DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 尿酸是嘌呤代谢的终末产物。由于人体血浆中尿酸盐在7 mg/dL时达到饱和，所以人血浆尿酸盐的浓度超过7 mg/dL通常称为高尿酸血症。在大多数哺乳动物体内，由嘌呤代谢生成的尿酸可以由肝脏中的尿酸酶降解为尿囊素随尿液排出。然而，灵长类动物的尿酸酶基因在进化的过程中发生了突变，因而人体内并无尿酸酶表达，从而使人体的血尿酸水平相对较高 [ 1 ] 。随着生活水平的提高，高嘌呤食物摄入的增加、嘌呤代谢紊乱导致尿酸生成过多或肾脏排泄尿酸减少，均易使血尿酸升高，导致高尿酸血症，进而引起肾脏损伤。目前，高尿酸血症的患病率日益增加，高尿酸血症不仅可导致痛风，还可引起明显的肾脏损伤，应引起高度的重视。因此，控制高尿酸血症是防治高尿酸血症性肾病和肾功能减退的重要措施。本文对高尿酸血症性肾病的发病机制及药物治疗进展进行综述。
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user: 2. 高尿酸血症与慢性肾脏疾病 慢性肾脏疾病(chronic kidney disease， CKD)是指出现肾脏结构或功能异常超过3个月，并影响健康状况的肾脏疾病 [ 2 ] 。目前，CKD已经成为世界范围内危害人类健康的重要疾病，并受到广泛关注。据报道，美国有超过13%的人群患有CKD，超过了患糖尿病的人数 [ 3 ] 。其中，在20岁以上的人群里，有16.8%的患病率；而在65岁以上的人群中，有高达47.3%的患病率 [ 4 ] 。我国的最新调查显示18岁以上的成年人中CKD患病率为10.8%，而且以平均每年11%的速度增长。因此，CKD已成为全球性的公共卫生问题。 改善全球肾脏病预后组织(Kidney Disease: Improving Global Outcomes， KDIGO)发布的最新CKD治疗指南将慢性肾病分为四个时期 [ 5 ] 。由于肾小球滤过率(glomerular filtration rate， GFR)下降与尿蛋白含量增加分别是影响肾功能的独立危险因素，因此将GFR与蛋白尿结合起来，共同作为评估肾功能的标准。高尿酸血症作为一个独立的致病因素对CKD的各个时期均有不同程度的危害。一项涉及13项实验、190718名患者的meta分析发现高尿酸血症是导致CKD发生的独立致病因素 [ 6 ] 。Kohagura K等对167名日本CKD患者的活体检查发现，当患者血尿酸水平高于7 mg/dL时，高尿酸会直接加重肾脏小动脉损伤 [ 7 ] 。Magdalena Madero等对838名CKD3-4期患者的研究发现，患者体内血尿酸水平每升高1 mg/dL，全因死亡率升高17%。说明尿酸是CKD3-4期的独立危险因素 [ 8 ] 。Yejin Mok等对14939名韩国CKD患者的研究表明，CKD 2-4期患者体内血尿酸水平与慢性肾损伤程度成正相关 [ 9 ] 。Gianne Bellomo对900名健康成年人的血液检测研究发现，尿酸水平与估测肾小球滤过率(estimated glomerular filtration rate， eGFR)成正相关 [ 10 ] 。因此，高尿酸血症与CKD的发生、发展密切相关。
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user: 4. 高尿酸性肾病的药物治疗 4.1. XOD抑制剂 机体内嘌呤经过一系列代谢过程水解成次黄嘌呤，并在XOD的催化下逐步氧化为黄嘌呤和尿酸。因此，抑制XOD活性可抑制尿酸的生成。 别嘌呤醇是目前应用最为广泛的降尿酸药物。别嘌呤醇是一种嘌呤类化合物，在肝脏中可代谢成为氧嘌呤醇，其与XOD的亲和力均强于次黄嘌呤和黄嘌呤，因此它可以竞争性抑制XOD的活性，从而抑制次黄嘌呤向黄嘌呤、黄嘌呤向尿酸的转化，即抑制尿酸合成。但是它也存在一定的局限性。在采用别嘌呤醇的临床治疗中，许多病患并未达到使血尿酸降至6 mg/dL的目标。Stamp等提出了导致这种抵抗作用的四种可能性机制，包括别嘌呤醇向氧嘌呤醇的转化率降低、肾脏对氧嘌呤醇的排泄率增高、XOD结构或功能不正常和多种药物间存在相互作用 [ 27 ] 。同时，也有不少研究表明别嘌呤醇可能会引起超敏反应综合征 [ 28 ] [ 29 ] 。并且在用药上需注意减少初始剂量，并循序渐进给药，以达到最佳治疗效果。 非布司他是一种非嘌呤类XOD抑制剂，并可以同时抑制XOD的氧化形式和还原形式，而别嘌呤醇只可与XOD的还原形式结合 [ 30 ] 。非布司他在肝脏内经过氧化反应和醛糖酸化反应代谢，并可由尿液和粪便两种途径排出体外，因此对有肾脏损伤的患者而言有更好的疗效和耐受性 [ 31 ] ，并且对轻度或中度肾损伤患者无需调整剂量 [ 32 ] 。非布司他对嘌呤代谢和嘧啶代谢过程中的其他酶无相互作用，因此具有较好的专一性和选择性 [ 33 ] 。在动物实验中，非布司他的降尿酸效率明显高于别嘌呤醇。同时，三期临床实验也证实了非布司他在治疗尿酸性肾病上的有效性和高耐受性 [ 34 ] [ 35 ] 。2012年美国风湿病学会(American college of rheumatology， ACR)痛风治疗指南将别嘌醇和非布司他作为降尿酸的首选药物。 除了以上两种经典药物，最近有研究发现1-羟基/甲氧基-4-甲基-2-苯基-1H-咪唑-5羧基的羧酸衍生物有较非布司他更好的XOD抑制作用 [ 36 ] 。Yoon S等对一种新型的非嘌呤类XOD抑制剂LC350189进行了药代动力学、药效学以及耐药性研究，发现LC350189在10~800 mg范围内均可耐受，并有良好的降尿酸效果 [ 37 ] 。Zafar H等对2-芳基-喹唑啉-4(3H)-酮类化合物的研究表明，其中一些化合物对XOD有较好的抑制作用 [ 38 ] 。BCX4208是一种嘌呤核苷酸磷酸酶(purine nucleoside phosphorylase， PNP)抑制剂，嘌呤核苷酸磷酸酶在嘌呤代谢中处于XOD的上游，催化生成黄嘌呤。BCX4208目前已处于二期临床试验阶段 [ 39 ] 。 此外，目前许多研究证实了一些中药成分也可抑制XOD，防治高尿酸血症。体外实验已证实，黄酮、生物碱、挥发油、酚类、丹宁酸、环烯醚萜苷、香豆素等化合物可抑制XOD的活性。同时，新的中药成分如绿茶多酚可以有效降低血尿酸水平并呈剂量依赖关系，并可以抑制肝脏中XOD的活性及肾脏中URAT1的表达，同时上调有机阴离子转运蛋白1和有机阴离子转运蛋白3的表达 [ 40 ] 。Chen WJ等对二妙丸系列类方(二妙丸、三妙丸、四妙丸及加味四妙丸)进行研究，发现可以有效抑制XOD活性，并缓解肾小球萎缩、血管循环紊乱、炎症细胞渗入及肾间质纤维化 [ 41 ] 。有文献报道了对苦舌草的研究，从中分离纯化出两种苯乙醇苷类化合物苯丙素苷和毛蕊花苷，三种黄酮类化合物6-羟基木犀草素、6-羟基木犀草素-7-O-糖苷和过江藤素。它们均可抑制XOD活性，值得进一步研究 [ 42 ] 。绿原酸是一种多酚类化合物，它具有对XOD的抑制作用，并可以抑制促炎症因子白细胞介素-1β (interleukin-1β， IL-1β)、白细胞介素-6 (interleukin-6， IL-6)和肿瘤坏死因子-α (tumor necrosis factor-α， TNF-α)的表达 [ 43 ] 。 4.2. 尿酸转运子及葡萄糖转运子抑制剂 尿酸由肾脏和肠道排出，其中大约75%的尿酸是经过肾脏进行代谢的。尿酸合成后，通过定位于近端肾小管上皮细胞基底侧膜的有机阴离子转运子1 (organic anion transporters-1， OAT1)和有机阴离子转运子3 (organic anion transporters-3， OAT3)，从血液进入肾近曲小管细胞，再分泌入管腔。同时，尿酸转运子1 (urate transporter 1， URAT1)表达于近曲小管细胞顶膜，参与尿酸盐的重吸收。有研究表明，血管紧张素Ⅱ受体拮抗剂洛沙坦可以通过抑制URAT1，减少尿酸盐的重吸收 [ 44 ] 。给予1342名患者洛沙坦6个月后，患者的血尿酸水平显著降低，并且血尿酸水平每降低0.5 mg/dL，肾脏病变就减少6% [ 45 ] 。 SGLT2是一种高容量、低亲和力的葡萄糖转运子，主要表达于肾脏的近曲小管，负责90%的葡萄糖重吸收。近期的研究发现，抑制SGLT2可以减少血尿酸的水平。其机制可能是由于抑制了SGLT2后，尿中葡萄糖含量增高，从而导致更多的尿酸交换到肾小管腔，即血中尿酸转移到尿中含量增多，因此降低了血尿酸水平 [ 46 ] 。试验发现，20%~30%的高尿酸患者在服用SGLT2抑制剂坎格列净(Canagliflozin) 26周后血尿酸水平恢复正常 [ 47 ] 。并且，给予2型糖尿病患者SGLT2抑制剂依帕列净24周后，其血尿酸水平也明显降低 [ 48 ] 。 4.3. 氧化应激及炎症因子抑制剂 研究发现苯溴马隆可以直接清除超氧阴离子自由基，并在内皮细胞中抑制由血管紧张素Ⅱ或尿酸刺激产生的ROS，从而缓解尿酸性肾损伤 [ 49 ] 。另外，一些天然化合物，如虎杖甙，在高尿酸小鼠模型中被证实有抗氧化的作用，同时可以下调NF-κB、COX-2及iNOS的表达，抑制炎性因子TNF-α，PGE2和IL-1β的活性 [ 50 ] 。 4.4. 尿酸氧化酶 尿酸氧化酶(尿酸酶；EC1.7.3.3；UOX)是一种在嘌呤代谢途径中催化尿酸氧化生成尿囊素的酶。在灵长类动物漫长的进化过程中，人科动物尿酸氧化酶基因突变失活，成为假基因 [ 51 ] 。因此，可以通过给予尿酸氧化酶来下调尿酸水平，缓解高尿酸血症。 4.5. 药物联合应用治疗高尿酸血症性肾病 为了进一步减轻或预防药物的不良反应及增强疗效，目前许多研究者开始尝试两种药物结合用药。近期发现非布司他40或80 mg/d和RDEA 594 400或600 mg/d联合用药，降尿酸效果比二者单独用药更好，且耐受性良好 [ 52 ] 。Azevedo认为苯溴马隆和别嘌呤醇联合使用，可以达到更好的降尿酸效果，对于单独用药无法达到治疗标准的患者来说，是一个很好的选择 [ 53 ] 。
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user: 5. 结语 随着临床和实验研究数据的不断积累，人们对高尿酸血症和慢性肾病的了解日益深入，对二者的联系及致病机制也有了较为深刻的认识。但是，慢性高尿酸血症性肾病依然是世界范围内的一种较为常见的疾病，亟需开发出疗效更好、毒副作用更小的药物。近年来，中医药对慢性尿酸血症性肾病的治疗取得了较大进步，其多靶点的特性得以开发。而开发联合用药的方式，发挥不同药物的优势实现互补并减轻毒副作用，对于治疗慢性高尿酸血症性肾病具有重要意义。
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user: 摘 要 研究PA随机变量序列的收敛性质，推广了与独立情形相类似的一些强大数定律，得到了新的结果。 关键词 :PA列，独立，强大数定律
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user: 1. 引言与引理 定义 [ 1 ] ：随机变量 被称为是PA(Positively Associated)列，如果 ， 其中f和g是任何两个定义在 上使上述协方差存在且对每个变元均非降的函数；称随机变量序列 是PA列，如果对任何自然数 ， 都是PA的。 由于PA列在多元统计分析，可靠性理论及相关的各种领域中均有广泛的应用，许多学者对其极限性质进行了深入的研究。如Newman和Wright在文 [ 2 ] 中建立了PA列的不变性原理，Prakasa Rao在文 [ 3 ] 中给出了关于PA列的三级数定理。本文在文 [ 3 ] 的基础上给出了PA列的一个强大数定律，推广了与独立情形相类似的一些结果。 引理1 [ 1 ] ：设 是PA列， 是 的非降函数， ，则 仍为PA列。 引理2 [ 3 ] ：设 是PA列，对某 ，记 ，如果有 则 。
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user: 2. 主要结果及其证明 定理：设 为零均值的PA列，若下列二条件之一成立： (1) (2) 其中 ， 是常数列且满足 ，则 。 证明：由Kronecker引理知，只需证明 。由引理1知， 还是PA列，从而只需验证引理2中三级数收敛。 由(1)式知，对充分大的n，有 ， 所以 (3) 同理由(2)式有 (4) 当 ， 时，有 ，从而 由(3)式可得 。 当 ， 时，有 ，由(4)式同样可得 。从而当(1)式或(2)式成立时，有 (5) 对 ，有 对 ，由 ，有 所以当(1)式或(2)式成立时，均有 (6) 由Holder不等式，得 (7) 由 不等式 [ 4 ] 知 对 ，有 对 ，有 所以当(1)式或(2)式成立时，均有 又由(7)式知 (8) 从(6)式和(8)式可得 (9) 由(5)，(6)，(9)式及引理2知 。证毕。 推论1：设 为零均值的PA列， 是常数列且满足 ， ，若 ，则 。 证明：由定理可见结论是显然的。 说明：推论1给出了与独立情形相类似的强大数律，由此可见，定理是推广的PA列的极限定理，它可使相关的问题更方便简洁。 推论2：设 为零均值的PA列， ， ， ，若存在单调增函数 ，使得 ，则 。 证明：由 及推论1即得。 推论3：设 为零均值的PA列， 是常数列且满足 ， ， 是正实数序列且 ，若存在 ，使得 则 。 证明：当 时，由推论1知结论成立。现设 ，记 于是有 从而有 由假设可得 ， 又因为 ， 故由推论1知结论成立。
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user: 摘 要 本文考察了1979~2014年间我国中部地区经济增长的收敛性问题。通过计算每年各省经济增长的变异系数，发现变异系数在考察期内总体上存在降低的趋势，但是最近5年内变异系数出现了剧烈的波动。在Solow-Swan模型的基础上建立了检验绝对b 收敛的回归方程，回归结果表明我国中部地区在考察期间内显著存在绝对b收敛，中部地区各省以年均2.5%的速度收敛。但如果把考察期变化成每8年一个周期，结论是中间存在某一段时间，各省之间的经济增长是发散的，这也表明中部地区虽然在经济条件和发展逻辑上有诸多相似点，但是经济发展方式和产业结构并不完全一致。 关键词 :中部地区，b收敛
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user: 1. 引言 经济增长对于任何国家和地区的发展都是起着举足轻重的作用，也是经济学永恒的研究主题之一。自改革开放以来，我国的经济增长取得了举世瞩目的成就，人民物质生活水平得到了空前的提高，国家综合国力显著提升。但是，我国经济增长也面临着很多问题，其中之一就是各地区内的经济增长出现趋同效应，即“俱乐部收敛”效应，而各地区之间的发展却出现了失衡的现象，表现为东部沿海发展迅猛，而中西部地区发展相对较慢，这种差距在近几年并没有得到有效解决。 我国中部地区指包括湖南、湖北、河南、安徽、江西、山西6省，其土地占全国国土面积的10.7%，人口占全国总人口的26.5%，GDP占全国GDP总量的21.7%，人均GDP占全国人均GDP的80%左右，从这些数据可以看出中部地区在我国经济分工中有着十分重要的地位。在中国经济分工中，中部地区的地理环境、产业结构、人口素质、资源储备、金融制度等条件基本相当，发展模式较为相近，因此中部地区内部的发展应该呈现“俱乐部收敛”的现象，本文首先对经济增长收敛的理论机制进行探讨，其次采用中部地区6省得经济数据实证中部地区的“俱乐部收敛”现状，最后根据实际结果提出对策建议。
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user: 2. 经济增长收敛理论的文献综述 经济增长的收敛问题之所以引起各国经济学者的广泛探讨，是因为目前世界各国之间的经济增长收敛现象并没有像理论提出初期的设想一致，在学者们的长期研究中，逐渐对收敛问题产生了新的理解。 国外对经济增长收敛理论的研究，始于Solow (1956)和Swan (1956) [ 1 ] 提出的新古典增长模型，该模型指出在假定资本的边际报酬递减且拥有相同的技术条件下，后发地区的增长速度应该比先发地区快，最终后发地区会赶上先发地区。Baumol (1986) [ 2 ] 采用美国各州的经济数据证实了各州人均收入出现了收敛。Barro与Sala-i-Martin (1991) [ 3 ] [ 4 ] 首先提出了“俱乐部收敛”的概念，即经济结构等条件相似的地区会出现经济增长收敛的现象。Galor (1996) [ 5 ] 从随机收敛的角度出发重新定义了俱乐部收敛，其定义是基于时间序列之上，而Barro与Sala-I-Martin的定义是基于截面数据之上的。Ben-David (1998) [ 6 ] 和Deardorff (2001) [ 7 ] 从不同的角度论证了“俱乐部收敛”存在的理论依据。 国内对经济增长收敛的研究起步相对较晚，宋学明(1996) [ 8 ] 研究了1978~1992年间中国各区域人均收入增长的收敛性问题，指出人均收入增长在整体上存在绝对的b收敛。魏后凯(1997) [ 9 ] 的研究表明中国经济增长的阶段性收敛，认为1952~1965年间内地与沿海地区的人均居民收入差距出现了趋势性缩小；1965~1978年由于特殊的政治环境，内地与沿海地区的差距趋势性扩大；自1978年以来，内地与沿海地区的人均GDP以每年大约2%的速度在缩小。蔡昉、都阳(2000) [ 10 ] 研究了我国1978~1998年的增长情况，指出我国各地区的经济增长不存在普遍的绝对b收敛，但存在条件b收敛，收敛速度大约是2.5%。刘强(2001) [ 11 ] 分别考察了我国1981~1989年以及1989~1998年的增长情况，认为我国地区间是存在b收敛的，但是有显著的阶段性和区域性。另外，大规模的劳动力转移使得新古典框架下的收敛机制在我国并不适应。林毅夫、刘明兴(2003) [ 12 ] 研究了1970~1997年间我国各省的对数人均消费标准差、人均GDP标准差和人均工业GDP标准差，研究表明东部地区收敛较明显，中部地区较弱，而西部地区则处于发散状态。周亚虹等(2009) [ 13 ] 利用中国1978~2006年间的30个省份的人均GDP数据，采用半参数变系数面板数据模型估计了中国经济增长的收敛速度，结论为中国经济还处于加速增长的发散状态；发达地区正向收敛状态过渡，相对落后地区的经济增长的发散现象更加明显，存在经济落后地区向发达地区追赶的趋势。戴觅、茅锐(2015) [ 14 ] 研究了我国不同部门之间的异质性特征和产业结构对各省经济收敛的影响，结论表明工业部门的收敛没有导致整体经济的收敛。 对收敛的概念包括b收敛、s收敛、时间序列收敛等。其中b收敛检验经济增长的b收敛系数，具体是考察后发地区的某些经济指标接近先发地区的速度。Baumol (1986)最初提出的b 收敛检验的方程为 ，其中 为i区域的人均GDP平均增长率， 为i区域的初期人均GDP。若回归结果显示b系数小于零，则意味着初期人均GDP与该地区的GDP增长率负相关，即存在b收敛。s收敛是指不同经济系统间人均实际GDP的离差随时间的推移而趋于下降。各地区之间的经济差距可以用人均实际GDP的标准差s来衡量：若 ，即标准差随着时间推移而缩小，则认为存在s收敛。以上两种方法适用于横截面的分析，而时间序列收敛适用于分析时间序列。时间序列收敛主要包括随机收敛、确定性收敛和Bernard-Durlauf收敛。本文将在b收敛的框架下分析我国中部地区的收敛情形。
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user: 3. 经济增长收敛的实证分析 本文选取了中部6省1979年至2014年间的数据，样本长度为36年，数据来源为国家统计局官方数据。由于1979年前后我国的经济发展结构完全不同，所以本文没有选取1979年前的数据。通过计算各年所有省份经济增长的变异系数(CV， variable coefficient)，可以直观的看出6省在考察期间每年的产出差异。计算结果见图1。 图1. 1979~2014年中部地区各省变异系数 从考察期间中部地区的经济增长的变异系数总体上分为三个阶段：1979~1989年间各省的变异系数逐步减小的，从0.65降至0.20，这表明该段考察期内各省的发展比较均衡，各省之间的发展速度的差异在逐步缩小。第二阶段是1989~2006年，变异系数基本在0.2附近徘徊，这说明发展增速的差异性在各年保持现对稳定。第三阶段是2007~2014年，变异系数明显出现了大幅波动，从2008年的0.04到2009年的0.48，再到2010年的0.09，变异系数出现了大幅的变动，究其原因是2009年和2014年山西省的实际GDP增速出现了剧烈的波动，山西的GDP增长速度在大的宏观经济变化变化下出现了“断崖式”的降低，这也表明了山西的经济增长动力单一，可持续能力弱，扛冲击能力差。 总体来看，1979~2014年间各省的变异系数逐步下降，但近年有增加趋势。 下面从Solow-Swan模型(1956)出发，考察中部地区的b收敛情况。Solow-Swan模型(1956)是新古典经济增长模型的代表，该模型对增长的收敛做出了理论的解释，该模型假设总量生产函数的形似如下： (3.1) 其中Y表示产出，K表示资本，L表示劳动力，A表示知识，t表示某一时期，AL则表示有效劳动力。该模型是建立在三个假设之上的，即规模报酬不变、劳动的边际报酬为正且递减、稻田理论。 则有效劳均资本为 ，有效劳均产出为 ， 将模型中的资本K动态化表述为： (3.2) 假设劳动和知识外生有固定的增长速度，分别为n 和g；假设储蓄率为s，资本折旧为 。将这些条件带入3.2式中，经过整理最终得到资本k的动态方程： (3.3) 将生产函数3.1式带入上式，得到如下资本动态方程 (3.4) 将3.4式两边同时除以人均资本存量k，得到人均资本的增长率方程： (3.5) 得到人均资本的增长方程之后，要想考察经济增长的收敛情况，则在上式左右两边对有效劳均资本求导，得到： (3.6) 可以证明 ，即3.6式小于零。这表明初始资本水平越高，资本增长率越低。从而该模型预示了经济增长存在 收敛。 下面利用1979~2014年的中部地区各省的人均GDP表示人均资本存量实证中部地区的 收敛情况，模型设定回归方程如 (3.7) 图2. 周期为8年的中部地区经济增长β收敛系数曲线 上式中 表示各省的真实人均GDP增长率，y表示初始真实人均GDP水平， 为随机扰动项。考察整个观察期的情况，得到回归结果如下： t值 (6.26) (−3.12) 显著水平 (0.003) (0.035) F = 9.75，F值的伴随概率为0.035， ，Adjusted. R 2 = 0.636。可以看出在1979~2014年间，初始人均资本与年均增长率存在显著的负相关性，后发地区以年均2.5%的速度追赶先发地区，存在绝对 收敛。由于考察了36年的发展情况，本文以每8年为一个周期重新考察中部地区的收敛情况，计算出 系数的时间序列见图2。 由图2可以看出中部地区在整个观察期内， 收敛系数大体呈“M”型，在前17个考察周期内存在绝对 收敛；第18个考察期到第24个考察期，中部地区各省呈发散状态，其中第21个考察期，即1999~2007年达到最大值；在近4个考察期内存在绝对 收敛，且收敛速度很快。
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user: 4. 结论及建议 本文主要考察了1979~2014年间我国中部地区经济增长的收敛性问题。通过计算每年各省经济增长的变异系数，发现变异系数在考察期内总体上在降低的趋势，但是最近5年内变异系数出现了剧烈的波动。通过仔细分析，发现该段时间内个别省份的经济增长速度出现了剧烈的波动，由此可以看出中部地区中个别省份的经济发展动力比较集中，经济结构比较单一，所以抵抗外部风险的能力较弱。本文在Solow-Swan模型的基础上建立了检验绝对 收敛的回归方程，回归结果表明我国中部地区在考察期间内显著存在绝对 收敛，中部地区各省以年均2.5%的速度收敛，这与其他人员的研究结果是相吻合的。但是如果把考察期变化成每8年一个周期，结论是中间存在某一段时间，各省之间的经济增长是发散的，这也表明中部地区虽然在经济条件和发展逻辑上有诸多相似点，但是经济发展方式和产业结构并不完全一致。因此，中部地区在发展过的过程中，要注意优化发展结构，摆脱单一发展的老路子，积极学习东部发达地区的技术成果，结合自身优点，走一条适合自身发展的可持续的道路。
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user: 摘 要 本文通过对昆明市年降水量的地区分布、垂直变化以及年内、年际、丰枯变化、多年变化趋势的分析，采用数理统计方法，并结合克里金空间插值方法(计算模型)勾绘了多年平均降水量等值线图，揭示了昆明市年降水量时空变化特征。研究结果表明，昆明地区年降水量时空分布不均，空间分布上具有明显的地带性，表现为山区多于坝区，坝区多于河谷和湖滨地带，年降水量与高程的变化呈线性关系的特点；时间分布上年内变化具有干湿季节明显，季节分配不均，雨量集中程度高，干湿起止时间基本一致的特点，多年降水量呈现减少的趋势，但其减少的显著性不明显，同时丰水年与枯水年交替出现，具有明显的周期性等特征，该成果是昆明市水资源研究和综合规划的基础，可为研究昆明市水资源变化规律、开发利用、防汛抗旱减灾提供参考。 关键词 :昆明市，降水量，地区分布，垂直变化，年内年际变化
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user: 1. 引言 昆明市位于云贵高原中部，东经102˚10'~103˚41'，北纬24˚24'~26˚33'之间，其范围东与曲靖市的会泽、沾益、马龙、陆良县接壤，西与楚雄州禄丰、武定县及玉溪市易门县相连，南与红河州泸西、弥勒县及玉溪市江川、澄江、峨山、红塔区毗邻，北与四川省会理、会东县隔金沙江相望，东西最大横距151 km，南北纵距218 km，全市国土面积21，156 km 2 。 昆明市处于长江、珠江、红河分水岭地带，地势北高南低，由北向南呈阶梯状逐渐低缓，北部多山，南部较平坦。云岭山脉由西向东横亘伸延，乌蒙山系余脉由东向西延伸，北部有三台山、拱王山及梁王山，南部有滇池及阳宗海，以高原为主体，湖盆为特征，地貌复杂多样；以岩溶高原地貌形态为主，红色山原地貌次之。大部分地区海拔在1500~2800 m之间，最高处是金沙江边的雪岭，海拔4344.1 m；最低点为东川小江与金沙江汇口，海拔695 m，高差达3649.1 m。全市主要地貌类型为山地、盆地、丘陵和河谷，其中，丘陵、山地约占全市总面积的88%，盆地约占10%，湖泊水域约占2%，属典型的山地城市。 昆明市地处低纬度高海拔地区，属亚热带高原季风气候，气候温差较大，冬春控制本市的主要气流为西方干暖气团，天气晴朗少雨；夏秋主要受西南暖湿气流和东南暖湿气流控制，形成大量降水。因而冬夏半年控制本市的气团形式迥然不同，形成本市冬无严寒、夏无酷暑、四季如春、干湿分明的气候特点。全市常年风向以西南风偏多。 昆明市是云南省的省会，也是云南省乃至全国水资源严重短缺的城市之一，全市多年平均人均水资源量946 m 3 ，滇池流域仅150 m 3 ，已严重低于国际公认区域水资源量基本平衡的人均2500 m 3 下限，属于水资源极度紧缺地区。特别是在2009~2012年整个云南境内遭遇了百年一遇大旱，水资源不足形势更加严峻。水资源量的时空分布状况、变化规律与降水量有密切关系，年际、年内变化可用年降水量的时间系列来反映，故研究昆明市降水量的时空分布特征及变化规律，对掌握昆明市水资源状况及演变趋势具有重要意义。目前，对昆明市境内年降水量变化特征的研究，虽有部分研究成果，但由于前期站点不足、样本系列较短，且随着经济社会发展，人类活动影响加剧，“热岛效应”等因素影响，其成果已不能反映变化环境下的降水量时空分布变化特征。基于此，本文采用昆明市水文、气象、水利部门243个长系列雨量站点资料，考虑了环境变化因素，系统地分析了昆明境内年降水量时空分布特征，其成果可应用于昆明市水资源变化规律研究、开发利用、综合规划、防汛抗旱等方面，对掌握昆明市水资源分布状况及演变特征具有较强的参考价值。
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user: 2. 资料选用与分析方法 2.1. 资料选用 通过对昆明市辖区内水文、气象、水利部门雨量观测站点资料的必选分析，选取面上分布均匀、资料连续性较好、站址稳定，且能反映地形变化的243个站点(含邻近州市水文部门站点49站)共计6462站年的实测年降水资料作为本次年降水量分析的依据，其中资料系列长度大于50年的有71站次，是本次分析的主要站点，最长系列长度为1942~2012年共计71年。各流域选用雨量站情况见表1。 2.2. 分析方法 以研究区范围内及周边243个雨量站点的多年平均降水量为依据，考虑不同流域内降水量随高程的变化关系，以山脊线、河流及流域线为降水量空间差值的障碍线，通过降水–高程关系估算障碍线的年降水量，以约束条件下的克里金空间插值方法为计算模型，计算昆明市多年平均年降水量分布的栅格数据，以此为基础生成昆明市多年平均降水量等值线图，分析昆明市年降水量空间分布规律。 选取研究区内71个长系列(含1956~2012年资料系列)站点，采用数理统计方法分别计算最大、最小年降水量极值比、干湿季降水量、年降水量变差系数Cv值，进行长系列资料频率分析，绘制年降水量差积曲线，对昆明市年降水量的时间分布进行研究；采用趋势法对年降水量、干湿季降水量多年变化趋势进行分析研究，具体表现形式为Δp i = a + bn i ；式中：ΔP i 为第i年的距平；n i 为第i年的序号；a，b为回归方程的截距和斜率。根据斜率的正负可以得知n年内降水量增加还是减小的趋势。
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user: 4. 结论 从上述分析可知，昆明市境内易发生山洪灾害的高山地区降水量多，水资源短缺的坝区、湖滨、河谷降水 Table 2 Statistics of continuous wet and dry years at representative rainfall station 站名 资料系列 连丰年段 连枯年段 起止 年份 年数 不同历时连丰发生频次 最长 年数 K 丰 不同历时连丰发生频次 最长 年数 K 枯 2年 3年 4年 5年 2年 3年 4年 5年 昆明站 1951~2012 62 4 2 0 0 3 1.13~1.34 1 1 1 0 4 0.72~0.75 三家村 1956~2012 57 4 1 0 0 3 1.13~1.32 1 2 0 0 3 0.74~0.81 大板桥 1953~2012 60 2 1 1 0 4 1.11~1.33 2 3 0 0 3 0.66~0.93 海埂(滇池) 1954~2012 59 2 2 0 0 3 1.11~1.33 3 0 1 0 4 0.68~0.84 晋宁 1956~2012 57 3 2 0 0 3 1.12~1.26 2 1 1 0 4 0.72~0.83 安宁 1956~2012 57 2 2 0 0 3 1.09~1.27 3 1 1 0 4 0.76~0.90 蔡家村 1945~2012 68 6 1 0 0 3 1.12~1.25 4 1 1 0 4 0.74~0.84 三江口 1954~2012 59 4 0 0 1 5 1.13~1.34 2 0 2 0 4 0.67~0.89 新村 1955~2012 58 5 0 1 0 4 1.12~1.33 4 1 1 0 4 0.70~0.89 上游 1956~2012 57 3 1 0 1 5 1.11~1.28 2 1 2 0 4 0.70~0.83 寻甸 1956~2012 57 2 1 0 0 3 1.14~1.25 5 1 0 0 3 0.77~0.90 小兑冲 1956~2012 57 2 1 0 0 3 1.11~1.14 3 0 1 0 4 0.74~0.88 高古马 1954~2012 59 5 1 0 0 3 1.09~1.23 2 1 1 0 4 0.72~0.86 石林 1956~2012 57 3 1 0 0 3 1.09~1.28 2 1 1 0 4 0.74~0.87 表2. 昆明市代表雨量站连丰连枯段频次统计表 量少，建议在雨量充足的山区多建设小型蓄水工程，并实施南水北调小工程，在消减山洪暴发的同时实现水资源的充分利用与有效开发；市境内高山雨量监测站点少，为利于流域内各种水文水利计算和更好地做好山区防洪预测报工作，建议在保持原有雨量站点的基础上，考虑站点分布的均匀性，适当增设中、高海拔自动雨量监测站点。 本文分析研究了境内年降水量的地区分布、垂直变化以及年内、年际、丰枯变化、多年变化趋势等特征，而对时段暴雨时空分布特征、降水呈减少趋势的成因以及对未来的影响待进一步研究。
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user: 摘 要 为能及时、有效测控特殊水情，保证流量资料精度，选取彝良水文站近三年的常测法流速资料进行误差偏离计算，分析断面平均流速与单位流速的相关关系，确定简测法的具体方案，将其作为高洪测流方案的一个补充。结果表明：起点距10 m和14 m处的断面平均流速与单位流速关系密切，满足误差规定要求，可在抢测洪峰流量时使用。 关键词 :简测法，误差偏离计算，回归分析，彝良水文站
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user: 1. 引言 洛泽河属长江流域金沙江下段水系横江的主要支流，发源于贵州省威宁县草海，由东南向西北流经熊家沟进入云南省昭通市境内，经彝良县城、大关青冈、大关天星镇和岔河后与洒渔河相汇进入关河。流域面积4491 km 2 ，其主要支流有松林河、发达河、龙潭河等。流域属低纬度、高海拔、受季风控制和新月形台阶地形影响的季风高原型气候，暴雨天气系统以冷锋切变和冷锋低槽居多，受特殊的地形、气候和地理环境影响，流域内单点暴雨发生的频次较高，易发生陡涨陡落的大洪水。彝良水文站位于云南省彝良县角奎镇大河办事处朱家沙坝，地处县城东南边，距离中心城区约2.0 km，集水面积3667 km 2 。2011年1月开始水位、流量、降水和水质项目监测，全年采用缆道流速仪法测流。 洛泽河流域沿岸的江边河谷地带人口分布较集中，城镇、民房及路网建设中产生大量的工程弃土、弃石，有的甚至直接倾倒入河道中，遇暴雨、洪水时河道冲淤变化频繁，洪水陡涨陡落，水位变幅大，洪水含沙量较大，漂浮物较多，洪峰量级大，破坏性强。而流域内大量的梯级电站调度运行，改变了河流的天然属性，使河槽洪水传播过程复杂，洪峰涨落急剧，峰顶持续时间很短。常测法测流受测流历时和测速垂线数目限制，抢测流速特别困难，当测流历时过长，水位变幅较大时，相应水位就难以求准，计算出的流量也就缺乏真实性，资料的精度也较难达到规范要求。受测验河段地理位置影响和测验设施的限制，彝良站未开展比降水尺观测及浮标测流工作，建站至今一直采用缆道流速仪法测速，没有其他应急测流方案。在高洪情况下洪水含沙量太大，使智能流量声学设备换能器声波的发射和接收受到直接影响，其使用范围受限。而断面附近也没有跨河大桥，水平角修正的任意性问题也给电波流速仪–雷达测速枪的运用带来局限。根据高洪流量测验方法规定，在规划部署高洪期测流时，应优先采用流速仪法和ADCP法，其次才是水面浮标法和比降~面积法 [ 1 ] 。 面对如此单一的高洪测流方案和水文监测现状，研究简便易行的应急测流方法就显得十分重要。流速仪法测速垂线精简分析研究的目的，是在保证资料精度满足规范要求的前提下，精简垂线、测点及测速历时，在水位涨落急剧、漂浮物较多的情况下，尽可能争分夺秒开展抢测工作。本文应用常测法资料按简测法的误差界限要求进行分析计算，找出在规定精度指标要求范围内的断面平均流速与单位流速(垂线流速或其流速平均值)的相关关系，得出简测法的具体方案，作为高洪测流方案的一个补充。当测站出现特殊水情，用常测法方案抢测洪峰流量有困难时，即可应用此方案，其成果具有很强的实用性。
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user: 2. 基本水文资料的选取及分析方法 2001年，彝良站测验断面右岸为天然斜坡，过水断面冲淤变化很小，断面面积变化相对误差低水位级为4.7%，高水位级仅为1.49%。2012年1月至2013年5月，本站测验断面右岸的天然斜坡因彝良县洛泽河大道挡土墙施工影响，导致测验断面面积变化很大。经分析计算得知，受影响前后面积相对偏差低水位级达到49.9%，高水位级达45.2% (统计分析表略)。2013年6月6日第一场大洪水后，断面冲淤变化基本趋于稳定。统计分析2013年的第二次至2015年的第三次共8次断面测量成果，面积平均相对偏差低水位级为5.87%，中水位级为2.94%，高水位级仅为2.04%，成果详见表1。 为使实测流速分析数据具有代表性，从彝良站2013~2015年资料中分别选取44次、64次和66次低、中、高各个水位级实测流速数据进行误差分析计算，按照简测法的误差界限要求，应用回归分析法建立单位流速~断面平均流速关系，进行相关分析，找出各点据在规定精度指标要求范围内的误差偏离值，从而得出简测法的具体方案。
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user: 4. 结语 从水文测验手册中得知，水面浮标法的误差限界为总随机不确定度不超过10%，比降~面积法则是以断面较稳定为前提的，而正确分析糙率变化规律，也是提高比降~面积法测验精度的关键。故简测法方案的测验精度高于水面浮标法和比降~面积法，而且操作方便、快捷 [ 3 ] 。当测站出现特殊水情、特别是洪水暴涨暴落，在测验缆道能够正常使用的前提下抢测洪峰时，测速垂线精简分析研究成果可作为应急测洪方案使用。因洛泽河属于典型的山区性河流，发生大洪水时，水面漂浮物较多，波高浪急，对流速仪的水面定位准确性要求很高，所以要尽可能分秒必争的开展抢测工作。累计一定次数的监测结果进行流量随机不确定度分析，通过分析再回头查找监测过程可能存在的问题，进一步提高对洪峰过程的监测水平。鉴于彝良水文站目前的水文测验现状，即使缆道流速仪法无条件采用时，浮标法或比降~面积法测流也难以开展。所以在日常工作中，必须经常开展测验缆道的安全检查和上油维护等工作，确保测验缆道正常运行。在今后测站监测能力提升过程中，要积极开展走航式ADCP或在线式H-ADCP等声学多普勒流速剖面仪在水文监测中的应用及其相关分析工作。这样既丰富了测验手段，也为探索水文测验受水利工程影响，导致测流工作量大、洪水抢测难度大及流量监测资料时效性差等问题提供科学、有效的解决途径。
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user: 摘 要 以甲基丙烯酸甲酯(MMA)和丙烯酸丁酯(BA)为主单体，利用不同乳液聚合工艺合成了有机硅改性聚丙烯酸酯纳米乳液，通过测定聚合过程的凝聚率及单体转化率，考察了聚合工艺、反应温度、乳化剂用量、乙烯基三乙氧基硅烷(A-151)用量、甲基丙烯酸羟基乙基酯(HEMA)用量、甲基丙烯酸(MAA)用量、pH值等因素对反应稳定性的影响。结果表明：采用半连续滴加工艺，温度在80℃~85℃，引发剂、复合乳化剂、有机硅A-151、HEMA、MAA的质量百分含量分别为0.5%、3%、4%、2%、2%时反应过程稳定性较好，凝聚物的质量百分含量低于0.5%，乳液粒径为80 nm左右，固含量40%。提高乳化剂用量有利于改善聚合反应的稳定性；升高温度、增加A-151用量不利于聚合反应过程的稳定；而搅拌速率、pH值和引发剂用量均存在使乳液聚合过程稳定的最佳值。 关键词 :有机硅改性丙烯酸酯，纳米乳液，乳液聚合，稳定性
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user: 1. 引言 采用硅氧烷偶联剂对丙烯酸酯改性，一方面可通过硅氧基的水解缩合反应形成交联结构，提高共聚物的强度；另外共聚物中未反应完的Si-OH基可与无机基材表面的羟基等基团作用，形成氢键或化学键，提高其与被粘附表面的粘接强度。但缺点是在乳液聚合过程中，有机硅氧烷单体易于水解而发生自缩聚反应，影响乳液的聚合稳定性和贮存稳定性 [ 1 ] [ 2 ] 。已有研究者 [ 3 ] - [ 7 ] 考察了有机硅单体的加入对体系凝聚物析出的影响以及提出了一些控制措施，也有研究者 [ 8 ] [ 9 ] 对乳液的粒径分布进行分析，制备出了有机硅改性丙烯酸酯纳米乳液，但要从根本上抑制有机硅的水解仍有很多有待解决的问题。本文通过对乳液外观观察以及对反应体系凝聚率的测定，定性和定量表征乳液聚合过程的反应稳定性，考察多种因素对反应体系稳定性的影响，确定稳定有机硅改性聚丙烯酸酯纳米乳液的合成条件，简单分析反应过程中凝聚物的析出机理，可对稳定的有机硅改性丙烯酸酯乳液体系的制备提供一定的理论指导。
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user: 2. 实验部分 2.1. 主要原料 甲基丙烯酸甲酯(MMA)，丙烯酸丁酯(BA)，α-甲基丙烯酸(MAA)(国药集团化学试剂有限公司)；甲基丙烯酸-2-羟基乙基酯(HEMA) (日本进口瓶装)；乙烯基三乙氧基硅烷(A151) (中国蓝星化学清洗总公司)；过硫酸铵(APS) (爱建德固赛上海化学试剂公司)；十二烷基硫酸钠(SDS) (Farco)；辛基酚聚氧乙烯醚(OP-10) (淄博天德精细化工研究所)；去离子水(自制)。其中MMA、BA、HEMA均经过减压蒸馏除去阻聚剂，其它试剂未经处理直接使用。 2.2. 共聚乳液的合成 1) 单体半连续滴加法：先将去离子水、乳化剂、缓冲剂和部分引发剂加入到反应器中进行预乳化10 min，通氮气10 min，然后在4 h内连续滴加单体，待单体滴加一半时再加入部分引发剂水溶液，待滴加完成后补加剩余引发剂熟化1 h后出料。 2) 种子预乳液法：先将去离子水、乳化剂、缓冲剂、全部反应单体及功能性助剂加到容器中进行超声预乳化10 min制得预乳液。取约1/3的预乳液及大部分计量的引发剂于反应器中，通氮气10 min，在设定温度下反应30 min得淡蓝色种子乳液，然后在180 min内连续滴加剩余2/3单体预乳液，补加剩余引发剂熟化1 h后出料。 3) 间歇法：将所有的反应物料一次加入到反应器中，充分乳化10 min，通氮气10 min，然后加入引发剂水溶液进行反应，反应进行5.5小时后出料。 2.3. 性能表征 2.3.1. 重量法测定乳液固含量和单体总转化率 准确称取适量乳液(约2 g左右)，放入装有1 mL 0.1%对苯二酚阻聚剂溶液的铝箔中，在120℃烘箱内烘干至恒重，按下式计算实际固含量s。 其中m 0 、m 1 、m 2 分别为阻聚剂、烘干前乳液和阻聚剂、烘干后干胶和阻聚剂的质量。 聚合反应的转化率x定义如下： 其中m l 为理论固含量，其值由假设体系中单体全部反应计算所得。 2.3.2. 凝聚率表征反应稳定性 乳液聚合完成后，将乳液过滤，收集滤纸上以及釜壁和搅拌器上的凝聚物，然后将其用蒸馏水洗涤后在120℃烘箱中干燥至恒重，表征反应稳定性的凝聚率σ按下式计算。 其中，W为烘干后凝聚物的质量，W 0 为单体的总质量。 2.3.3. 粒径测定 将乳液稀释到0.2 wt%，用Zetasizer3000 ZETA电位-粒度分析仪分析粒径分布。
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user: 4. 结论 1) 采用单体半连续滴加工艺，当温度在80℃~85℃，引发剂、复合乳化剂、有机硅A-151、HEMA以及MAA的质量百分含量分别为0.5%、4%、4%、2%、2%时，可得到固含量40%、粒径为80 nm左右的乳液，其凝聚率低于0.5%，反应过程稳定。 2) 体系反应温度、pH值、搅拌速率、乳化剂及引发剂用量等是乳液聚合稳定性的关键因素。升高反应温度，反应稳定性降低；搅拌速率及pH过高或过低均不利于乳液聚合过程的稳定，适宜的搅拌速 Table 6 The effects of HEMA contents on reaction stabilit HEMA的质量百分含量/% 反应稳定性 乳液外观 σ/% 0 1 2 3 4 反应平稳 反应平稳 反应平稳 反应平稳，有少量凝胶 反应较平稳 乳白色 泛蓝光 泛蓝光 白色，略带蓝光 泛蓝光 0.865 0.845 0.281 0.534 0.670 表6. HEMA用量对反应稳定性的影响 注：搅拌速率 = 200 rpm，m(A151) = 4%，m(MAA) = 2%，T = 80℃，m(S) = 3%，m(I) = 0.3%，初始pH = 7 Table 7 The effects of MAA contents on reaction stabilit MAA的质量百分含量/% 反应稳定性 乳液外观 σ/% 0 1 2 3 4 反应平稳 反应平稳 反应平稳 反应平稳，少量凝聚物 凝聚物较多 乳液较白 乳白色，略带蓝光 泛蓝光 泛蓝光 泛蓝光 0.347 1.404 0.281 1.125 3.961 表7. MAA用量对反应稳定性的影响 注：搅拌速率 = 200 rpm，m(A151) = 4%，m(HEMA) = 2%，T = 80℃，m(S) = 3%，m(I) = 0.3%，初始pH = 7 Table 8 The effects of A151 contents on reaction stabilit A151的质量百分含量/% 凝聚物的质量/g σ/% 反应稳定性 2 4 6 7 8 0.1364 0.2021 0.4558 1.6046 大量胶凝 0.278 0.400 0.900 3.127 —— 反应平稳 反应平稳 反应平稳 有凝聚物生成 反应非常不稳 表8. A151用量对反应稳定性的影响 注：搅拌速率 = 200 rpm，m(HEMA) = m(MAA) = 2%，T = 80℃，m(S) = 3%，m(I) = 0.3%，初始pH = 7 率为200 rpm，合适的pH范围为5.8~6.6；乳化剂增加有利于乳液稳定，而引发剂含量高则对乳液聚合过程的稳定不利。 3) 有机硅单体是影响乳液稳定的最重要因素。随A151用量增加，乳液的稳定性降低，当其含量超过6%时，凝聚率迅速增加，聚合稳定性快速下降。
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user: 摘 要 目的：1) 分析妇科癌症患者化疗后的认知功能状态。2) 分析化疗后认知功能障碍差异程度的相关因素。方法：2009年至2011年，妇科病房53名妇科癌症患者(Group A)入选本研究，年龄为18岁至66岁，其中患宫颈癌22例，卵巢癌24例，及其他妇科癌症7例。其中接受TP方案辅助化疗47例，接受其他方案化疗6例。化疗病人分组，根据他们的年龄(pre-perimenopausal <45岁和post-perimenopausal期 ≥45岁)，教育水平(低教育不到9年的教育和高等教育超过9年的教育)，类型的癌症(宫颈癌、卵巢癌、其他癌症)，类型的化疗方案(TP方案，其他方案)。对照组分为两组，非化学疗法的患者(B组)和健康对照组(C组)。根据患者的化疗情况分成5个研究组，对照组分为2组。采用2个主观问卷调查(Everyday Memory Questionnaires及CAMDEX)和1个客观问题测试(Random Number Test)，根据问题答案对错计分，判断受试对象的认知功能受损情况。问题测试在患者未接受任何治疗前(T1)和患者接受两次或者以上化疗疗程后3~4周后(T2)进行测试。患者的测试结果与对照组进行比较。结果：1) 资料显示化疗患者比非化疗患者和健康对照组出现更多的认知问题。2) 在化疗前后自身对照研究中发现，化疗后认知功能障碍与化疗前的有统计学差异(p = 0.039)。3) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，在围绝经前组和围绝经后组间，有统计学差异(p = 0.031)。4) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，在文化程度高组和文化程度低组间，有统计学差异(p = 0.010)。5) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，在宫颈癌组和卵巢癌组间，没有统计学差异(p = 0.304)。结论：1) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍与健康人组、非化疗病人组有统计学差异。2) 在化疗前后自身对照研究中发现，化疗后患者认知功能障碍与化疗前的有统计学差异。3) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，在围绝经前组和围绝经后组间有统计学差异。4) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，在文化程度高组和文化程度低组间有统计学差异。5) 妇科癌症患者TP方案化疗后认知功能障碍，在宫颈癌组和卵巢癌组间没有统计学差异。 关键词 :妇科癌症，化疗，认知功能障碍，化疗脑
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user: 1. 引言 癌症患者化疗后生存率一直在稳步提高，妇科肿瘤患者也不例外。预计到2020年，全球将有7000万癌症幸存者。随癌症存活生存率不断的上升，医生正面临着新的问题——如何研究和治疗化疗引起的副作用 [ 1 ] - [ 3 ] 。有些化疗引起的副作用已经了解，如免疫抑制，骨髓抑制，胃肠道不适，不孕，脱发等，但对化疗引起认功能知障碍的机制认识不多 [ 3 ] [ 4 ] 。如果一个肿瘤患者，化疗后成了一个痴呆病人，实为医疗的悲剧。为了避免化疗后严重认知功能障碍的发生，研究这种副作用出现的规律，以及制定临床治疗方法显得非常迫切了。 在1974年，“化疗引起认知功能障碍”的现象首次被发现，但直到20世纪90年代末，医生和研究人员才确定化疗与认知功能障碍上的联系。这种认知功能障碍往往出现在化疗后，也称为“化疗脑chemobrain”，这种副反应包括记忆力减退、注意力不集中、思考迟钝、以及其他微少认知缺陷的症状 [ 5 ] - [ 8 ] 。化疗作为辅助治疗，使癌症患者生存率的上升，导致化疗后认知功能障碍的病例明显增加。在这种情况下，即使是认知功能损害轻微，但患者持续的认知障碍会对患者以及家庭成员的生活质量带来相当大的负面影响。这种问题对于那些拥有专业和社会地位的病人来说，更具危害性。因为注意力的缺乏或记忆丧失，严重影响他们从事日常工作和担负社会责任 [ 9 ] - [ 12 ] 。另一方面，这些损害影响了化疗病人选择相应治疗的判断力，例如：病人执意拒绝好的治疗方案，却偏执地尝试有害的治疗方案，造成治疗上的恶性循环，使病情越来越严重，终有一日病入膏肓 [ 13 ] [ 14 ] 。 为了增加对化疗与认知功能障碍之间关系的了解，本研究分析妇科癌症病人化疗后，认知功能的改变，以及这种改变与各种因素的关系，了解妇科癌症患者化疗脑发生的规律。使医务人员能更精确地拟定早期诊断该病的标准、及作出的治疗决策、在化疗和生活质量二者之间得到更好的权衡。
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user: 2. 研究目的 分析妇科癌症患者化疗后的认知功能状态；分析化疗后认知功能障碍差异程度的相关因素。
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user: 3. 资料和方法 2009年至2014年，妇科病房63名妇科癌症患者(Group A)入选本研究，年龄为18岁至66岁，其中患宫颈癌41例，卵巢癌22例，及其他妇科癌症7例。其中接受TP方案辅助化疗57例，接受其他方案化疗6例。 根据患者的化疗情况；年龄(围绝经前45岁以下，围绝经后45岁以上)；文化程度(无高等教育——高中以下；高等教育——高中以上)；癌症类型(宫颈癌，卵巢癌和其他妇科癌症)；化疗方案类型(TP方案，非TP方案)分成5个研究组。对照组分为2组，非化疗患者对照组(Group B)和健康对照组(Group C)。A和B组无既往癌症或其他重大疾病史，未接受激素治疗和脑部放射治疗史。C组无任何重大疾病史。其他入选标准为：年龄18至70岁，至少有6年的正规教育。患神经或精神疾病者，使用精神药物者，有吸毒或酗酒的历史是从收集研究数据之前排除。 采用2个主观问卷调查(Everyday Memory Questionnaires及CAMDEX，见附录)和1个客观问题测试(Random Number Test)，根据问题答案对错计分，判断受试对象的认知功能受损情况。问题测试在患者未接受任何治疗前(T1)和患者接受两次或者以上化疗疗程后3~4周后(T2)进行测试。患者的测试结果与对照组进行比较 [ 15 ] - [ 17 ] 。
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user: 4. 讨论 1) 资料显示化疗患者比非化疗患者和健康对照组出现更多的认知问题，主要存在于记忆的活动，追溯和空间记忆这些方面 [ 18 ] [ 19 ] 。在需要有注意力、集中力和工作记忆的正常运行的客观测试中，化疗患者的水平明显低于对照组。主观主诉和客观的测试之间相关。在至少2个测试使用SD = 1.5作为切断点，或在至少1个测试中使用SD = 2作为切断点，结果显示在26.42%接受化疗治疗的患者表现出认知功能障碍，而非化疗患者仅有8.00%和健康对照组仅有5.45%表现出认知功能障碍 [ 20 ] 。 2) 在化疗前后自身对照研究中发现，有33.33%接受化疗后的患者表现出认知功能障碍，而化疗前的患者并未表现出认知功能障碍。化疗后认知功能障碍与化疗前的有统计学差异 (p = 0.039)。 3) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，有37.93%围绝经后患者表现出认知功能障碍，而围绝经前患者仅有12.50%表现出认知功能障碍。在围绝经前组和围绝经后组间，有统计学差异(p = 0.031)。 4) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，有42.31%无高等教育患者表现出认知功能障碍，而高等教育患者仅有11.11%表现出认知功能障碍。在文化程度高组和文化程度低组间，有统计学差异(p = 0.010)。 5) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，有33.33%卵巢癌患者表现出认知功能障碍，19.05%宫颈癌患者有表现出认知功能障碍。在宫颈癌组和卵巢癌组间，没有统计学差异(p = 0.304)。
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user: 5. 结论 1) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍与健康人组、非化疗病人组有统计学差异。 2) 在化疗前后自身对照研究中发现，化疗后患者认知功能障碍与化疗前的有统计学差异。 3) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，在围绝经前组和围绝经后组间有统计学差异。 4) 妇科癌症患者化疗后认知功能障碍，在文化程度高组和文化程度低组间有统计学差异。 5) 妇科癌症患者TP方案化疗后认知功能障碍，在宫颈癌组和卵巢癌组间没有统计学差异。
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user: 摘 要 群智能预测及其在企业财务危机预警中的应用研究具有重要的理论意义和实用价值。文中在在构建上市公司财务能力评价指标体系的基础上，提出一种粒子群优化贝叶斯网络参数学习的财务预警方法，经选取一组上市公司某三年数据分析，实验表明提出的算法在公司财务危机预警的平均正确率可获得较好的预测效果。 关键词 :财务预警，粒子群优化，贝叶斯网络，现金流量能力，数据挖掘
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user: 1. 引言 财务困境不仅是市场经济中的普遍现象，大量实例说明，多数公司陷入财务困境是一个渐进的过程，一般是从财务状况异常到逐步恶化，最终导致公司破产的 [ 1 ] [ 2 ] 。财务危机预警能够在财务危机发生之初就及时发出预警信号，促使企业警觉并采取相应措施加以防范，对于经营者防范风险、保护投资者和债权人的权益，对于政府管理部门加强对经济的监管，都具有重要的现实意义。 财务预警就是在财务数据基础上，选取针对性、客观性强的、对财务风险具有显著影响的特征指标，构建预警模型、利用定量分析的方式预测财务危机发生的概率 [ 1 ] 。财务危机预警方法由Beaver和Altman最早提出以来，单变量分析、多变量判别、主成分分析法(PCA)、Logistic回归、层次分析法、熵权法、模糊评价、系统动力学模型、支持向量机(SVM)、神经网络(NN)、遗传算法(GA)、网格搜索法(GS)等财务风险预警模型 [ 3 ] - [ 10 ] 被广泛应用。近些年，财务风险预警研究更加活跃，新型智能预警研究层出不穷 [ 11 ] - [ 24 ] 。赵文平等 [ 12 ] [ 13 ] 参照杜邦分析法训练样本进行参数学习、最大后验估计法(MAP)，构建了工业上市公司财务危机预测的贝叶斯模型，并通过求解条件概率表，利用预测样本对模型的准确性进行检验。刘澄等 [ 14 ] 将制造业上市公司的财务状况分为健康、良好、一般、预警和危机5个层次，运用粗糙集中的变精度加权平均粗糙度来构造决策树的改进聚类算法，提出公司财务状况的决策树预警规则。宋晓娜等 [ 15 ] 构建了制造业上市公司财务危机预警指标体系，并对上市公司被实施ST前3年的财务数据分别利用主成分分析和Logistic回归分析方法建立财务危机预警模型。针对L1正则化逻辑回归问题，刘遵雄等 [ 16 ] 提出了基于内点法的稀疏逻辑回归财务预警实证分析方法，具有较强的鲁棒性。鲍新中等 [ 17 ] 运用变量聚类和COX比例风险判别能力进行了实证研究，张亮等 [ 18 ] 引入信息融合技术对SVM和Logistic回归等不同数据挖掘分类方法得到的结果进行融合处理得到最优的结果，一定程度上解决了不同数据挖掘方法得到的结果不一致问题。倪志伟等 [ 19 ] 针对具有大量指标集的高维财务数据，研究了基于流形学习的多核SVM财务预警性能。以及基于增长管理理论的中小企业财务预警系统及其决策运用 [ 20 ] 、基于大数据的企业财务预警等 [ 21 ] ，利用GA、粒子群优化(PSO)和SVM的混合预警方法等等 [ 22 ] - [ 24 ] ，其方法都在一定程度上提高了预测精度和预警效果。 本文在构建上市公司财务能力评价指标体系的基础上，提出一种粒子群优化的贝叶斯网络方法，并选取部分上市公司近三年财务数据进行预警实验，验证了提出方法的有效性和预测效果。