DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 结果与讨论 3.1. Br-Co(Salphen)表征 Br-Co(Salphen）单晶培养方式如下：将Br-Co(Salphen)用热的四氢呋喃溶解，分别取1体积的溶解液和4体积的环己烷加入干燥核洁净的磁管。静置3周，底部有块状晶体，晶体结构如图1。 图1. Br-Co(Salphen)的单晶结构 3.2. P-Co(Salphen)分子量表征 由于P-Co(Salphen)在甲醇中不溶，在DMF中可溶，我们以DMF为流动相对P-Co(Salphen)的分子量进行了表征，验证P-Co(Salphen)是个聚合物，从而说明聚合反应的成功。 图2的GPC谱图中在11 min~14 min和15 min~17 min各有一个宽峰，说明P-Co(Salphen)的分子量主要分布在两个范围。 图2. P-Co(Salphen)的GPC谱图 Table 1 The relative molecular mass and distribution of P-Co(Salphen Peak No Mp a Mn b Mw c Mz d Mz + 1 Mv e PD f 1 917650 1037306 1724038 2542055 3184171 1607368 1.66203 2 16693 23010 28297 35794 43938 27323 1.22977 表1. P-Co(Salphen)的相对分子质量及其分布 a 峰位分子量，指最高位峰的分子量； b 数均分子量，指按分子数目统计的分子量平均值； c 重均分子量，是按质量统计的分子量平均值； d z均分子量，是指按照z值统计平均的分子量； e 粘均分子量，是指用粘度法测得的聚合物的分子量； f 分子量分布系数，等于Mw/Mn。 结合图2和表1可知P-Co(Salphen)是具有一定分子量的聚合物，数均分子量主要分布在1037306和23010附近，PD分别为1.66和1.22，说明P-Co(Salphen)聚合物的成功合成。 3.3. P-Co(Salphen)中Co含量的测定 P-Co(Salphen)中Co的理论含量为12.34%，ICP测试结果为Co含量11.07%，Co含量偏低的可能原因是聚合物末端含有未反应完全的溴基团或者硼酸基团。 3.4. P-Co(Salphen)的热稳定性 氮气保护下，我们用热分析仪(TG)对催化剂P-Co(Salphen)的稳定性进行了测试表征(图3)。温度范围从室温逐渐升温至800℃。P-Co(Salphen)在350℃左右开始分解，说明催化剂的热稳定性良好。 图3. P-Co(Salphen)的TGA曲线 3.5. P-Co(Salphen)的SEM图 在图4中我们观察到反应合成的聚合物材料为形貌规则的长条形块状结构，表面致密、无明显孔径，这与预期得到的线性聚合物P-Co(Salphen)的形貌特征相符。 图4. P-Co(Salphen)的SEM照片 3.6. 催化性能研究 由于P-Co(Salphen)在甲醇中不溶，我们以甲醇为溶剂对2，3，6-三甲基苯酚的需氧氧化进行了催化性能评价，催化反应如图5所示，反应体系条件为：2，3，6-三甲基苯酚(68.1 mg， 0.5 mmol)，催化剂P-Co(Salphen) 10 mg，温度30℃，甲醇2 ml。 图5. 2，3，6-三甲基苯酚的催化反应 Table 2 Catalytic effect of P-Co(Salphen) under different oxygen pressure P-Co(Salphen) mg 2，3，6-三甲基苯酚mg 压力Mpa 时间h 转化率% 选择性% 10 68.1 0.1 24 99 93 10 68.1 1 3 99 91 表2. P-Co(Salphen)在不同氧气压力下的催化效果 注：甲醇2 ml，温度30℃，转化率和选择性由气相色谱测得(联苯为内标物)。 以甲醇为溶剂，2，3，6-三甲基苯酚68.1 mg，催化剂10 mg，温度30℃，氧气压力0.1 Mpa时，2，3，6-三甲基苯酚24 h转化率为99%，氧气压力为1 Mpa时，2，3，6-三甲基苯酚3 h可转化完全，产物的选择性良好，皆大于90%。 3.7. 反应动力学曲线及浸出实验 如图6所示，反应在前期速率较慢，可能是氧气的传质导致的，反应前期溶液中氧气浓度较低导致反应较慢，如表2所示，增加氧气压力可大幅度提高反应速率。反应在12 h时迅速过滤，滤液继续反应，2，3，6-三甲基苯酚几乎不会继续转化，说明体系是非均相的。 图6. P-Co(Salphen)的反应动力学和浸出实验 3.8. 循环性能 为了验证催化剂P-Co(Salphen)的循环稳定性，我们将第一次催化反应的反应液高速离心，催化剂分离洗涤后投入下次催化反应，图7中催化剂循环使用3次无明显的转化率和选择性的降低，说明催化剂具有较好的循环稳定性。 图7. P-Co(Salphen)循环实验
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user: 4. 结论 本文合成了一种以Co(Salphen)为单元的线性聚合物，研究了其对2，3，6-三甲基苯酚氧化的催化效果。结果表明，在以甲醇为溶剂，氧气压力为0.1 Mpa时，2，3，6-三甲基苯酚24 h转化率可以达到99%，氧气压力增大时，2，3，6-三甲基苯酚完全转化的时间明显缩短，且催化剂能够循环使用3次无明显的转化率和选择性的下降。
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user: 摘 要 以武汉市汉阳区为例，采用CVM调查，利用二元Logistic模型、有序Ordinal模型分析居民对汉阳区城市生态系统休憩娱乐服务的支付意愿与影响因素，并对其价值进行评估。结果表明：1) 收入水平对支付意愿和支付金额有显著正影响，随着收入水平的提高，支付意愿加强，支付金额增加。支付意愿和支付金额还与受访者对汉阳区城市绿色生态系统的满意程度呈正相关。受访者常住地对支付意愿呈显著负影响；2) 受访者对汉阳区绿色生态系统有较高支付意愿，其中有正支付意愿的占比76.9%，不愿支付的主要原因“应由政府出资”占比35.5%；受访者年龄、月均收入和再次游憩对支付意愿有显著负影响；3) 通过CVM估算得其休憩娱乐服务经济价值为10.59~13.77亿元。 关键词 :绿色生态系统，休憩娱乐服务，支付意愿 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 《2018年中国国土绿化状况公报》显示，全国城市建成区绿地率37.9%，人均公园绿地面积达14.1平方米，低于国际标准要求的50%，还不能满足城市人民追求高质量生活的需求。因此，如何充分发挥城市绿色生态系统服务功能，完善城市绿色基础设施建设，提高人们对生态系统价值的认识，是我们比较关心的问题。以土地为载体的生态(社会、经济、环境)价值，长期以来没有被人们充分认识 [ 1 ] ，这直接影响城市绿色生态系统服务功能的发挥。 条件价值评估法由Davis在1963年首次提出并用于缅因州林地娱乐价值的评估中 [ 2 ]。虽然CVM在国内外学术界仍有一定的争议性，但该方法被认为是近10余年来国外生态与环境经济学中最重要和应用最广泛的公共物品价值评估方法 [ 3 ]。已有的一些研究基于居民支付意愿，就稻田 [ 4 ] 、湿地 [ 5 ] 、公园 [ 6 ] 、湖泊 [ 7 ] 等生态系统的休憩娱乐服务价值进行了评估。早期的研究主要利用社会经济因素来解释受访者的支付意愿，然而，非经济因素对于受访者的支付意愿和支付金额亦相当重要 [ 8 ]。越来越多的学者将偏好、距离等非经济因素引入支付意愿方程，与社会经济因素一起研究 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ]。鉴于此，本文采用CVM调查，多元化分析居民的支付意愿，将偏好、距离等非经济因素纳入考虑，同社会经济因素一起研究，多角度分析支付意愿研究居民对汉阳区城市绿色生态系统休憩娱乐服务的支付意愿和支付金额的影响因素，定量评估汉阳区城市绿色生态系统休憩娱乐服务价值，以期能为汉阳区的生态文明建设提供依据。
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user: 2. 研究地区与研究方法 2.1. 地区概况 汉阳区(113˚41'~114˚16'E，29˚58'~30˚33'N)位于湖北省武汉市西南部，总面积108平方公里，与汉口、武昌隔江鼎立构成武汉三镇。地势东西偏高，南北因江、水冲刷地势较低。地貌形态主要有堆积平原区、剥蚀堆积平原和剥蚀丘陵3种。海拔在30 m左右，属亚热带季风气候，雨量充沛，光照充足，年平均气温在16℃左右，年降雨量1300 mm左右。汉阳区城市绿色生态系统：汉阳公园、汉水公园、龟山公园、古琴台、墨水湖公园、江滩公园、中央公园等。 2.2. 问卷设计及调查 本次调研采用易被接受的支付卡式问卷，以汉阳区常住居民为调查对象，基于典型的CVM调查的样本数100~3000个 [ 12 ]。发放问卷110份，有效问卷108份，有效率98.2%。 调查问卷设计包括四个部分：第一部分背景资料，主要介绍城市绿色生态系统定义、汉阳区城市绿色生态系统的概况及其所提供的休憩娱乐功能。第二部为受访者性别、年龄、居住地、受教育程度、月均收入等社会经济信息。第三部分为受访者对汉阳区城市绿色生态系统的了解程度、满意程度、再次游玩的意愿等一系列诱导问题。第四部分为问卷核心，询问受访者是否愿意为汉阳区城市绿色生态系统的建设发展支付一定费用，如果愿意，进一步询问其最高支付金额。若不愿意，则询问不愿意支付的原因。其核心问题为： 1) 如果到汉阳区的绿道、公园、景区等城市生态系统游玩一次，不限时间、地点，需要您支付一定费用(如基础设施建设)，您是否愿意？(a) 愿意；(b) 不愿意。 2) 如果您愿意支付，您个人每年(或年票)最高意愿支付多少？ 根据预调查的结果，同时借鉴前人研究，本问卷最终设置29个支付金额选项，具体见表1。 Table 1 Questionnaire payment car (1) 1元 (2) 2元 (3) 3元 (4) 4元 (5) 5元 (6) 6元 (7) 7元 (8) 8元 (9) 9元 (10) 10元 (11) 20元 (12) 30元 (13) 40元 (14) 50元 (15) 60元 (16) 70元 (17) 80元 (18) 90元 (19) 100元 (20) 200元 (21) 300元 (22) 400元 (23) 500元 (24) 600元 (25) 700元 (26) 800元 (27) 900元 (28) 1000元 (29) 大于1000元 表1. 调查问卷支付卡 数据来源：根据调查数据整理。 2.3. 研究方法 采用条件价值评估法估算居民对汉阳区城市绿色生态系统支付意愿。该方法符合福利经济学对福利变化的衡量原则。据何可 [ 13 ] 等的已有研究，将支付金额的算术平均数作为平均支付意愿的上限，并用Spike公式计算得到下限，见公式(1)，由于汉阳区城市生态系统服务于武汉市居民，因此，其休憩娱乐服务总价值见公式(2)。 { E ( W T P ) 上 限 = ∑ i = 1 n A i P i i = 1 ， 2 ， 3 ， ⋯ ， n E ( W T P ) 下 限 = E W T P 上 限 × 意 愿 支 付 的 比 例 (1) { Q 上 限 = E ( W T P ) 上 限 ⋅ α Q 下 限 = E ( W T P ) 下 限 ⋅ α (2) 式中，E(WTP)为受访者年平均支付金额的算术平均值(元/人)；A i 为支付金额；P i 为有支付意愿的样本选择该金额的概率；n为有支付意愿的样本量；Q为2018年汉阳区城市生态系统休憩娱乐服务总价值(亿元)； α 为2018年武汉市常住居民数量。 二元Logistic模型用于分析影响受访者支付意愿的关键性因素，被调查者的支付意愿是一个典型的二分变量，0表示拒绝支付，1表示愿意支付。二元Logistic模型的公式为： p ( y = 1 ) = exp ( β 0 + β 1 x 1 + ⋯ + β n x n ) 1 + exp ( β 0 + β 1 x 1 + ⋯ + β n x n ) (3) 式中， p ( y = 1 ) 表示被调查者意愿支付的概率；β 0 表示回归方程的截距； X 1 ， X 2 ， ⋯ ， X n 表示各个解释变量，即被调查者的特征信息； β 1 ， β 2 ， ⋯ ， β n 表示回归系数， exp ( β i ) 表示支付意愿的概率。 运用有序Ordinal模型分析影响受访者支付金额的关键性因素，假设支付金额有k + 1个级别，则对应有k个公式： L i = ln [ ∑ j = 1 i P ( Y = j / X ) ∑ j = i + 1 k = 1 P ( Y = j / X ) ] = α i + β i X ， i = 1 ， 2 ， ⋯ ， k (4) 式中，L i 表示第i个有序Ordinal模型；i表示响应变量的水平即支付金额的级别；Y表示响应变量；X表示自变量向量；α i 表示第i个模型的截距参数；β i 表示斜率向量； P ( Y = j / X ) 表示被调查者的支付金额所属级别概率。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 受访者社会经济特征统计 调查样本总体呈正态分布，符合抽样统计学原理，具有代表性(表2)。受访者主要以青年和中年为主，占比93.4%，男性40.7%，女性59.3%，性别比例符合实际情况。受访者受教育程度较高，大多处于高中、中专及以上学历水平，月均收入集中在6000元及以下。 Table 2 Statistical description of the respondent’s social attribute variable 变量 类别 频数 频率/% 累计比例/% 性别 男 44 40.7 40.7 女 64 59.3 100.0 年龄 20岁以下 20 18.5 18.5 21~30岁 55 50.9 69.4 31~40岁 13 12.0 81.4 41~50岁 13 12.0 93.4 51~60岁 4 3.7 97.1 60岁以上 3 2.9 100.0 受教育程度 小学及以下 1 0.9 0.9 初中 11 10.2 11.1 高中、中专 14 13.0 24.1 大学(本科、大专) 73 67.6 91.7 研究生及以上 9 8.3 100.0 表2. 受访者社会属性变量的统计描述 Continued 数据来源：根据调查数据整理。 83位受访者有正支付意愿，占比76.9%，投标额集中分布在5~100元，投标频率最高的意愿金额为100元，占比21.7% (图1)。 图1. 汉阳区受访者投标额分布频率图 其中，25位受访者不愿支付，占比23.1%。就其原因分析，居民认为应由政府出资，占比35.5%；其次是距离较远，不太方便前往游玩，占比22.6%；还有居民担心他们支付的费用不能真正用于环境，占比22.6%；其他原因占比19.3%。 3.2. 支付意愿的二元Logistic与有序Ordinal回归分析 以受访者支付意愿为因变量，支付意愿影响因素为协变量分别进行二元Logistic和有序Ordinal回归分析(表3)。二元Logistic回归分析的Hosmer-Lemeshow拟合优度检验P值为0.248，预测准确率达83.3%。有序Ordinal回归分析中，平行线检验P值为0.188，整体拟合较好，结果可信。 不难发现，受访者月均收入对支付意愿和支付金额有显著正影响，分别通过5%和10%的显著性水平检验，表明支付意愿与支付金额随居民月收入增加而增加；受访者对汉阳区城市绿色生态系统的满意程度对支付意愿和支付金额有显著负影响，均通过5%的显著性水平检验，居民对汉阳区城市绿色生态系统休憩娱乐服务越满意，支付意愿越弱，说明居民对城市绿色生态系统休闲娱乐服务的认知与支付意愿及行为有偏差，这与郑海霞等人 [ 14 ] 的研究结论是一致的；受访者常住地对支付意愿有显著负影响，通过5%的显著性水平检验，居住地越远，支付意愿越弱；性别、年龄、是否再次游憩对支付意愿和支付金额没有显著影响。 Table 3 Respondent’s WTP and its influencing factor 变量 二元logistic回归 有序Ordinal回归 系数 标准误 系数 标准误 受访者性别 −0.599 0.661 1.003 0.817 受访者年龄 −0.050 0.331 −0.557 0.346 受访者受教育程度 −0.208 0.449 −0.773 * 0.411 受访者常住地 −1.637 ** 0.796 0.301 0.753 月均收入 0.826 ** 0.384 0.405 * 0.241 对汉阳区城市绿色生态系统了解程度 −1.075 ** 0.452 0.971 ** 0.434 对汉阳区城市绿色生态系统的满意程度 −1.056 ** 0.519 −1.486 ** 0.695 是否会再次游憩汉阳区城市绿色生态系统 0.552 1.169 — — 常量 7.373 ** 3.175 — — 阈值1 — — 15.048 *** 2.658 阈值2 — — 15.753 *** 2.657 样本量 108 83 表3. 居民的平均支付意愿及其影响因素 数据来源：根据调查数据整理；“ * ”、“ ** ”、“ *** ”分别代表0.1、0.05、0.01的显著性水平。 3.3. 汉阳区城市绿色生态系统休憩娱乐服务价值评估 基于居民支付意愿与影响因素的分析，对汉阳区城市绿色生态系统休憩娱乐服务价值进行经济评估。根据《2018年武汉统计年鉴》，汉阳区人口65.27万人，计算得出汉阳区绿色生态系统休憩娱乐服务的总价值为10.59~13.77亿元。
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user: 4. 结论 受访者对汉阳区绿色生态系统有较高支付意愿，支付意愿率76.9%。23.1%的居民不愿支付，不愿意支付的原因中，应由政府出资占比35.5%，说明人们对城市绿色生态系统休憩娱乐服务的认知、获取意愿与支付行为存在偏差，有“搭顺风车”的侥幸心理。距离的远近的确影响居民的游憩出行，距离较远，不方便出行占比22.6%，22.6%的居民担心他们的支付费用不能真正用于环境，其实大可不必担心，环境守护，人人有责。 收入水平对支付意愿和支付金额有显著正影响，随着收入水平的提高，支付意愿加强，支付金额增加。支付意愿和支付金额还与受访者对汉阳区城市绿色生态系统的满意程度呈正相关。受访者常住地对支付意愿呈显著负影响，常住地越远，支付意愿越弱，这表明居民更倾向于选择周边的绿色生态系统。 相较已有研究，本文采用支付金额的算术平均数作为平均支付意愿的上限，并用Spike公式计算得到下限，从而得出绿色生态系统的经济价值的范围。对比已有研究得出具体数值的方法，该方法更为具体，一定程度缩小了误差范围。在分析支付意愿及其影响因素基础上，据CVM计算得出汉阳区城市绿色生态系统游憩服务总价值介于10.59~13.77亿元。
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user: 摘 要 为了探讨矿区农田不同土地利用类型和土层深度对土壤重金属分布的影响，对潼关金矿区5种类型农用地不同土层的土壤重金属进行了研究。结果表明：土地利用类型和土层之间，不同土地利用类型对土壤重金属的分布影响更大。5种类型农用地中，重金属Ni、Cu、Zn、Cd之间均存在正相关性，可能来自同一污染源，但均不存在重金属污染风险。 关键词 :矿区农田，重金属含量，风险值 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 陕西省是我国重要的矿产资源大省，是我国贵金属、有色金属、非金属矿产资源的主要开采区之一 [ 1 ]。矿山开采、选冶和冶炼过程中，矿石中的重金属元素会随废石尾沙、矿尘、废气进入矿区及周边土壤中，对矿区周围生态环境带来众多负面影响 [ 2 ] [ 3 ]。目前冶金部东桐峪金矿、潼关金矿及县黄金公司小口金矿等20多个国营和乡镇矿山正在生产，其选金尾矿堆存量较大 [ 4 ] [ 5 ] ，给矿山的正常生产和当地环境安全带来了严重威胁。 矿区基本农田土壤重金属污染尤为严重。重金属主要是指密度在5.0 g/cm 3 以上的金属元素 [ 6 ]。其中，砷、硒虽是非金属元素，但是它的毒性及化学性质与重金属相似，所以将砷、硒列入重金属污染物范围内 [ 7 ]。徐友宁等 [ 8 ] - [ 13 ] 在2005年至2011年先后开展了矿山地质环境治理研究，主要以潼关小秦岭金矿区为例，结合该区地质地貌等从宏观上对整个矿区进行了大量采样分析研究，得到Hg，Pb，Cd，Cu，Zn等重金属元素在矿区内的区域分布情况，同时研究了这5种重金属元素在农业生产型、大气降尘型、河水灌溉型、矿业污水灌溉型、尾矿渣淋溶型土壤剖面上0~60 cm深度范围内的迁移情况。 土壤是一种开放的自然系统，在与其他事物进行物质和能量的交换时，外源重金属会不可避免地进入其中 [ 14 ]。我国每年因重金属污染而减产粮食超过1.0 × 10 8 t，另外被重金属污染的粮食每年也多达1.2 × 10 8 t，造成的经济损失合计至少为2.0 × 10 11 元 [ 15 ] ，而且污染有逐年加重的趋势 [ 16 ] [ 17 ]。 本文从矿区农田利用情况出发，对不同土地利用类型和不同埋深的土壤重金属进行研究，旨在为矿区重金属治理后的农田恢复利用情况提供科学依据。
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user: 2. 研究内容 2.1. 研究区概况 潼关县地处陕西省关中平原东端，居秦、晋、豫三省交界处。气候属暖温带大陆性季风型干旱气候。南北差异大，光能资源较充足，热量和降水量偏少，时空分布不均。四季分明，冬夏长，春秋短。因过去对矿产资源的开发无序混乱，开采过程中监管不严，大量非法大、小规模的开采活动屡禁不止，开采后遗留的大量废弃物未经严格处理便随意堆放，占用土体，污染环境，当地许多居民的房前屋后都堆积了大大小小的尾矿渣堆。因缺少环境保护意识，当地居民对污染严重的土地并未停止耕种，土壤中的重金属等污染物经食物链进入人体，对当地的居民身体健康带来严重危害。 2.2. 试验材料 通过实地踏勘，根据当地农作物种类差异，在地质灾害治理项目一期基本农田治理区块，选取了5个采样区进行土样采集，如表1，分层采集0~20 cm、20~40 cm、40~60 cm、60~80 cm、80~100 cm层位的新鲜土壤，并对其进行测试。 Table 1 Sampling point informatio 采样点 种植作物 纬度 经度 1 荒草地(Grass) 34˚29'32'' 110˚14'37'' 2 小麦地(Wheat) 34˚29'37'' 110˚14'54'' 3 油菜地(Rapeseed) 34˚29'37'' 110˚14'54'' 4 花椒地(Pepper) 34˚29'38'' 110˚14'53'' 5 石榴地(Pomegranate) 34˚32'35'' 110˚15'2'' 表1. 采样点信息 2.3. 测试方法 重金属Ni、Cu、Zn、Cd含量采用ICP-MS来测定采用ICP-MS测定 [ 18 ]。 2.4. 数据处理 采用Excel 2013软件计算平均值和标准偏差，数据分析采用SPSS 21.0软件，相关分析采用线性相关分析。
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user: 3. 结果与分析 表2、表3为土壤重金属的方差分析结果和风险值。 Table 2 Analysis of variance for heavy metals in the soil according to the land type and soil laye Ni Cu Zn Cd Soil layer 0.155 0.191 0.023 0.016 Land type 0.029 0.075 0.028 0.037 表2. 类型和土层对土壤重金属镍、铜、锌和镉的方差分析 注：表中数据为P值。 Table 3 Heavy metal risk value of agricultural lan 采样点 Ni Cu Zn Cd mg/kg mg/kg mg/kg mg/kg 风险筛选值 190.00 100.00 300.00 0.60 表3. 农用地土壤重金属风险值 注：风险值指在pH > 7.5时的非水田农用地土壤污染风险筛选值 [ 19 ]。 3.1. 矿区农田重金属镍的分布 如图1，矿区农用地的重金属镍含量范围在22.36 mg/kg到41.89 mg/kg之间，花椒地的土壤重金属镍含量随土层深度增加而下降，在0~20 cm土层分布较集中，其余各类型农用地的土壤重金属镍均在25~30 mg/kg范围内波动，变化较小。荒草地的土壤重金属镍含量最大值26.21 mg/kg出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属镍风险值低86.21%，无重金属镍污染风险；小麦地的土壤重金属镍含量最大值出现在0~20 cm土层，为29.12 mg/kg，较农用地土壤重金属镍风险值低84.67%，无重金属镍污染风险；油菜地的土壤重金属镍含量最大值32.79 mg/kg出现在40~60 cm土层，较农用地土壤重金属镍风险值低82.74%，无重金属镍污染风险；花椒地的重金属镍含量最大值为41.89 mg/kg，出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属镍风险值低77.95%，表明花椒地无重金属镍污染风险；石榴地的土壤重金属镍含量最大值26.14 mg/kg出现在40~60 cm土层，较农用地土壤重金属镍风险值低86.24%，无重金属镍污染风险；矿区农田无重金属镍污染的风险。方差分析表明，不同的农田利用类型对重金属镍的影响显著，而土层变化的影响不显著。 图1. 矿区农用地土壤重金属镍的分布 3.2. 矿区农田重金属铜的分布 如图2，矿区农用地的重金属铜的含量为14.81 mg/kg到82.87 mg/kg之间，主要分布在花椒地的0~40 cm土层，其余差异较小。除石榴地外，土壤重金属铜的含量基本呈现出随土层深度增加而减小的趋势。荒草地的土壤重金属铜含量最大值26.83 mg/kg出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属铜风险值低73.17%，无重金属铜污染风险；小麦地的土壤重金属铜含量最大值出现在0~20 cm土层，为27.63 mg/kg，较农用地土壤重金属铜风险值低72.37%，无重金属铜污染风险；油菜地的土壤重金属铜含量最大值23.27 mg/kg出现在40~60 cm土层，较农用地土壤重金属铜风险值低76.73%，无重金属铜污染风险；花椒地的重金属铜含量最大值为82.87 mg/kg，出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属铜风险值低17.13%，表明花椒地无重金属铜污染风险；石榴地的土壤重金属铜含量最大值23.85 mg/kg出现在20~40 cm土层，较农用地土壤重金属铜风险值低76.15%，无重金属铜污染风险；矿区农田无重金属铜污染的风险。由表1可知，土层和农用地类型变化对重金属铜的影响不显著。 图2. 矿区农用地土壤重金属铜的分布 3.3. 矿区农田重金属锌的分布 如图3，矿区农用地的土壤重金属锌含量为40.25~98.22 mg/kg。不同类型农用地的重金属锌分布差异较大，其中荒草地、小麦地和花椒地的重金属锌集中分布在土壤上层，随土层深度增加而减小；油菜地和石榴地的重金属锌则主要分布在中层，随土层深度增加先升高后减小。荒草地的土壤重金属锌含量最大值70.82 mg/kg出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属锌风险值低76.39%，无重金属锌污染风险；小麦地的土壤重金属锌含量最大值出现在0~20 cm土层，为72.48 mg/kg，较农用地土壤重金属锌风险值低75.84%，无重金属锌污染风险；油菜地的土壤重金属锌含量最大值77.24 mg/kg出现在40~60 cm土层，较农用地土壤重金属锌风险值低74.25%，无重金属锌污染风险；花椒地的重金属锌含量最大值为98.22 mg/kg，出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属锌风险值低67.26%，表明花椒地无重金属锌污染风险；石榴地的土壤重金属锌含量最大值72.77 mg/kg出现在20~40 cm土层，较农用地土壤重金属锌风险值低75.74%，无重金属锌污染风险；矿区农田无重金属锌污染的风险。由方差分析可知，土层变化和农用地利用类型均对土壤重金属锌造成显著影响。 3.4. 矿区农田重金属镉的分布 由图4可以看出，矿区农用地的土壤重金属镉含量为0.08~0.56 mg/kg。土壤重金属镉主要分布在荒草地和小麦地的0~20 cm土层及花椒地的0~60 cm土层，其余含量较低。荒草地的土壤重金属镉含量最大值0.37 mg/kg出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属镉风险值低38.33%，无重金属镉污染风险；小麦地的土壤重金属镉含量最大值出现在0~20 cm土层，为0.38 mg/kg，较农用地土壤重金属镉风险值低36.67%，无重金属镉污染风险；油菜地的土壤重金属镉含量最大值0.13 mg/kg出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属镉风险值低78.33%，无重金属镉污染风险；花椒地的重金属镉含量最大值为0.56 mg/kg，出现在0~20 cm土层，较农用地土壤重金属镉风险值低6.67%，表明花椒地无重金属镉污染风险；石榴地的土壤重金属镉含量最大值0.11 mg/kg出现在20~40 cm土层，较农用地土壤重金属镉风险值低81.66%，无重金属镉污染风险；矿区农田无重金属镉污染的风险。由方差分析可知，土层变化和农用地利用类型均对土壤重金属镉造成显著影响。 图3. 矿区农用地土壤重金属锌的分布 图4. 矿区农用地土壤重金属镉的分布 3.5. 矿区农田重金属之间的相关性 由表4，矿区农田重金属Ni、Cu、Zn、Cd各自与其他重金属之间的相关性均不显著。由3.1~3.4可知，各类型农田的不同重金属峰值基本位于同一土层，其之间的相关系数均为正值，所以矿区尾矿渣同时包含至少Ni、Cu、Zn、Cd四种重金属。
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user: 4. 讨论与结论 矿区农田中，不同土地利用类型对土壤中重金属锌、镉的含量具有显著影响；土层变化对土壤中重金属镍、锌、镉含量的影响显著。重金属锌、镉同时受土层深度和土地利用类型的影响；重金属铬、镍、砷受土地利用类型的影响较大。研究表明，农田利用类型的变化对重金属含量的影响较土层深度的变化较大，这可能与不同植物的根系吸附有关 [ 20 ] [ 21 ] [ 22 ]。 Table 4 Correlation coefficient between heavy metals in agricultural land of mining are Ni Cu Zn Cd Ni 1 Cu 0.849 1 Zn 0.736 0.818 1 Cd 0.666 0.744 0.751 1 表4. 矿区农用地土壤重金属之间的相关系数 注：※表示P < 0.05；※※表示P < 0.01。 本研究中，花椒地的土壤重金属含量均较高，呈现出重金属含量随土层深度增加而减小的趋势。各类型农田的土壤重金属含量均未超出风险筛选值，无重金属污染的风险。
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user: 摘 要 目的：观察电话随访干预模式对精神分裂症出院患者服药依从性和生活质量的影响。方法：选取2017年5月~2018年10月山东省精神卫生中心收治的92例精神分裂症患者为研究对象，将患者随机分为两组，每组46例。其中对照组行一般护理，观察组在此基础上给予电话随访干预，分别在干预前和干预后3个月对患者的服药依从性和生活质量进行分析比较。结果：干预前两组患者服药依从性和生活质量中各维度无明显统计学差异(P > 0.05)；干预后3个月电话随访干预组患者服药依从性明显优于对照组，差异具有统计学意义(P < 0.05)；生活质量中生理领域、心理领域、社会领域三个维度明显高于对照组，差异有统计学意义(P < 0.05)；环境领域两组患者无明显统计学差异(P > 0.05)。结论：精神分裂症患者出院后电话随访干预可以提高其服药的依从性，改善患者的生活质量，有望广泛推广。 关键词 :电话干预，精神分裂症，服药依从性，生活质量 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 精神分裂症是精神科最常见的精神疾病之一，高发病率、高复发率、高致残率是主要的特点 [ 1 ] 。精神分裂症患者主要依靠药物治疗，患者需要长期、按时足量用药 [ 2 ] [ 3 ] 。然而，大多数精神分裂症患者存在行为障碍或精神障碍，不能规律服药，严重影响治疗效果。大多数精神分裂症患者面临服药依从性差的难题 [ 4 ] ，因此针对出院的患者，给予电话随访干预已经被证实能够提高患者治疗依从性，可以延长患者在社会上的时间，减少重复住院天数，以及再次住院的次数 [ 5 ] 。因此本研究旨在分析电话随访干预对出院的精神分裂症患者服药依从性和改善生活质量的影响。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 研究对象 选取2017年5月~2018年10月山东省精神卫生中心收治92例精神分裂症患者，诊断均符合《中国精神障碍分类与诊断标准》 [ 6 ] 中的诊断标准；患者本人及家属知情同意并配合随访。排除严重的心脑血管疾病及器质性因素所致精神障碍者及文盲，对量表内容无法理解患者。本研究经过本院伦理委员会的同意。采用随机数字表法把患者分为对照组与观察组，每组46例。其中对照组男28例，女18例；年龄20~65岁，中位年龄(30.8 ± 4.3)岁；学历程度：大专或以上14人，高中或中专12人，初中11人，小学5人，文盲4人。观察组男26例，女20例；年龄17~60岁，平均年龄(29.1 ± 3.6)岁；学历程度：大专或以上13人，高中或中专14人，初中13人，小学4人，文盲2人。两组患者一般资料情况比较，差异无统计学意义(P > 0.05)。 2.2. 方法 对照组患者告知出院后遵医服药及用药的注意事项；同时每人发放一份出院小结，详细阐述相关药物的服用时间及用量，出现不良反应后应对措施及随诊的时间。观察组在常规护理的基础上，同时进行院外电话随访干预，具体措施如下： 2.2.1. 组建小组 由护士长、责任护士、主治医师组建随防小组，邀请精神科专家、心理咨询师对小组成员进行统一培训，培训内容主要包含精神分裂症患者预后评价及意义，饮食指导、心脏康复训练、心理干预技巧、不良事件应对措施、服药依从性影响因素及电话随访要点、程序、沟通方法及技巧等。 2.2.2. 实施 1) 建立随访记录单：根据患者住院期间的相关资料建立档案，制定责任护士，熟知每位患者的病情，切身制定相关护理方案。2) 随访形式及建立服药记录单：出院前告知随访事宜，指导患者服药，询问患者有无复发症状、是否按时定量服药、服药后有无出现副作用，并说明可能出现的副反应及处理措施，强调按时服药的重要性；每天定时进行服药短信提醒，每周进行1次服药电话随访并针对院外日常生活服药出现的问题，给予答疑解惑。3) 家庭随访：患者出现不适后，进行家庭随访，进一步了解病情变化，规定家庭拜访时间不少于30 min；如果病情出现进展或加重，可增加随访的次数及住院治疗。 2.3. 观察指标 1) 服药依从性：服药依从性主要有不依从、部分依从和完全依从3个等级。不依从表现为患者存在拒绝服药、私藏药物、乱扔药物行为。部分依从表现患者平时不主动服药，当医护人员监督时才服药；完全依从表现为患者能自觉遵医嘱服药，不需要监督 [ 7 ] 。 2) 世界卫生组织生存质量测定量表简表(World Health Organization Quality of Life-brief， WHOQL-BREF) [ 8 ] 量表共26个条目，用来评估4个领域：生理、心理、社会关系和环境。每个条目从1 (很差/很不满意)~5 (很好/很满意)计分，部分条目反向计分。生活质量越高分数越高。 2.4. 统计学分析 采用SPSS 21.0统计学软件，计数资料采用秩和检验，计量资料采用t检验。以P < 0.05为差异有统计学意义。
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user: 3. 结果 3.1. 两组患者干预前后服药依从性的比较 干预前，两组患者服药依从性无明显的差异，无统计学意义(P > 0.05)；但是经过3个月电话随访干预，对照组患者的服药依从性低于观察组患者，两者比较差异有统计学意义(P < 0.05)。见表1。 Table 1 Comparisons of compliance before and after intervention between the two groups (% 组别 例数 干预前 干预后 完全依从 部分依从 不依从 完全依从 部分依从 不依从 观察组 46 24 15 7 32 10 4 对照组 46 25 13 8 19 17 10 U值 0.230 7.700 P值 0.891 0.021 表1. 两组患者干预前后服药依从性的比较 例(%) 3.2. 两组患者干预前后 WHOQOL-BREF评分比较 干预前两组WHOQOL-BREF评分比较差异无统计学意义(P > 0.05)，见表2；干预后两组精神分裂症患者的WHOQOL-BREF评分比较，其生存质量在生理领域、心理领域、社会关系领域三个维度方面差异有统计学意义(P < 0.05)，在环境领域维度方面的差异无统计学意义(P > 0.05)。见表3。 Table 2 WHOQOL-BREF score before intervention in two group 指标 对照组 观察组 t值 P值 生理领域 25.12 ± 2.90 25.56 ± 2.66 −0.758 0.450 心理领域 20.03 ± 3.16 21.07 ± 3.19 −1.571 0.119 社会领域 7.98 ± 2.61 8.23 ± 3.66 −0.377 0.707 环境领域 28.55 ± 3.22 28.78 ± 3.56 −0.325 0.746 表2. 两组患者干预前WHOQOL-BREF评分 Table 3 WHOQOL-BREF score after intervention in two group 指标 对照组 观察组 t值 P值 生理领域 24.37 ± 2.84 26.15 ± 2.71 −3.075 0.003 心理领域 21.03 ± 2.16 23.67 ± 3.29 −4.549 0.001 社会领域 8.03 ± 2.57 9.58 ± 3.73 −2.321 0.023 环境领域 29.45 ± 3.39 30.01 ± 4.32 −0.692 0.491 表3. 两组患者干预后WHOQOL-BREF评分
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user: 4. 讨论 精神分裂症是一种慢性易复发的疾病，现阶段该疾病的临床治疗主要是以抗精神药物治疗为主，患者如果不能遵医嘱坚持服药，会导致疾病迁延不愈，成为慢性、难治性疾病，从而明显加重其家庭和社会的负担 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] 。相关研究报道称我国精神分裂症患者的服药依从性普遍差，50%左右的患者服药依从性差，完全遵医服药依从性仅为23%~79.8% [ 12 ] 。院外电话随访是延续性护理的一种快捷、经济、实用、患者接受度高的健康教育方式 [ 13 ] 。本研究通过对出院后回归社会的康复期病人实施电话随访干预，将住院护理服务延续到病人家庭和社区，经过3个月的电话随访，调查患者的服药依从性，电话随访干预患者的服药依从性明显高于对照组，差异有统计学意义(P < 0.05)。该研究表明电话随访干预对提高患者的服药依从性有积极的促进作用，通过电话监督患者的服药行为，强调遵医服药重要性，提供用药指导，消除其院外康复治疗过程中潜在障碍，增强患者自我保健意识，保持乐观的心态。 本研究结果显示：两组精神分裂症患者在干预治疗前，生活质量无明显的差异(P > 0.05)；但是经过3个月的电话随访干预，其生活质量、生理领域、心理领域及社会领域等维度得到显著提高，明显高于对照组，差异有统计学意义(P < 0.05)。原因可能是：1) 随访的护理人员经过专业培训，帮助患者学到专业的自我护理经验，克服焦虑、恐惧等心理问题，促进疾病的恢复；2) 通过电话随访进一步了解患者的病情变化，指导用药，可以充分与患者家属沟通，指导家属多关心和鼓励患者，早日走向社会，进一步提高患者生活质量。 综上所述，电话随访干预可以提高出院精神分裂症患者的服药依从性和生活质量，效果比较明显，与其他的延续性护理干预模式相比，具有低廉、易操作、可实时进行的优点，值得进一步推广应用。然而，本研究中仍然存在许多问题需要进一步研究，包括增加样本量、延长临床观察时间等，后续我们会开展进一步的研究。
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user: 摘 要 文章中所采用的方法系GBZ/T系列的标准方法，选取周边地区16个规模较大的加油站及32个加油站工作人员进行试验，在加油站正常工作情况下，多点布设，采集作业场所空气中苯、甲苯、二甲苯、正己烷及溶剂汽油样品进行分析；分定点采样和个体采样两种方式进行评价。检测结果表明，16个加油站作业场所空气中及32个个体的苯、甲苯、二甲苯、正己烷及溶剂汽油的污染水平远低于标准《GBZ 2.1-2007工作场所有害因素职业接触限值第1部分：化学有害因素》的职业卫生接触限值。 关键词 :加油站，污染物，工作场所空气，职业卫生 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 加油站是石化产业的最末端，特点是流动性大，网点多，从业人员数量多，加油站加油工种已经被列入职业病目录中接触汽油的典型工种之一 [ 1 ] 。据不完全统计，目前全国的加油站数目大概有15万个，从业人员更是超过100万人；目前私家车与机动车多达2亿辆，随着私家车越来越普及，加油站数量和从业人数仍然会快速增加。 加油站多设于人口流动性较大的场所，出于工作需求，加油站人员长期暴露在低浓度汽油作业场所，且加油站工作人员自我防护意识不强，势必给自身带来一定程度上潜在的健康危害。加油站作业场所存在的主要职业病化学危害因素有汽油、柴油、润滑油等。长期接触这些危害因素，可能会出现记忆力减退、头痛、乏力、头晕、心悸、失眠、多汗等神经衰弱综合征及植物神经功能紊乱的症状，严重危害从业人员的身体健康。所以加油站存在的职业病危害因素已经引起相关监督管理部门及企业的高度重视。 职业接触限值包含以下四个标准值 [ 2 ] [ 3 ] ： 1) 最高容许浓度Maximum Allowable Concentration (简称MAC)； 2) 短时间接触容许浓度Permissible concentration-Short Term Exposure Limit (简称PC-STEL)； 3) 时间加权平均容许浓度Permissible concentration-Time Weighted Average (简称PC-TWA)； 4) 超限倍数excursion limits (简称EL)。
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user: 2. 加油站污染因素识别 根据生产工艺、设备及使用的原辅料、产品的综合分析，用人单位主要存在的职业病化学危害因素有：苯、二甲苯、甲苯、溶剂汽油、正已烷 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] 。本文将选取周边城市16家加油站作为研究对象，研究加油站工作场所这几种污染因子污染水平。
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user: 3. 调查方法 选取周边城市16个加油站以及32个加油站工作人员作为研究对象，按照职业卫生采样规范要求，在工作场所选择有代表性的点位进行苯、二甲苯、甲苯、溶剂汽油及正己烷样品的采集和分析。 采样点数目严格按照GB 159要求执行。
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user: 4. 空气样品采集及分析 苯、甲苯、二甲苯、溶剂汽油及正己烷样品的采集和分析均按照相关国家标准执行 [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] 。
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user: 5. 结果与评价 职业接触限值见表1 [ 11 ] 。 Table 1 Exposure limits for chemical hazards of occupational disease 中文名 英文名 OELs (mg/m 3 ) EL (无量纲) MAC PC-TWA PC-STEL / 苯 Benzene - 6 10 / 甲苯 Toluene - 50 100 / 二甲苯 Xylene - 50 100 / 溶剂汽油 Solvent - 300 - 1.5 正己烷 n-Hexane - 100 180 / 表1. 职业病化学危害因素的接触限值 5.1. 16家加油站定点检测结果 16家加油站的苯、甲苯、二甲苯、正己烷及溶剂汽油的检测结果如图1~5。 5.2. 16家加油站32个个体检测结果 32个加油站工作人员的苯、甲苯、二甲苯、正己烷及溶剂汽油的检测结果如图6~10。
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user: 6. 讨论 通过以上检测结果表明，苯、甲苯、二甲苯、环己烷及溶剂汽油虽为加油站工作场所常见污染因子，但是挥发至空气中的含量较低，远低于标准GBZ2.1中规定的允许职业接触限值。但是不能忽略此类污染因素对人体健康的影响，我们仍然要考虑人体长期接触而产生的富集效应，而且各种不同化学有害物之间亦可能会产生联合作用 [ 12 ] ，应加强对企事业单位职业病危害因素的监督和管理，提高企业及个人的自我防范意识，切实做好职业卫生的防治工作。 图1. 苯的检测结果(PC-STEL) 图2. 甲苯的检测结果(PC-STEL) 图3. 二甲苯的检测结果(PC-STEL) 图4. 正己烷的检测结果(PC-STEL) 图5. 溶剂汽油的检测结果(EL) 图6. 苯检测结果 图7. 甲苯检测结果 图8. 二甲苯检测结果 图9. 正己烷检测结果 图10. 溶剂汽油检测结果 建议用人单位加强对储油、输油及加油设备设施的监管，保证加油站的储油设备、输油管道、阀门、加油机等性能良好，保障不渗漏，特别是对易发生跑、冒、滴、漏的生产设备加强维修和管理。车辆加油时，如发生跑、冒油，应及时关闭油枪，清理现场。
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user: 摘 要 目的：研究分析当代膝关节置换术的应用现状，为膝关节置换术的运用提供理论指导。方法：在查阅国内外骨关节置换术的相关文献资料的基础上，以大连港医院2016年4月至2019年3月收治的18名(双侧膝关节置换9例；单侧膝关节置换9例)进行膝关节置换术的患者为研究对象。结果：通过研究分析发现进行双侧膝关节置换和单侧膝关节置换的比例各占50%，进行膝关节置换的男性患者为16%，女性患者为83%。50岁至60岁的患者占16%，60岁至70岁的患者占33%，70岁以上的患者占50%。在膝关节置换中女性比例较高；年龄在70岁以上的膝关节占总数的一半。结论：年龄越大越容易患病，老年女性较男性更容易患病，所以更应该关注老年女性的骨关节疾病。 关键词 :膝关节置换，流行病学，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 自全膝关节置换术应用于临床以来，已成为公认的治疗膝关节骨性关节炎、类风湿性关节炎等疾病终末期患者的最佳选择 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] 。膝关节置换术在临床上已经非常成熟，膝关节假体使用的材料基本上是从髋关节假体演变而来，膝关节置换术起源于上世纪70年代，经过多年的临床经验和理论研究，已经建立了非常完备的膝关节置换医疗体系。自全膝关节置换术应用于临床以来，已成为公认的治疗膝关节骨性关节炎、类风湿性关节炎等疾病终末期患者的最佳选择。我国的老年人群比例越来越高，将会进入老龄化社会，这不单单是我们国家存在的问题，人口老龄化也是全球共同面临的问题。全世界有如此大的老年人口基数，而膝关节损伤在人群之中有着很高的患病路，所以找到一种有效解决膝关节疾病的治疗方法至关重要，膝关节置换术是解决膝关节骨关节疾病非常重要的一种治疗方法，有越来越多的膝关节骨关节患者选择使用膝关节置换术，膝关节置换术已经成为不可代替的治疗老年人群膝关节骨关节疾病的疗法。膝关节损伤类疾病在老年人群中是一种常见的疾病，严重的制约着患者的下肢活动，导致患者无法进行正常的日常生活。膝关节置换术的适应症有原发性骨关节病、类风湿关节炎、创伤性关节炎及其他一些非化脓性关节病的后期；原则上，60岁以上的老年人，膝关节X线片上有严重的骨质破坏，因关节有畸形和/或孪缩、不稳定而发生显著疼痛、站立或行走功能障碍者，都是人工膝关节置换术的手术适应症者；膝关节置换：指用生物相容性与机械性能良好的金属材料制成的一种类似人体骨关节的人工膝关节假体。自上世纪70年代发明以来已经为众多的膝关节骨关节炎后期严重疼痛困扰的患者解决了疼痛 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] 。用手术方法将假体置换被疾病或损伤所破坏的膝关节面，其目的是切除病灶、缓解疼痛、恢复关节的活动与原有的功能。尽管人工膝关节假体的寿命达到15~20年，但是磨损和松动等临床问题依然制约着人工膝关节的使用寿命。而体内膝关节运动、动力学承载等情况与人工膝关节假体的失效有着直接的关系。人工膝关节置换是在近代人工髋关节成功应用于病人后逐渐发展起来的一种治疗膝关节疾病的新技术，它非常有效的根除晚期膝关节疼痛，极大的提高病人的生活质量，在发达国家比较流行。膝关节置换术分为单侧膝关节置换和双侧膝关节置换。目前治疗膝关节单间室骨关节炎的手术方法主要有胫骨高位截骨术，单髁膝关节置换术和传统的全膝关节置换术。国内外很多学者报道UKA对于治疗单间室膝关节退变有良好的长期疗效。
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user: 2. 研究方法 在查阅国内外康复医学的相关文献资料基础上，以大连港医院2016年4月至2019年3月收治的(单侧膝关节置换9例，双侧膝关节置换9例，只选取进行膝关节置换的患者，排除换其它骨关节疾病的患者。见表1)为膝关节置换术的患者为研究对象，对作为研究对象的患者的单、双侧膝关节置换比例；膝关节置换患者的年龄比例；膝关节置换患者的性别比例进行了研究分析。本研究符合《临床研究规范与准则：伦理与法规》临床统计如下： Table 1 Proportion of unilateral and bilateral knee arthroplasty in Dalian Port Hospita 单、双侧 单侧 双侧 人数 9 9 百分比 50% 50% 表1. 大连港医院单、双侧膝关节置换人数比例 Table 2 Age analysis of knee arthroplasty in Dalian Port Hospita 年龄 50岁以下 50~60岁 60~70岁 70岁以上 人数 0 3 6 9 百分比 0 16% 33% 50% 表2. 大连港医院膝关节置换术年龄分析 Table 3 Gender ratio analysis of knee arthroplasty in Dalian Port Hospita 性别 男 女 人数 3 15 百分比 16% 83% 表3. 大连港医院膝关节置换术性别比例分析
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user: 3. 结果与分析 表1中可以得出在膝关节置换术单、双侧的比例相同各占50% (见表1)。由此我们可以推测出单侧膝关节损伤和双侧膝关节损伤的人数相同，我们在病情的检查和治疗中，单、双侧膝关节都要考虑到。 表2可以看出大连港医院的18名进行膝关节置换术的患者全部都在50岁以上，其中50岁~60的患者有3位，占患者总数的16%，60岁~70岁的患者有6位，占患者总数的33%，70岁以上的患者有9位，占患者总数的50%。由此可以看出70岁以上的患者人数最多。达到了患者人口总数的50% (见表2)，也可以看出随着年龄的增长膝关节损伤的人数逐步增加。 表3可以计算大连港医院进行膝关节置换术的男患者占16%，女患者占83%，男女比例为1:5 (见表3)。可以得到老年女性更容易造成膝关节的损伤。可以就老年女性更容易造成膝关节损伤的原因进行进一步的探讨和分析。