DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 5. 结论 长8 2 沉积期，庄36井区受到西南水下分流河道影响，为两条水下分流河道混源区，砂体发育，主要发育水下分流河道、分流间湾和河道侧翼。长8 1 沉积期为庄36井区沉积砂体的重要的时期，西南方向的水下分流河道影响，为两条水下分流河道混源区，砂体发育，主要发育水下分流河道、分流间湾、河口砂坝和河道侧翼。 图4. 庄9长 8 1 1 − 1 / 8 2 2 − 1 单砂体平面图 长8油层单砂体识别的1个垂向标志为：泥质沉积间断面；5个横向标志为：厚度差异、河间沉积、高程差异、“厚–薄–厚”组合及侧向叠加。单砂体接触关系主要包括；叠加式、切叠式、对接式、孤立式及复合式。分流河道单砂体，当顺物源以及处于同一河道的井之间单砂体连通性比较好，砂体厚度较大，分布范围较广垂直物源且处于不同的河道的井之间单砂体连通性差。
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user: 摘要 目的：探讨弥漫大B细胞淋巴瘤(DLBCL)患者中载脂蛋白A (ApoA)水平的变化及其临床意义。方法：收集67例DLBCL患者的初诊时临床资料，以60例健康体检者为对照，使用R语言进行数据分析。分析数据采用t检验、Mann-Whitney U检验；相关分析采用Spearman相关性分析；采用单因素Cox回归分析和单因素Logistic回归分析ApoA水平与DLBCLH患者治疗效果的相关性。结果：DLBCL患者的ApoA水平(0.95 ± 0.25 g/L)低于正常对照组(1.29 ± 0.18 g/L)，差异具有统计学意义(P < 0.05)。不同治疗效果的DLBCL患者的ApoA水平差异具有统计学意义(P < 0.05)，两者之间成正相关(R = 0.61， P < 0.05)；单因素Cox回归分析与单因素Logistic回归分析显示ApoA可以用于初步评价DLBCL患者的治疗效果。结论：ApoA是评价DLBCL疗效的辅助指标之一。
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user: 1. 引言 弥漫大B细胞淋巴瘤(DLBCL)是非霍奇金淋巴瘤最常见的一种，具有高度异质性和侵袭性 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]。随着R-CHOP方案的应用，大约60%~70%的DLBCL患者可以被治愈，但仍有一部分患者的治疗效果较差，可见不同的DLCBCL分型对疾病的预后存在显著差异 [ 3 ]。根据年龄、Ann Arbor临床分期、结外侵犯、体能状态(PS)和血清乳酸脱氢酶(LDH) 5个因素判定的国际预后指数(IPI)已被广泛用作预测患者生存的预后因素 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ]。而临床实际工作中常会发现相同IPI评分的患者，治疗效果及预后也存在较大差异，因此有必要寻找出更多的生物学标志物作为IPI的补充。目前有不少预测预后基因和免疫组织化学标记已经被发现，并用于临床，但目前相对高昂的费用限制其临床的广泛使用。故还应选择一些简便易得、较为可靠的指标用于预测DLBCL的预后。有研究表明血脂指标与多种肿瘤的发生和预后密切相关 [ 6 ] [ 7 ]，当体内脂质代谢紊乱有可能导致如心血管疾病、神经系统疾病的发生及发展，同时也与肿瘤发生和发展等多个过程密切相关 [ 8 ]。临床上，我们通过检测如下指标：总胆固醇(TC)、甘油三酯(TG)、高密度脂蛋白(HDLC)、低密度脂蛋白(LDLC)、载脂蛋白A (ApoA)、载脂蛋白B (ApoB)等来评价血脂水平。故本研究回顾性分析了我院67例DLBCL患者，探讨血脂水平与DLBCL的相关性。
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user: 2. 研究对象与方法 2.1. 研究对象 本研究采用回顾性研究方法，收集2016年1月至2020年12月在我院诊断为DLBCL患者67例(DLBCL)，其中男性35例，女性32例，中位年龄为55 (24.5)岁。所有患者均符合WHO关于DLBCL的诊断标准，全部经病例组织学检查与免疫组化辅助诊断。并排除：1) 合并其他系统恶性肿瘤；2) 合并严重心脑血管疾病；3) 伴有高脂血症并长期口服降血脂药物；4) 严重肝肾功能不全；5) 随访资料不全等。同时在本院体检中心随机抽取同时期选取正常者60例(NOR)，年龄、性别均与DLBCL组相匹配。 2.2. 疗效评价 所纳入的67例患者中，均接受R-CHOP方案至少6个疗程。临床资料随访调查1年，其中疗效评价由2名血液科主治以上医师同时进行，如有异议的情况下由第3名医师进行评估。按2014年Lugano会议修订标准 [ 11 ] 评价疗效，分为完全缓解(CR)，部分缓解(PR)，疾病稳定(SD)和疾病进展(PD)。随访资料截止时间是2020年12月31日。 2.3. 检测指标 如前所述，脂蛋白指标与肿瘤预后存在相关，本研究所纳入的血脂水平指标均来源于本院检验科，主要选取总胆固醇(TC)、甘油三酯(TG)、高密度脂蛋白(HDLC)、低密度脂蛋白(LDLC)、载脂蛋白A (ApoA)、载脂蛋白B (ApoB)等指标进行分析。 2.4. 统计学分析 使用Excel记录实验数据，应用R语言(4.0)进行数据分析。对于符合正态分布，方差齐计量资料描述为均数(mean) ± 标准误(SE)，差异性分析采用独立样本t检验与单因素方差分析，两两比较使用Tukey检验；对于不符合正态分布或方差不齐的计量资料描述为中位数(四分位距)，差异性分析采用Mann Whitney U检验与Kruskal-Wallis检验，两两比较使用Nemenyi检验。计数资料采用Person X 2 检验和Fisher确切概率法检验，相关性分析采用Sperman秩相关性分析，回归分析则采用单因素Cox回归分析和单因素Logistic回归分析，P < 0.05认为差异有统计学意义。
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user: 3. 结果 3.1. 一般情况比较 比较DLBCL患者治疗前血脂水平指标，与正常对照组血脂水平相比较。2组间的年龄、性别、体重等基本临床特征差异无统计学意义(P > 0.05)，其中DLBCL与NOR的TG、TC、LDLC等比较，差异无统计学意义(P > 0.05)；而HDLC、ApoA、ApoB、LDH比较，差异存在统计学差异(P < 0.05)，见表1。 Table 1 Comparison of main clinical data between DLBCL and NO 项目 DLBCL NOR P 年龄 55 (24.5) 51 (19.25) 0.14 a 性别 35/32 30/30 0.91 b 体重 76.37 ± 4.46 76.30 ± 5.02 0.93 TG 1.45 ± 0.77 1.47 ± 0.80 0.86 TC 4.38 ± 1.16 4.09 ± 0.78 0.08 a HDLC 1.05 ± 0.28 1.24 ± 0.14 <0.05 a LDLC 3.12 ± 0.95 2.95 ± 0.31 0.63 a ApoA 0.95 ± 0.25 1.29 ± 0.18 <0.05 ApoB 1.20 ± 1.43 0.86 ± 0.14 0.02 a LDH 307.71 ± 173.87 176.55 ± 36.86 <0.05 a 表1. DLBCL与NOR的主要临床资料比较 注：a. Mann Whitney U检验；b. Person X 2 检验；其余为t检验，P < 0.05认为差异有统计学意义。 3.2. 疗效分析 所纳入研究中的67例DLBCL患者中，其中CR 24例，PR 14例，SD 19例和PD 10例，对上述有差异的生化指标HDLC、ApoA、ApoB、LDH按疗效分级进行比较，经单因素方差分析可见，4组间ApoA比较，差异具有统计学意义(F = 9.984， P < 0.05)，Tukey检验示，CR与PR、SD、PD之间的差异具有统计学意义(P < 0.05)，而PR、SD、PD之间两两比较差异无统计学意义(P > 0.05)，见表2。然后，我们分析了ApoA值与DLBCL疗效分级的相关性，Spearman秩相关性分析示：ApoA与DLBCL疗效分级成负相关，R = 0.61，P < 0.05。以上提示ApoA值与DLBCL疗效分级有关，疗效越好，ApoA数值越高，相关性分析显示ApoA与DLBCL疗效成正相关。 Table 2 Comparison of related indicators in DLBCL curative effect group 项目 CR PR SD PD P N 24 14 19 10 HDLC 1.17 ± 0.26 0.94 ± 0.23 1.04 ± 0.29 0.97 ± 0.27 0.06 ApoA 1.12 ± 0.24 0.93 ± 0.14 0.87 ± 0.24 0.74 ± 0.13 <0.05 ApoB 1.67 ± 2.30 0.96 ± 0.26 0.87 ± 0.33 1.03 ± 0.52 0.55a LDH 274.94 ± 94.38 336.22 ± 192.45 341.59 ± 245.20 282.02 ± 133.81 0.94a 表2. DLBCL疗效分组中相关指标比较 注：a. Kruskal-Wallis检验，其余使用单因素方差分析，P < 0.05认为差异有统计学意义。 3.3. 单因素回归分析 单因素方差分析显示ApoA与DLBCL的疗效关系较大，为进一步分析ApoA是否是评价DLBCL疗效的辅助指标，我们对ApoA与DLBCL的疗效进行单因素Cox回归分析，结果示ApoA水平与DLBCL疗效密切相关(P < 0.05)。进一步，将CR + PR定义为治疗有效，SD+PD定义为治疗无效；以ApoA值1 g/L为界，分为高ApoA组(> 1 g/L)和低ApoA组(≤ 1 g/L)，t检验结果示ApoA在治疗有效与治疗无效中差异具有统计学意义(治疗有效vs.治疗无效：0.82 ± 0.23 vs. 1.05 ± 0.22， t = −4.17， P < 0.05)，随后进行单因素Logistic回归分析，结果表明ApoA水平可以预测DLBCL疗效(P < 0.05)，见表3。以上证据提示ApoA具有预测DLBCL疗效的重要价值。 Table 3 Regression analysis of ApoA on the prognosis of DLBC 项目 单因素Cox回归分析 单因素Logistic回归分析 z value P z value P APOA 4.562 <0.05 3.720 0.0006 表3. ApoA对DLBCL预后的回归分析
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user: 4. 讨论 血脂水平与肿瘤的发生和发展相关 [ 8 ]。有研究表明不同肿瘤类型，血脂水平以及血脂代谢中的不同指标都对肿瘤的发生发展、预后及疗效均有不同的临床价值。ApoA是HDLC的主要载脂蛋白，主要在肝脏和小肠合成。参与胆固醇逆向运输及炎症和免疫应答调节，并具有抗氧化和抗炎作用。现有研究表明：除了抗动脉粥样硬化作用等心脏保护功能以外 [ 12 ] [ 13 ]，ApoA与肿瘤发生发展存在一定关系，如卵巢癌、膀胱癌及结肠癌中均出现表达异常 [ 6 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]，ApoA还广泛参与了多种肿瘤的调节 [ 14 ]。在血液系统肿瘤中，ApoA也发挥重要的作用。沈静等学者 [ 16 ] 发现低浓度的ApoA是多发性骨髓瘤的独立危险因素。在儿童急性淋巴细胞白血病(ALL)患者中，发现ApoA水平明显降低，在ALL治疗缓解的患者中，ApoA水平升高 [ 17 ]。但目前ApoA在恶性淋巴瘤中的水平尚未见报道。 在DLBCL的预后与疗效评价研究上，随着分子病理和基因靶点的研究进展 [ 4 ]，IPI也逐渐发展出了年龄调整的IPI、改良的IPI等，这无疑是对DLBCL预后评价做了极大的补充。ApoA是临床生化全套常用脂蛋白指标，已经被证明在多种肿瘤中水平下降 [ 6 ] [ 15 ] [ 16 ] [ 17 ]，未发现ApoA在DLBCL的表达水平，本研究首先比较了正常人群与DLBCL患者的ApoA等脂蛋白指标，发现相对于正常人群，DLBCL的ApoA明显降低(P < 0.05)。进一步以疗效对DLBCL进行分型，发现在治疗无效中ApoA的水平更低(P < 0.05)，继而，进行单因素Cox回归分析和单因素Logistic回归分析，可见ApoA可以用于评价DLBCL疗效。 ApoA用于DLBCL疗效的评价研究，这在国内外尚属首次。有研究 [ 12 ] [ 14 ] 证明了ApoA可以发挥抑制肿瘤细胞的作用。可能的作用机制与ApoA抗氧化、免疫调节、促进脂代谢、抑制新生血管等有关，其中更为关键的作用机制尚未完全阐明。宏观层面上，通过单因素Cox回归分析，我们可以发现ApoA的水平与DLBCL的治疗效果正相关，提示ApoA的低水平与DLBCL的PR、PD、SD有关，进一步提示ApoA与肿瘤负荷有关 [ 16 ]。同时因ApoA检测便捷，检测样本不受饮食及其他因素影响，可以作为评价DLBCL疗效的辅助指标。 由于研究条件有限，我们纳入研究的患者数量略少，不同患者间的差异也较大，为进一步明确ApoA在DLBCL疗效评价中的价值，有待于进一步开展多中心、大样本研究证明。
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user: 摘要 本文对高矿化度矿井水的处理方法进行了综述，分析处理方法的利弊，以及对高效处理高矿化度矿井水方法进行展望。
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user: 1. 高矿化度矿井水的特征 高矿化度矿井水一般指含盐量高于1000 mg/L的矿井水，我国矿井水含盐量基本上在1000~3000 mg/L，部分地区的矿井水含盐量达到4000 mg/L以上，这类矿井水的主要含盐离子为：Ca 2+ 、Mg 2+ 、 CO 3 2 − 、 SO 4 2 − 、 HCO 3 − 、Na + 、K + 、Cl − ，因而此类矿井水硬度较高。据资料显示高矿化度矿井水多从我国西北和北部涌现，因为我国北部和西北地区缺水特征较为明显，土壤含盐量相对较高，因而，矿区开采过程涌出的矿井水含盐量高，例如陕西、甘肃、新疆、抚顺、内蒙等地区，而淮南地区的高矿化度矿井水占到整个地区矿井水的50%，此类地区矿井水含盐量在1000~10，000 mg/L，有的甚至含盐量超过了10，000 mg/L。受开采作业的影响，此类矿井水不仅矿化度高，还伴有高悬浮物、浊度大的特征。
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user: 2. 高矿化度矿井水危害 1) 高矿化度矿井水未经处理直接排放，会对生态环境造成危害。其主要表现是：入河会使地表水盐度上升，浅层地下水位上升，土壤滋生盐渍化，耐盐树种减弱，作物减产。它还影响到该地区的工业生产，因为许多工业不能使用高盐度的水，使用之前必须先降低水的盐度，这将增加成本。如果改用地下水，就会导致大量的地下水开采，造成地下水资源的短缺，将严重影响该地区的经济发展。 2) 大量高矿化度矿井水的排放会使浅层地下水位相对上升，增加了附近土壤的含水量和可溶性盐分，加剧了土壤盐碱化，对农业和林业有一定的影响。一方面，由于土壤含水量高，湿度大，容易产生结块，形成粘结现象，极不利于农业生产，也影响土壤养分对作物生长的有效性，导致产量降低，当某些盐类的离子过多时，会直接毒害作物，由于土壤理化性质和生化性质的恶化，影响土地的可持续利用。
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user: 3. 国内高矿化度矿井水脱盐技术及应用现状 目前国内水处理脱盐技术主要有化学法、热力法以及膜分离法。由于化学法和热力法存在一定的局限性，在高矿化度矿井水脱盐处理中应用较少。现阶段广泛应用的脱盐技术是膜分离法，包括电渗析技术和反渗透技术，电渗析技术适用于处理含盐量在500 mg/L~4000 mg/L的情况，较电渗析技术，反渗透技术应用范围更广，既能够处理含盐量4000 mg/L以下的矿井水，也能够处理含盐量10，000 mg/L的矿井水。在实际应用中，应根据原水水质、出水要求、以及投资估算选择经济、有效的脱盐技术。 3.1. 化学法脱盐 化学法脱盐主要包括化学药剂法和离子交换法。 3.1.1. 化学药剂法 化学加药又称化学沉淀法 [ 1 ]，是将化学药剂注入水中引起化学反应，直接与水中的一些可溶性物质形成难以溶解的物质，然后进行固液分离。药剂法主要是通过化学方法(加药)，有时还辅以化学添加石灰、石膏等，对硬度较高的水或碱性物质转化成易沉淀的难溶性化合物对水进行软化。此外，钡盐沉淀法用于脱除 SO 4 2 − ，国内广泛应用于氯碱工业。对于高矿化度矿井水，上述两种方法在去除目标离子种类上稍显单一，由于石灰石法主要用于Ca 2+ 、Mg 2+ 、 CO 3 2 − 、 HCO 3 − 为主的高矿化度水。而钡盐沉淀仅用于 SO 4 2 − 为主的高矿化度水。此外，钡盐具有剧毒，储存要求高难度大而且生产成本高，主要被水处理标准高的小型工矿公司使用。 3.1.2. 离子交换法 离子交换法是一种通过离子交换器上的离子与水中的离子进行交换，去除水中有害离子的方法。在工业水处理中，可以通过离子交换制得软化水、脱盐水和纯水。含有硬度成分的水(Ca 2+ 和Mg 2+ )经常被Na + 和H + 离子交换器软化。采用离子交换法脱盐时，同时具备阳离子和阴离子的交换器，通过离子交换反应去除水中的阴离子和阳离子。离子交换脱盐方法使用复床，混合床技术，原水第一次经过阳离子交换和阴离子交换器处理后，称为一级复床脱盐，当对于水质要求更高时，需要进行二次复床脱盐，如果需要高纯度的水，可以混合床脱盐，混合床层是将H、OH离子交换树脂放在同一交换器中，操作混合均匀后运行。离子交换法具有设备简单、操作控制方便，运行稳定，去除离子的种类多等优点，在处理中、低盐水方面具有优势。但当进水总含盐量>为500 mg/L时，是否采用离子交换法脱盐，需要对蓄水的经济性进行比较后确定。离子交换树脂脱盐技术的主要缺点是运行过程中产生大量的废酸废碱液的再生树脂会导致环境污染，离子交换法对处理的水质要求更高，在水中有机污染物，重金属离子对离子交换树脂有毒性危害，并且难以恢复，所以在离子交换树脂脱盐技术难以用于污水回用工业。 3.2. 热力法脱盐 采用膜蒸馏技术对含盐量在3000 mg/L以上的高盐矿井水进行热脱盐。这是一个膜过滤和蒸馏过程的结合，在不同温度下用微孔膜分离溶液，并在较高温度下检测溶液中的挥发性物质作为气体通过膜进入另一侧的冷凝过程。与传统蒸馏相比，它不需要复杂的蒸馏系统，可以得到更多的纯馏分，对设备要求低和溶液浓度变化的影响较小，此外，膜蒸馏可以在常压下进行，运行，温度可略高于常温。在太阳能资源丰富、日照强度高的西部地区具有较高的开发利用价值。 3.3. 膜分离法 膜分离法脱盐技术主要包括电渗析和反渗透，是目前脱盐淡化的主要方法。 3.3.1. 电渗析法 电渗析过程是电化学过程和渗析扩散过程的结合，在外加直流电场的驱动下，利用离子交换膜的选择透过性(即阳离子可以透过阳离子交换膜，阴离子可以透过阴离子交换膜)，阴、阳离子分别向阳极和阴极移动。离子迁移过程中，若膜的固定电荷与离子的电荷相反，则离子可以通过；如果它们的电荷相同，则离子被排斥，从而实现溶液淡化、浓缩、精制或纯化等目的。电渗析技术主要用于处理含盐量在500 mg/L~4000 mg/L的进水。电渗析器具有工艺简单，除盐率高，制水成本低、操作方便、不污染环境等主要优点，缺点是有机物和细菌不能从进水中去除，因而增加离子交换膜的阻塞，缩短其使用寿命，而且整个电渗析设备处理过程能耗大。 3.3.2. 反渗透法 反渗透法是膜法的一种，用反渗透法处理高矿化度矿井水，脱盐处理的核心是RO膜，而RO膜的选定要求要确保仅使水通过，其他溶质离子不能通过，反渗透法系统的动力来源于高压泵的压力。反渗透法对进水水质要求较高，所以高矿化度矿井水进入反渗透之前，除必要的预处理之外，还需做一定的软化处理，防止Ca 2+ ，Mg 2+ 形成反渗透膜化学性结构而造成堵塞 [ 2 ]。此法对水的含盐量适用范围为3000~35，000 mg/L。此法与电渗析(ED)法相比，其优点是产品水的回收率、脱盐率以及水的纯度均较高。缺点是操作压力高，对进水水质要求高，浓水若得不到适当处理将会造成二次污染。上世纪90年代，反渗透水处理技术已在我国得到较多的应用。 1) 反渗透法工艺核心 反渗透膜的选择一般有两个系列：CPA (醋酸纤维)和CAB (芳香聚酰胺)系列膜组件。对于处理难度较大的地表水或污水处理系统，常采用CAB膜。该膜具有表面光滑、不带电、表面不易粘附微生物等优点。对于经过良好预处理的废水，选用CPA膜。如表1，与CAB膜相比，CPA具有以下特点：脱盐率高，一般在99%以上，CAB膜出水水质在95%~98%之间，因此经CPA膜处理，出水水质较高；膜的耐久性强，使用寿命长，所需给水压力低，从而可以进一步降低反渗透给水泵的功率消耗，操作PH值范围较宽，使反渗透给水不添加酸或少酸，允许温度上限高，易于清洗。 Table 1 Comparison of CPA and CAB membrane element 膜种类 运行条件 CPA (醋酸纤维) CAB (芳香族聚酰胺) PH 4~10 5~8 温度上限 45˚C 35˚C 脱盐率 >99% 95%~98% 给水压力 较低 较高 耐久性 高 低 表1. CPA和CAB膜元件的对比 注：数据来源于 [ 3 ]。 为了提高出水率和产水量，有研究表明可以增大给水压力，给水压力在0.3~0.6 M范围，随压力升高，产水率线性增加，当超过0.6 M，则产水率变化无明显影响；增加水温也可以增加产水率，水温每增加1˚C，产水率增加0.6% [ 4 ]。 反渗透法目前是针对高矿化度矿井水处理应用较为广泛的技术，但是反渗透法的问题也无可避免，即反渗透膜的通量问题。随着反渗透系统的运行，反渗透膜会不可避免的遇到结垢及阻塞问题。从而会一定影响反渗透膜的使用寿命问题。脱盐率的下降，影响系统运行稳定和效率。为了使出水水质达标，一般会在原水中加药，所以加药剂对反渗透膜的氧化作用也会影响膜的使用寿命。
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user: 4. 脱盐新工艺 4.1. 超滤–反渗透法 超滤–反渗透法，两种工艺结合，在废水进入反渗透装置前，先进入超滤设备，将颗粒、胶体、细菌等污染物质去除的膜过滤装置 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ]，其产水水质稳定且SDI < 3，能有效地保证反渗透膜的寿命及其脱盐率，而且占地面积小，自动化程度高 [ 9 ]。 4.2. 纳滤适度脱盐技术 纳滤原理与超滤及反渗透等膜分离过程一样，纳滤也是以压力差为推动力的膜分离过程，是一个不可逆过程。其分离机制可以运用电荷模型(空间电荷模型和固定电荷模型)、细孔模型以及近年来才提出的静电排斥和立体阻碍模型等来描述。与其他膜分离过程比较，纳滤的一个优点是能截留透过超滤膜的小分子量的有机物，又能透析反渗透膜所截留的部分无机盐——也就是能使“浓缩”与脱盐同步进行。 纳滤膜的性能决定了其在饮水处理中特有的广阔的应用，简述如下： 1) 软化：膜软化水主要是利用纳滤膜对不同价态离子的选择透过特性 [ 10 ] 而实现对水的软化。膜软化在去硬度的同时，还可以去除其中的浊度、色度和有机物，其出水水质明显优于其他软化工艺。而且膜软化具有无须再生、无污染产生、操作简单、占地面积省等优点 [ 11 ]，具有明显的社会效益和经济效益。然而，在高氟、高氮矿井水中，纳滤作为净化终端技术仍有一价离子( NO 3 − 、F − 等)超标的风险。 2) 用于去除水中有机物：纳滤膜在饮水处理中除了软化之外，多用于脱色、去除天然有机物与合成有机物(如农药等)、三致物质、消毒副产物(三卤甲烷和卤乙酸)及其前体和挥发性有机物，保证饮用水的生物稳定性等。 4.3. 膜蒸馏结合新能源技术 随着国家鼓励开发新能源的相关政策力度加大，地热能作为零污染和可再生的特点逐渐被重视，在煤炭资源开发过程中，地热可以作为膜蒸馏处理高矿化度矿井水技术的能源，在煤炭资源深部开采的过程，可以利用地热对矿井水进行加热，膜蒸馏技术需要将矿井水加热至60℃~80℃，利用地热代替常规能源的消耗，减少污染的同时，实现节能脱盐。出水离子浓度达到饮用水标准，浓缩水满足消防灭火的要求。膜蒸馏与地热能井下淡化技术的结合将发挥更大的作用 [ 12 ]。
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user: 5. 展望 中国高矿化度矿井水脱盐技术主要有化学法、热力法、膜法，因反渗透法的去除效率高，相对能耗低，所以被广泛采用，但反渗透法的缺点不可忽视，即反渗透问题，会影响反渗透膜的使用寿命问题。脱盐率的下降，会影响反渗透法除盐系统的稳定运行和脱盐效率。为了使出水水质达标，一般会在原水中加药，所以加药剂对反渗透膜的氧化作用 [ 13 ] 也会影响膜的使用寿命。虽然，膜清洗工艺日渐成熟，但反渗透法的改进工艺和新兴工艺的发展，传统除盐方法与新能源的结合，为低能耗脱盐开辟了思路。
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user: 摘要 研究目的：了解宗教信仰与焦虑情绪的关系。研究方法：采用随机选取269名被试进行问卷调查，剔除无效问卷，有效被试208名进行修订版中文Duke大学宗教指数量表(DUREL)、焦虑自评量表的测查。结果：1) 宗教信仰在性别、年龄人口学变量上无显著差异，2) 焦虑情绪在性别、年龄人口学变量上无显著差异，3) 宗教信仰与焦虑情绪呈显著正相关，4) 不同宗教信仰种类(佛教、道教、伊斯兰、基督教)对焦虑情绪有显著性差异(r = 0.211， p = 0.002)。结论：与无宗教信仰者相比，有宗教信仰者的焦虑情绪更高。因正确看待和引导宗教信仰者，缓解其焦虑情绪。
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user: 1. 引言 宗教信仰是指某些宗教信仰者对神圣事物的崇拜，可以引导和控制个体在世俗社会的行为。宗教信仰与心理学密切相关，现代宗教学有三种研究宗教的方式或倾向：一种是宗教人类学与历史学，其次是宗教心理学，第三种是宗教社会学(吕大吉，1987)。其中宗教心理学家一般对宗教信徒的主观体验和上帝及其内心世界的心理体验感兴趣，从心理学的角度分析宗教思想和活动的本质，强调和考虑宗教生活的重要性。 宗教对很多人来说都很重要，国内外研究均有涉及宗教信仰对个体健康的影响的研究。但鉴于我国宗教文化与西方国家的差异，对这一问题的结论不一致。 一方面，国外大多数研究表明：宗教信仰与个体身心健康存在正相关。宗教的压力缓冲假说认为，个人可以从宗教信仰和活动中获得安慰，缓解心理压力，提高幸福感(王彤，黄希庭，毕翠华，2014；张健，薛云，2018)。宗教活动(例如，祈祷、阅读圣经等)可能对一般的身体健康、生活满意度和主观幸福感有持久和显著的积极影响。Baker和Gorsuch将宗教信仰者分为外在宗教信仰者和内在宗教信仰者，认为外在宗教信仰者的宗教信仰对个体的健康有正向影响，将宗教看作应对压力的有效手段(Baker & Gorsuch， 1982)。有研究对224名埃及大学生(101名男性，123名女性)进行了抽样调查，发现被试报告的主观幸福感和其宗教信仰之间存在显著正向相关(Abdel-Khalek， 2011)。也就是说：在该样本中，有宗教信仰的人能感受到更高的主观幸福感。宗教文化可以帮助人们在短期内应对负面情绪，宗教团体通过增加社会支持而加强了宗教信仰。 另一方面，由于被试文化背景的差异，有研究也表明宗教信仰与焦虑情绪之间显著关系或宗教信仰会反向影响焦虑情绪。例如：Shiah Yung-Jong等人选取451名台湾成年人为被试探究焦虑情绪与宗教信仰关系，结果显示：宗教信仰与焦虑情绪无显著相关(Shiah， Chang， Chiang， Lin， & Tam， 2015)。王婧媛等人以老年人为被试，对其生活满意度进行研究，结果表明：与无宗教信仰的老年人相比较，有宗教信仰的老年人会报告更低的生活满意(王婧媛，姚本先，2009)。Ysseldk和Haslam在2013年研究了老年宗教团体认同，结果发现老年宗教团体认同与抑郁程度呈负相关(Ysseldyk & Haslam， 2013)。 以往国内外研究大多集中在宗教信仰与个体的道德、亲社会行为、主观幸福感之间关系的探讨。饶婷婷和喻丰等人研究结果表明：启动宗教信仰对人们的道德水平的影响并不明确(饶婷婷，喻丰，周爱钦，许丽颖，杨沈龙，2019)。根据“信仰–亲社会假设”宗教信仰会增加亲社会行为(董梦晨，吴嵩，朱一杰，郭亚飞，金盛华，2015)。安连超等人通过问卷证明了宗教信仰以感恩为中介变量，可以影响亲社会行为(安连超，张守臣，王宏，马子媛，赵建芳，2018)。有学者选取基督教徒中的大学生为被试，探究其宗教态度与主观幸福感，发现有宗教信仰的人报告的主观幸福感更高(康廷虎，曹彦，2015)。国内鲜有研究考察宗教信仰与焦虑情绪之间的关系。焦虑是指一个人因当前或感觉到的失败而感到紧张和不安的消极情绪状态。而焦虑抑郁问题成为当下人们越来越关注的问题。因此，在中国宗教文化背景下，监测宗教与焦虑情绪之间的联系极为重要，因此欲探究我国宗教信仰与焦虑情绪的相关关系。 在早期的宗教研究中，研究者主要从宗教活动的频率、祈祷的频率等宗教的某一个维度来确定宗教信仰。现在，研究者已经在自己的研究基础上开发出了一系列具有一定可靠性和有效性的量表，如杜克信仰量表，具有高效度，因此采用陈晗晖等人改编的《修订版中文Duke大学宗教指数量表(DUREL)》，该量表全体样本中五个条目的克隆巴赫系数为0.90，重测信度为0.87，可以了解宗教与中国受访者身心健康的关系(Chen， Wang， Phillips， Sun， & Cheng， 2014)。焦虑自评量表，通过相关研究探讨宗教信仰与焦虑情绪的关系，以得出结论。以期揭示宗教信仰和焦虑情绪的联系，有利于人们正确对待宗教信仰，关注宗教信仰与焦虑情绪的关系。最后总结存在的不足之处并提出未来展望。
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user: 2. 方法 2.1. 研究对象 采用随机取样对269名有宗教信仰的被试发放问卷，剔除无效数据61份，得到有效答卷208份。其中男性116人(55.77%)，女性92 (44.23%)，年龄分布如下：18岁以下4人(1.92%)、18~25岁57人(27.4%)、26~30岁76人(36.54%)、31~40岁55人(26.44%)、41~50岁15人(7.21%)、51~60岁1人(宗教信仰分布如下：佛教109人(52.4%)、道教43人(20.67%)、伊斯兰教38人(18.27%)、基督教16人(7.69%)。 2.2. 研究工具 2.2.1. 修订版中文Duke大学宗教指数量表 采用陈晗晖，王志忠等人(2014)根据Duke大学宗教量表改编的修订版中文Duke大学宗教指数量表。该量表包含了5个项目，前两个题为利克特6点计分，后三个题为利克特5点计分。量表总得分越高，代表信仰程度越高。该量表评估了在一个随机抽取的宁夏社区居民3981户样本中中文版DUREL的信度和效度(该省在宗教上比中国其他地区更多样化，该省34%人口是回族穆斯林，其余是汉族无神论者)，并利用调查结果评估了中国受访者问卷的因素结构。结果显示：全部样本中五个项目的克隆巴赫系数为0.90，重测信度为0.87 (康廷虎，曹彦，2015)。由此可见，这是一个可信有效评价宗教信仰的工具，适用于评估中国文化背景下，宗教信仰与个体身心健康之间的关系。 该次测试中此量表的克隆巴赫系数为0.839，表明该研究数据信度高。效度检测：KMO值为0.817，KMO值大于0.8，研究数据效度非常好。 2.2.2. 焦虑自评量表 测量个体的焦虑水平，该量表于1971年编制。其中含有20个条目，采用4级评分方式。分数越高，焦虑越强，一般来说，总分低于50是正常，50~60、61~70分、70分以上分别表示轻度、中度、重度焦虑。 该次测试中此量表克隆巴赫系数为0.886，表明该研究数据信度高。效度测验：KMO值为0.930，KMO值大于0.8，研究数据效度非常好。 2.3. 研究方法 采用方便取样，通过网络发放问卷，对有宗教信仰的被试进行问卷调查。 2.4. 数据处理 利用统计软件SPSS17.0进行描述统计、独立样本t检验、方差分析、相关分析、回归分析。
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user: 3. 结果分析 3.1. 宗教信仰、焦虑情绪在人口统计学变量上的差异 性别和年龄作为重要的人口统计学变量，具有生物学特和社会文化特性，因此需要探究其对宗教信仰和焦虑情绪是否有影响。 3.1.1. 性别与宗教信仰 以性别(男、女)为自变量，宗教信仰总分为因变量进行独立样本t检验研究性别与宗教信仰之间的差异性，从表1结果可以看出：不同性别对于宗教信仰没有表现出显著性差异(p = 0.314 > 0.05)，意味着性别样本对于宗教信仰均表现出一致性，男女信教者的宗教信仰总分无显著差异。 Table 1 Independent sample t-test for gender and religio 方差方程的Levene检验 均值方程的t检验 差分的95%置信区间 F Sig. t df Sig. (双侧) 均值差值 标准误差值 下限 上限 宗教信仰总分 假设方差相等 1.019 0.314 −0.015 206 0.988 −0.013 0.826 −1.641 1.616 假设方差不相等 −0.016 202.501 0.988 −0.013 0.816 −1.622 1.597 表1. 性别与宗教信仰的独立样本t检验 注： * 表示p < 0.05， ** 表示p < 0.01，下同。 3.1.2. 性别与焦虑情绪 以性别(男、女)为自变量，焦虑情绪为因变量进行独立样本t检验研究性别与焦虑情绪之间的差异性，从表2可看出：不同性别对于焦虑情绪没有表现出显著性差异(p = 0.379 > 0.05)，意味着不同性别样本对于焦虑情绪均表现出一致性，男女的焦虑情绪无显著差异。 Table 2 Independent sample t-test of gender and anxiet 方差方程的Levene检验 均值方程的t检验 差分的95%置信区间 F Sig. t df Sig. (双侧) 均值差值 标准误差值 下限 上限 焦虑情绪总分 假设方差相等 0.776 0.379 0.403 206 0.688 0.575 1.428 −2.241 3.391 假设方差不相等 0.407 202.424 0.684 0.575 1.412 −2.208 3.358 表2. 性别与焦虑情绪的独立样本t检验 3.1.3. 年龄与宗教信仰 以年龄为自变量，宗教信仰为因变量利用单因素方差分析研究年龄对于宗教信仰的差异性，从表3可以看出：不同年龄样本对于宗教信仰均不会表现出显著性差异(p = 0.830 > 0.05)，意味着不同年龄样本对于宗教信仰不会有显著差异。 Table 3 One-way ANOVA of age and religious belie 平方和 df 均方 F 显著性 组间 75.251 5 15.050 0.426 0.830 组内 7134.576 202 35.320 总数 7209.827 207 表3. 年龄与宗教信仰的单因素方差分析 3.1.4. 年龄与焦虑情绪 将年龄作为自变量，焦虑情绪为因变量进行单因素方差分析研究年龄对于焦虑情绪的差异性，从表4可以看出：不同年龄样本对于焦虑情绪均不会表现出显著性(p = 0.204 > 0.05)，意味着年龄对于焦虑情绪均表现出一致性，意味着不同年龄对于焦虑情绪均不会表现出显著性差异。 Table 4 One-way ANOVA of age and anxiet 平方和 df 均方 F 显著性 组间 752.960 5 150.592 1.461 0.204 组内 20，819.790 202 103.068 总数 21，572.750 207 表4. 年龄与焦虑情绪的单因素方差分析 3.2. 宗教信仰与焦虑情绪的关系 3.2.1. 宗教信仰与焦虑情绪的相关分析 用皮尔逊积差相关对宗教信仰与焦虑情绪进行相关分析，得到表5，结果显示：r = 0.211，p = 0.002 < 0.01，表明宗教信仰者的宗教信仰与焦虑情绪之间存在显著正相关。 Table 5 Correlation analysis of religious belief and anxiety (N = 208 焦虑情绪总分 宗教信仰总分 Pearson相关性 0.211 ** 显著性(双侧) 0.002 N 208 表5. 宗教信仰与焦虑情绪的相关分析(N = 208) 3.2.2. 宗教信仰与焦虑情绪的回归分析 由表5可知宗教信仰与焦虑情绪的相关显著，但不能揭示因果。因此将焦虑情绪总分作为因变量，以宗教信仰总分作为自变量进一步进行回归分析。从表6可以看出，模型R方值为0.044，意味着宗教信仰可以解释焦虑情绪的4.4%变化。对模型进行显著性检验，发现F = 9.586，p = 0.02 < 0.05，即宗教信仰一定会对焦虑情绪产生影响关系。宗教信仰的回归系数值为0.211 (t = 3.096， p = 0.02 < 0.05)，意味着宗教信仰会对焦虑情绪产生显著的正向影响关系。模型公式为：焦虑情绪 = 32.352 + 0.211 * 宗教信仰。宗教信仰会对焦虑情绪产生显著的正向影响关系。 Table 6 Regression analysis of religious belief and anxiety (N = 208 模型 R R方 调整R方 F B t 1 0.211 0.044 0.040 9.586 * 0.365 3.096 * 表6. 宗教信仰与焦虑情绪的回归分析(N = 208) 3.3. 不同宗教信仰种类与焦虑情绪的方差分析 以宗教信仰类别为自变量(佛教、道教、伊斯兰、基督教、其他)，焦虑情绪为因变量进行方差分析。表7显示，不同宗教信仰样本对于焦虑情绪均呈现出显著性(p < 0.05)，意味着不同宗教信仰种类对于焦虑情绪均有着差异性。宗教信仰对于焦虑情绪呈现出0.01水平显著性(F = 4.980， p = 0.001)。也就是说，信仰不同宗教的被试之间的焦虑情绪也存在显著差异。 Table 7 Variance analysis of different religious belief categories and anxiet 平方和 df 均方 F 显著性 组间 1927.881 4 481.970 4.980 0.001 *** 组内 19，644.869 203 96.773 总数 21，572.750 207 表7. 不同宗教信仰类别与焦虑情绪的方差分析
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user: 4. 讨论 通过对宗教信仰与焦虑情绪进行Pearson相关分析，发现宗教信仰与焦虑情绪呈显著正相关的，也就是说宗教信仰高的个体焦虑水平的水平较高。这一结论也与以往在东方文化背景下的研究结果相一致(王婧媛，姚本先，2009；康廷虎，曹彦，2015)。宗教信仰与焦虑情绪呈显著正相关的原因可能在于： 第一、宗教对生与死的讨论使信徒更加关注负面事件，更易于产生消极情绪。以往研究表明：宗教信仰会导致抑郁情绪的产生(傅晓荟，李丽萍，2007)。基督教徒们认为，人的命运不能被人的力量所改变；在佛教中，人的命运是由佛祖决定的，因此他们相信命运，听从自然。当虔诚的信徒遇到困难和障碍时，他们愤怒而悲观，无法摆脱宗教宿命论(林彬，2002)。 第二、信教徒可能是在现实中受挫，为逃避现实，寻求解脱才选择皈依宗教，因此信教徒中抑郁比例高。宗教信仰与文化和社会息息相关，在个人主义文化下会孕育出内在取向的精神信仰，因此信仰者更加关注自己的宗教；二在集体文化结构下，宗教世界观具有更多的外在取向，宗教信仰者通过宗教信仰寻求精神慰藉和社会地位(Shiah， Chang， Tam， Chuang， & Yeh， 2013)。 第三、内群体偏好、外群体歧视的存在，宗教信仰往往会带来偏见、歧视、攻击等负面后果，并诱发消极情绪的发生(Saroglou， 2012)。 研究将焦虑情绪作为因变量，研究其与宗教信仰之间的关系，具有一定的理论建设意义。二者的相关研究存在的不足之处：首先，在研究方法上：问卷调查是自陈形式，可能会有社会赞许效应。其次，存在的额外变量难以控制，如：被试自身焦虑情绪水平的影响；地区；文化教育水平；社会生活事件等。 未来展望： 一、要改进和创新实验方法，开发相对稳定的实验工具，量化宗教信仰与焦虑情绪，探讨宗教信仰与焦虑情绪的因果关系。例如：近年来，许多宗教研究都是在宗教启动的基础上发展起来的。宗教启动的内容可分为三种：主体(如上帝和天使)、精神的/抽象(如信仰和信仰)和制度(如圣地和圣经)。国内学者用两种阈下启动来研究宗教信仰：一是句子重组，二是词汇启动。句子重组指的是：实验组受试者被提供与神或超自然力量有关的词汇；对照组则是普通名词。词汇判断指的是：测试对象的任务是判断词是否有意义但事实上，判断之前屏幕上会出现宗教词(沈菲，2018)。此外，国外学者利用宗教启动来研究宗教信仰与亲社会关系，被试进行“独裁者”游戏，在打乱的句子任务中向参与者展示宗教词汇。结果发现，在“独裁者”游戏中，启动宗教词汇显著增加了被试的亲社会行为，而这种效果在那些没有宗教信仰的人、无神论者和不可知论者中尤为显著(Zhang， Brown， & Xie， 2020)。 二、引入中介变量、调节变量进一步考查宗教信仰与焦虑情绪的关系，未来的研究可以验证和探索宗教信仰影响焦虑情绪的具体路径和机制。进一步划分出宗教信仰中不同因素，衡量个人宗教信仰水平可分为两个维度：宗教行为和宗教信仰。从不同宗教信仰种类出发，进一步探究宗教信仰与焦虑情绪的关系。
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user: 5. 结论 1) 宗教信仰在性别、年龄人口学变量上无显著差异。 2) 焦虑情绪在性别、年龄人口学变量上无显著差异。 3) 宗教信仰与焦虑情绪呈显著正相关(r = 0.211， p = 0.002)。 4) 不同宗教信仰(佛教、道教、伊斯兰、基督教)对焦虑情绪有显著性差异。 在中国文化背景下，宗教信仰与焦虑情绪呈显著正相关，有宗教信仰者的焦虑水平更高，因此个人要正确协调宗教信仰与焦虑情绪之间的关系，使宗教信仰往有利于自身健康方向发展。
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user: 摘要 有色行业不规范的采选冶过程导致矿区土壤重金属污染严重。生物矿化可以通过生物体自身代谢、细胞或胞外基质将金属离子转变为稳定的固相矿物，是绿色长效的土壤修复技术。其按作用形式主要可分为生物控制矿化和生物诱导矿化。生物控制矿化是通过还原功能菌调整和控制硫化土壤环境中Fe 3+ 浓度，降低土壤环境的氧化还原电位，形成金属硫化矿物沉淀，从而降低重金属的生物有效性和毒性，多用在深层的厌氧环境中。生物诱导矿化则主要通过细胞的生化活动改变周围环境从而实现矿化，目前应用较多的生物诱导碳酸盐沉淀(MICP)主要通过功能菌新陈代谢产生的脲酶催化尿素水解，生成以方解石为主的碳酸盐或复盐晶体，实现重金属的矿化固定，多用在表层或浅层好氧的环境中。
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user: 1. 研究背景 近年来，我国有色金属行业重金属的排放占全国行业排放总量的41.5%~61.8%，有色行业采选冶过程所产生尾矿/废渣是我国重金属污染最重要的污染源和危险源。西南地区作为我国主要有色金属主产区，在喀斯特岩溶地貌及亚热带温湿多雨气候作用下，未得到妥善处置的大量废矿石、尾矿、废渣重金属不可避免地通过土壤、水体、大气等介质直接或间接向环境的释放，严重危害下游环境及人类健康。有色金属污染土壤的长效治理成为“蓝天碧水净土”保卫战的关键攻坚环节！ 矿区重金属污染土壤治理的症结在于其开放式环境。在亚热带温润多雨气候下，大量雨水与氧气直接接触尾矿/废渣，促使嗜酸微生物(钩端螺旋菌、嗜酸硫杆菌、氧化亚铁硫杆菌等)加速硫化矿物氧化，所形成的强酸性环境导致伴生的镉、铅、锌等多种重金属源源不断活化溶出。因此，重金属土壤治理的关键是将活化的金属离子转变为低溶解度的矿物形态，同时在上部形成低渗或发酵的阻隔层以防止雨水下渗发生返溶。 常规的重金属土壤化学修复虽然简单快捷，但存在成本高､易造成二次污染等不足。尤其在南方温润多雨气候条件下，地下水、雨水、氧气易与土壤接触，使稳定化物中重金属再次溶出，难以彻底解决污染土壤返溶问题。生物矿化是生物体通过生物大分子的调控生成无机矿物的过程，即通过生物体代谢、细胞或胞外基质将金属离子转变为稳定的固相矿物，具有绿色、高效、可持续等技术特点。 目前已知的微生物地球化学原位矿化途径主要有尿素水解、反硝化作用、三价铁还原和硫酸盐还原作用等，相关技术的研究大部分尚处于实验室研究阶段，在固定污染土壤中重金属的工程化应用方面仍面临诸多挑战，主要包括评价标准缺失、土壤环境变化条件下长期有效性、生物安全与环境风险等方面。微生物地球化学过程虽然有较好的持续性，但受传质影响时效性明显偏慢，目前还没有明确的过程控制与验收评价标准；另外微生物的生存作用十分依赖人为调控的赋存环境，在大尺寸的野外环境下，其长期作用过程不可避免地面临周边环境变更或季节性环境因素交替等情况，作用的长效性目前还缺乏评价；最后由于生物矿化很多都采用高度驯化的外源功能菌，单独大量地引入到某一环境中，会侵占土著微生物的生活空间和营养，影响当地土壤微生物的种群多样性，而目前各矿化过程的机理机制均有较大不同，对矿化产物及功能菌本身的风险评估还没有明确的评价。本文通过剖析微生物地球化学矿化作用类别、反应过程、作用效果、矿化产物等，为生物矿化的工程化应用提供参考。
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user: 3. 总结 1) 生物矿化技术利用功能菌自身地球化学作用过程，将可溶态重金属重新固定为难溶性的矿物形态，通过人为的调节生物群落及功能菌生存环境，可大幅缩短成矿的作用过程。但生物矿化的途径、菌种、及适用条件有较大不同。 2) 生物控制矿化是通过调节氧化还原电位，将氧化的硫酸根重新与重金属生成方铅矿、闪锌矿、黄铜矿、辰砂、硫镉矿、辉锑矿等溶解度极低的硫化物矿物。硫酸盐还原菌群(SRB)和铁还原菌(DIRB)均需要在厌氧条件下生长作用，且对碳源的需求量较大。因此，接种层和覆盖层钙源的选择及可持续性对生物控制矿化的成效有较大影响。 3) 生物诱导矿化则是通过代谢产物酶等调节环境体系，催化碳酸盐沉积反应的进行，最终通过碳酸盐或复盐的形式固定重金属。微生物诱导碳酸盐沉淀(MICP)过程容易控制、反应物及产物安全，且反应效率高，所用功能菌多为好氧菌，适合在开放式环境或表层土壤中应用。
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user: 摘要 目的：呼吸机相关膈肌功能障碍在临床应用呼吸机患者中普遍存在，与ICU患者的脱机拔管及病死率密切相关，本研究通过对全麻术后转入ICU继续应用呼吸机患者应用体外膈肌起搏器刺激膈神经来间断锻炼膈肌功能，通过超声、呼吸肌力学指标来评估对膈肌功能的影响。方法：研究对象为全麻术后转入ICU继续呼吸机治疗的患者，试验组间断应用体外膈肌起搏器，对照组不予膈神经刺激，在0 h、5 h、10 h、15 h、20 h分别在PSV模式下测量膈肌增厚率、最大吸气负压来评估膈肌功能。结果：t0时对照组和试验组的膈肌增厚率：(15.47 ± 0.67)%、(15.48 ± 0.44)%和最大吸气负压：(−4.29 ± 0.61) cm H 2 O、(−4.30 ± 0.52) cm H 2 O，t检验，差异无统计学意义；在5 h、10 h、15 h、20 h时试验组TFdi依次为：(17.59 ± 0.50)%、(22.98 ± 0.83)%、(24.95 ± 0.63)%、(28.28 ± 0.58)%；对照组为：(17.36 ± 0.64)%、(22.55 ± 0.92)%、(24.69 ± 0.94)%、(28.04 ± 0.61)%；两组间进行独立样本t检验，差异有明显的统计学意义(P < 0.05)。结论：在完全性控制通气数小时后膈肌收缩功能即明显下降。完全性控制通气术后患者早期进行体外膈肌起搏治疗能改善呼吸机相关膈肌功能障碍的进展。
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user: 1. 引言 膈肌功能障碍是一种尚未被广泛意识到的导致呼吸衰竭以及机械通气时间延长的原因，影响膈肌功能的因素很多，近年来，很多动物实验、临床研究表明，机械通气可作为一种独立因素对膈肌收缩功能产生影响，尤其是在完全控制通气下，膈肌受损、肌肉萎缩、功能障碍进展迅速。因此对机械通气患者早期干预至关重要。临床上目前只能尽早将完全控制通气降为控制/辅助机械通气并早期脱机拔管来减轻呼吸机相关膈肌功能障碍(Ventilator-induced diaphragmatic dysfunction， VIDD)发展。本研究就临床术后转入ICU继续机械通气患者通过体外膈肌起搏器间断刺激膈神经通过超声、呼吸肌力学等手段来评估对VIDD的影响。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 材料 试验对象为在医院住院，所有患者术中均给与全麻+神经肌肉阻滞剂、有创气管插管 + 完全控制机械通气，术后转入ICU；本研究方案获得青岛大学附属医院伦理委员会同意批准，所有研究对象均签署知情同意书。体外膈肌起搏器(广州雪利昂生物科技有限公司，HLO-GJ13A)；床旁超声机(日立，日本，HITACHI ALOKA NOBLUS)。 2.2. 方法 2.2.1. 试验对象 本试验采用前瞻性随机对照临床研究，纳入标准：1) 手术时间为4~8小时；2) 年龄大于18岁小于80岁；3) 中枢呼吸驱动功能正常；4) 胸锁乳突肌区域皮肤完整暴露。排除标准：1) 存在膈神经刺激禁忌症；2) 怀疑有单侧膈肌麻痹、萎缩，既往患有神经肌肉相关疾病或已知的膈肌解剖学异常；3) 既往存在心肺疾病、怀孕、腹水。该试验取得病人家属的知情同意。 2.2.2. 试验分组 采用随机数字表法分为试验组和对照组，常规镇静镇痛，RASS评分控制在−2到−3分，机械通气模式为V/C模式，试验组在0 h、4 h、8 h、12 h、16 h、20 h通过体外膈肌起搏器刺激双侧膈神经15分钟，对照组不予膈神经刺激。 2.2.3. 观察指标 1) 患者一般情况及可能影响膈肌功能的因素：年龄、性别、体重指数(体重、身高)、SPECH II评分、完全控制通气时间、心率(HR)、呼吸(RR)、平均动脉压(MAP)、体温(T)、氧合指数(PO 2 /FiO 2 )、血气分析(PH、PaO 2 、PaCO 2 、SpO 2 )、白蛋白、血红蛋白等。2) 在0 h、5 h、10 h、15 h、20 h分别PSV (参数设定为PEEP在0 cm H 2 O左右，PS的设定以保证VT在6~8 ml/kg为准)模式下测定TFdi、MIP，TFdi操作流程：两名经过专门超声操作规范化培训的重症医学科医师分别测量，在半卧位45˚PS模式下，PEEP在0 cm H 2 O左右，VT在6~8 ml/kg，至少3次自然呼吸，选择7~13 MHZ线阵传感器，在B超及M超模式下探测膈肌增厚比率(DIF = (吸气末厚度 − 呼气末厚度)/呼气末厚度 × 100%)，膈肌点的位置采用超声定位法确定 [ 1 ]。3) 在患者进行SBT前测量膈肌增厚率，以及进行SBT时测定的浅快呼吸指数(呼吸频率/潮气量：f/VT)，对膈肌增厚率和浅快呼吸指数进行相关性分析，进而评估膈肌增厚率对SBT的指导作用。 2.3. 统计学分析 SPSS 19.0软件，采用Kolmogorov-Smirnov test对计量资料进行正态性评估。呈正态性计量资料的分析以平均值 ± 标准偏差(SD)表示，两组间的差异性采用独立样本t检验，组内的差异性比较采用配对t检验；非呈正态性计量资料的分析以中位数(四分位间距(IQR)表示，两组间的差异性采用Mann-Whitney U检验，组内的差异性比较采用配对t检验。计数资料以率或例数表示，对计数资料的分析采用χ 2 检验。TFdi与浅快呼吸指数的相关性采用Pearson相关性分析。P < 0.05表示差异有统计学意义。
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user: 3. 结果 3.1. 两组患者一般情况及可能影响膈肌功能的因素比较差异无统计学意义 对照组和试验组的膈肌增厚率 t0时(15.47 ± 0.67)%、(15.48 ± 0.44)%和最大吸气负压：(−4.29 ± 0.61) cm H 2 O、(−4.30 ± 0.52) cm H 2 O，两组间进行独立样本t检验，差异无统计学意义。而在膈神经刺激后试验组各个阶段所测得的TFdi依次为：(17.59 ± 0.50)%、(22.98 ± 0.83)%、(24.95 ± 0.63)%、(28.28 ± 0.58)%；对照组各个阶段所测得的TFdi依次为：(17.36 ± 0.64)%、(22.55 ± 0.92)%、(24.69 ± 0.94)%、(28.04 ± 0.61)%；两组间进行独立样本t检验，试验组在膈神经刺激后的各个阶段所测得的膈肌增厚率均高于对照组，差异有明显的统计学意义。在膈神经刺激后试验组各个阶段所测得的MIP依次为：(−6.54 ± 0.32) cm H 2 O、(−7.11 ± 0.41) cm H 2 O、(−14.47 ± 0.47) cm H 2 O、(−26.01 ± 0.44) cm H 2 O；对照组：(−6.38 ± 0.62) cm H 2 O、(−6.89 ± 0.71) cm H 2 O、(−14.20 ± 0.84) cm H 2 O、(−25.50 ± 1.43) cm H 2 O；两组间进行独立样本t检验，试验组在膈神经刺激后的各个阶段所测得的最大吸气负压均高于对照组，差异有明显的统计学意义(P < 0.05) (详见表1)。 Table 1 Comparison of DIF and MIP values between test group and control group at t2 组别 DIF MIP 对照组 28.04 ± 0.61 −25.50 ± 1.43 试验组 28.28 ± 0.58 −26.01 ± 0.44 P 0.017 0.005 表1. t20时试验组和对照组DIF、MIP值比较 备注：资料以均数 ± 标准差(x ± s)表示，统计分析方法采用独立样本t检验。 3.2. 从两组患者的SBT前测得的膈肌增厚率与SBT时计算的浅快呼吸指数 脱机过程中测得的浅快呼吸指数与脱机前测得的膈肌增厚率两者之间的Pearson相关性系数为1，详见表2和表3，说明两者具有明显的相关性。 Table 2 Descriptive statistic 均值 标准差 N 膈肌增厚率 32.8217 2.03785 141 浅快呼吸指数 41.2766 12.37169 141 表2. 描述性统计量 Table 3 Relevanc 膈肌增厚率 浅快呼吸指数 膈肌增厚率 Pearson相关性 1 −0.434 显著性(双侧) 0.000 N 141 141 浅快呼吸指数 Pearson相关性 −0.434 1 显著性(双侧) 0.000 N 141 141 表3. 相关性 **.在.01水平(双侧)上显著相关。