的隐喻。另一个例子是“黄油心”，一个柔和而温柔的心的比喻。由此可见，隐喻，特别是饮食相关的隐喻，与人们的生活息息相关。随着饮食的不断丰富，僧伽罗语中隐喻的内容也在不断发展。
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user: 2. 隐喻的基本概念 隐喻是人类语言中的一种常见的语言现象，也是表达人们思维方式的重要工具。根据传统的隐喻理论，隐喻只是一种普通的修辞手段，但对于现代隐喻理论而言，它是表达人类思维方式的重要认知现象。莱考夫和约翰逊在《我们赖以生存的隐喻》文中提出：“在我们日常生活中，隐喻是无处不在的，在人们的思维与行为中，赖以进行思考和行为的概念系统本质上都是隐喻的”。事实上，隐喻在我们生活中无处不在，我们在交流时有意或无意地使用了隐喻。隐喻是国内外学科中最关注的话题之一。在研究领域，许多学者对隐喻进行了研究，并指出了许多重要的隐喻概念。其中，第一位对隐喻进行系统性讨论的是亚里士多德先生。他在《修辞学》和《诗学》中将隐喻定义为：“隐喻是通过把属于别的事物的词给予另一个事物而构成，或从“属”到“种”或从“种”到“属”或从“种”到“种”，或通过类比” [ 2 ]。此外，Lakoff和Johnson的概念隐喻在理解隐喻的概念及其概念投射方面也起着至关重要的作用。概念隐喻是指“通过另一种事物来理解和体验某种事物” [ 3 ]。他们进一步将概念隐喻划分为“结构隐喻”，“本体隐喻”和“定向隐喻或空间隐喻”。法国修辞学家方达尼尔(Fontainer)从辞格(trope)的角度分析了隐喻，并认为“辞格是表达思想的过程，词被用于新的概念时产生的或多或少与原始意义有所不同的某种意义” [ 4 ]。另外，Fauconnier和Cooper等语言学家也提出了自己对隐喻的观点。其中，Fauconnier将隐喻理解为“源域和目标语之间部分结构的投射映现” [ 5 ]。下面我们将讨论僧伽罗语中常见的饮食隐喻。
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user: 4. 结语 隐喻是我们日常生活中普遍使用的一种语言现象，它也是语言的一种修辞手段。隐喻反映了其所在国家的宗教文化、习俗和习惯、思维方式等。外语学习者必须掌握目标语的语法、语音、词汇等主要内容外还需要了解与其词汇相关的隐喻内容，尤其是与饮食相关的隐喻。本文介绍了僧伽罗语中与饮食有关四种类词语的隐喻，包括特定的食物类、饮食行动类、饮食味道类以及饮食感觉类的隐喻，这有助于理解僧伽罗语中与饮食有关的隐喻，并掌握其背后的文化知识、人们的思维方式、人格特征等，对于该语言的有趣学习者和中国学习者都有很多参考价值。
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user: 摘要 “凡尔赛文学”是2020年底的一场网络狂欢，凭借两个月的传播时间就占据了“2020年度十大网络流行语”的一席之地。“凡尔赛文学”是突破了时空的网络互动言语交际，言者有意、听者有心构成了其顺利完成互动交际的过程。在这场交际中，言者意图分为无意图、炫耀性意图、表现性意图和获取尊重意图，接受者根据个人认知可得到交际话语明确义和隐含义。
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user: 1. 引言 2020年11月初，“凡尔赛文学”爆火出圈，网络上引发了一股“凡学”热潮，并在短短的时间内形成“凡尔赛体”，网络“凡尔赛”是网络中的交际方式，网络交际依赖于有限的键盘，为了达到和面对面的传统交际相同的交际效果，最大化地实现语言的省力原则，网民们将口语的表达方式带到网络互动中，网络语被赋予了一个典型的特征，即“口语的书面化(Leparlécrit)” [ 1 ]。因此，“凡尔赛体”是书面化了的口语，在交际过程起传递信息、沟通感情的作用。
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user: 2. “凡尔赛”的起源 “凡尔赛”的一个起源来自法国巴黎恢宏华丽的凡尔赛宫殿，其宫殿装饰富丽堂皇，充满着“钞票”的味道，但是奢华的凡尔赛宫虽有500多个装饰考究的房间，却没有厕所，因此被调侃为“凡人不配住的地方”。另一个起源则与日本漫画《凡尔赛玫瑰》息息相关，漫画中几个金发碧眼的人物，加上贵族气息的衣饰，集玛丽苏、骄奢、浮夸于一身，堪称“二次元行走的人形富贵花”。“凡尔赛”因此成为奢华、富贵和浪漫的代名词，而“凡尔赛文学”的特点就是通过先抑后扬，明贬暗褒、反向表达、自问自答或灵活运用第三人称视角，假借他人之口来夸自己的方式，达到利用一些看似朴实无华的话语来不经意地透露出自己优越生活，明着诉苦实则炫耀，来表现自己的高人一等。而“凡学”的爆火则与微博上一位作家@蒙淇淇77有关，其微博发文几乎每条都围绕着她的先生展开：男神、多情、专一，集万千优点于一身，主要描述她的先生对自己的专情和一掷千金，很符合女性追求的“玛丽苏”剧情。目前豆瓣“凡尔赛学”学习小组已有超过两万人，在他们眼中，“凡学”是一种表演“高级人生”的精神，初衷是“把轻饶日常生活的炫耀 + 自恋型人格的毒用一种滑稽的方式排解掉”。