时间：2023-07-10 17:34:41
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇统计学标准差，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
【关键词】孕妇;步行;步态;胸部;骨盆;生物力学
ABSTRACT:fortablewalkingvelocity,amplitudesofpelvicandthoracicrotations,andtheircoordinationwerecomparedbetweenthetwogroups.ResultsComfortablewalkingvelocitywassignificantlyreduced.Therotationalamplitudesofpelvisandthoraxweresomewhatreduced,withsignificantlysmallerintraindividualstandarddeviations.AlsopelvisthoraxRelativeFourierPhasewasalittlesmaller;itsintraindividualstandarddeviationwassignificantlyreducedatvelocities≥1.06m/s.ConclusionThegeneralpatternofgaitkinematicsinpregnantwomenisverysimilartothatofnulligravidae.Pregnantwomenexperienceddifficultiesinrealizingtheharderantiphasepelvisthoraxcoordinationthatwasrequiredathigherwalkingvelocities.
KEYWORDS:pregnantwomen;walking;gait;pelvis;thorax;biomechanics
长期以来,人们一直认为妊娠影响孕妇的步态运动。Foti等研究发现,孕妇步行时跖屈的动量减少,髋关节外展的动量及骨盆的倾斜度均增加,骨盆的倾斜度的改变存在较大的个体差异[1]。Nagy等报道孕妇最舒适的步行速度显著性降低,亦存在较大的个体差异[2]。但Foti等认为这种变化并无统计学意义,并发现怀孕对步长或步周期长无显著性影响[1]。上述研究显示,孕妇的步态发生改变,但研究结果并不一致。大约25%患有妊娠相关骨盆痛的孕妇和5%产后患者需要就诊治疗,重症患者常常出现步行障碍[3]。对正常孕妇运动协调的研究可作为今后研究妊娠相关骨盆痛的步态运动的基础。笔者研究怀孕对步行时水平面上骨盆和胸廓运动协调的影响,以期有助于从生物力学的角度进一步了解妊娠相关骨盆痛患者的步态运动。
1对象与方法
1.1对象选取年龄20～45周岁的健康未孕妇女(对照组)和健康孕妇(孕妇组)作为观察对象。对照组13例,年龄中位数27岁(22～36岁),体质量中位数75kg(45～95kg),身高中位数172cm(157～190cm);孕妇组12例,年龄中位数32岁(30～38岁),体质量中位数76.5kg(67.5～89kg),身高中位数172cm(162～180cm)。
1.2方法
1.2.1仪器步行仪(BiostarGiant,荷兰AlmereBiometrico公司);三维运动捕捉系统(Optotrak,加拿大NDI公司)。
1.2.2方法受试者以不同速度在步行仪上行走。骨盆、胸廓和足部的运动由三维运动捕捉系统光学镜头拍摄记录。2组光学镜头位于受试者的身后。在受试者的胸背部第6胸椎棘突的位置和骶骨两髂后上棘之间各有一轻金属架,用尼龙束带将金属架固定其上,金属架上有3个可发红外光装置,构成一个刚体。为了捕获步行时足跟着地和足趾离地时的瞬间,在每侧足跟和第五跖趾关节处各安装一可发出红外线的装置。实验装置见图1[4]。实验开始时先让受试者在步行仪上行走3～5min,接着步行速度从0.17m/s每间隔1～2min增加0.11m/s,至1.72m/s。步行过程中,测试受试者最舒适步行速度和最大步行速度。每个速度下的数据采集共30s,抽样频率为100Hz。
图1测量步行时胸廓和骨盆运动的实验装置（略）
Fig1Experimentalsetupformeasuringthethoracicandpelvicmovementsduringwalking
1.2.3指标胸廓和骨盆的刚体在空间的运动代表各自的三维运动。设定刚体x、y、z轴的正方向为人体解剖位的前、上、左方位。通过计算xy象限上的反正切角度得出骨盆和胸廓在水平面上旋转角度的时序。骨盆和胸廓的旋转运动幅度(rotationalamplitude,RA)是从各自的运动时序上确定每一个步周期内最大与最小的角度差的绝对值。躯干的旋转运动时序是将骨盆运动时序与胸廓的运动时序相减而生成。在每一速度下对骨盆、胸廓和躯干的所有步周期的RA进行计算,取均值,分别确定为骨盆、胸廓和躯干的RA,并计算各自标准差。
应用快速离散傅立叶变换计算公式计算出每个运动时序的连续傅立叶相的时序。骨盆和胸廓的傅立叶相差时序是由胸廓的傅立叶相时序与骨盆的傅立叶相时序相减而产生。运用圆周统计学计算出骨盆和胸廓运动的傅立叶相差(relativefourierphase,RFP)及其个体内标准差。若RFP为0,表示同相协调运动;若RFP为180°,则表示反相协调运动。
1.3统计学处理应用SPSS10.0软件,采用方差检验,P<0.05为差别有统计学意义。
2结果
2.1步行速度正常孕妇的最舒适步行速度中位数1.06m/s(0.72～1.28)m/s,对照组为1.17m/s(0.83～1.50)m/s,2组比较差别有统计学意义(P<0.05)。
2.2骨盆和胸廓RA及其个体内标准差骨盆RA先是随着步行速度的增加(0.94～1.06m/s)而逐渐减小,然后随着步行速度的增加而逐渐增加(图2A)。孕妇组和对照组骨盆RA分别为(9.1±福建医科大学学报2008年5月第42卷第3期吴文华等：正常孕妇步行时骨盆与胸廓水平面的旋转运动3.5)°和(7.7±3.2)°,其速度效应差别有统计学意义(P<0.05)。孕妇骨盆RA的个体内标准差较对照组减少(P<0.05),孕妇组和对照组的值分别为(1.3±0.4)°和(1.6±0.5)°(表1)。
图2对照组和孕妇组在不同步行速度下各部位的旋转运动幅度（略）
Fig2Rotationalamplitudesofthepelvis,thethoraxandthetrunkduringgaitatdifferentwalkingvelocitiesofthecontrolsubjectsandthehealthypregnantwomen
表1各变量的速度效应和组别效应（略）
Tab1Theeffectsofvelocityandgrouponthevariables(repeatedmeasuresANOVAs)
胸廓RA基本维持稳定而变化不大直至步行速度增至0.8m/s时,然后随着步行速度的递增而渐减少(图2B)。经方差检验,速度的效应差别有统计学意义(P<0.05)。孕妇胸廓RA的个体内标准差比对照组减少(P<0.05)。孕妇组和对照组的均值分别为1.2°和1.7°,其速度效应差别有统计学意义(P<0.05)。
躯干RA是随着行步速度的增加而递增的(图2C),孕妇的躯干RA较对照组约小1°,其速度效应有统计学意义(P<0.05),孕妇躯干RA的个体内标准差较对照组小(P<0.05),孕妇组和对照组的值分别为(0.7±0.3)°和(1.0±0.4)°,其速度效应有统计学意义(P<0.05)。在最舒适的步行速度下,孕妇骨盆和躯干RA较对照组小(P<0.05)。
2.3RFP及其个体内标准差
图3对照组和孕妇组在不同步行速度下的傅立叶相差及其个体内的标准差（略）
Fig3Relativefourierphaseanditsintraindividualstandarddeviationbetweentransversepelvicandthoracicrotationsatdifferentwalkingvelocitiesofthecontrolsubjectsandthehealthypregnantwomen
2组RFP均随着速度的增加而增加(图3A),呈一条S形曲线,在速度为0.83,1.17m/s的区域内最为陡峭。孕妇的RFP较对照组小7°。其步行速度效应有统计学的意义(P<0.05)。RFP的个体内的标准差与速度的关系有点不规则(图3B),随着速度的递增而增加,直至速度到达0.94～1.17m/s;接着是一个平台或稍有点下降,在最舒适的步行速度时,达到最高值。孕妇的RFP的个体内标准差较对照组小(P<0.05),其速度效应差别有统计学意义(P<0.05)。
孕妇的孕周数与RFP的个体内标准差相关系数为－0.68,差别有统计学意义(P<0.05)。在最舒适的步行速度下,孕妇的RFP及其个体内标准差均比对照组小(P<0.05)。
3讨论
3.1总体上孕妇的步态运动正常在2组中,速度对RA、骨盆胸廓RFP及其个体内的标准差的影响相似(图2～3),由此得出结论,孕妇的步态运动从总体上讲是正常的。怀孕和行走本身就具有高度的相容性,从进化学的角度而言,这并不难理解[5]。尽管如此,孕妇的最舒适的步行速度明显的下降,RA变小,尤其是在最舒适的速度下骨盆和躯干RA的减少具有显著性差异。他们的个体内标准差减少,具有统计学意义。骨盆和胸廓RFP变小,在最舒适的速度下具有显著性差异,其个体内标准差变小,在快速行走的速度下(≥1.06m/s),这种差别有统计学意义。孕周数与此个体内的标准差呈显著性负相关。孕妇必须适应怀孕的改变,比如体质量的增加。本研究揭示在孕妇身上发生了轻微但是连贯一致的运动学变化,这点与以往文献报道的有所不同[12]。
3.2孕妇骨盆胸廓旋转运动的RFP孕妇选择在低速下步行不能用节约能量的观点来解释,因为当步行速度低于(或高于)最舒适的速度时,须消耗更多的能量[5]。尽管如此,低速行走获得了更多时间来对微扰进行反应[6],这也许是孕妇由于额外的载荷或本体觉受干扰而选择低速行走的原因,目的是为了避免出现快速步行时的运动协调模式。
本研究表明,未怀孕妇女的最舒适步行速度出现在RFP的曲线上的平台起始段,而孕妇最舒适步行速度则是出现在曲线陡坡的半山腰处,此时2组间的RFP的差值为44°。当孕妇快速步行时,RFP值较高,但其变异性很小,这提示了对孕妇而言,完成大的RFP的步态是有困难的,这种现象同样发生在背着负荷的受试者、慢性下腰痛患者、妊娠相关骨盆痛产后的患者[4,78]。出现较小RFP的步态运动可以由许多种不同的限制性因素造成,妊娠便是其中之一。
比较骨盆、胸廓和躯干旋转运动的个体内标准差,他们的平均值分别为1.25°,1.29°和0.66°。如果骨盆和胸廓的旋转运动的控制是相互独立的话;而实际上,它的值小得多。因此,骨盆和胸廓的旋转运动似乎是同时受到控制的,虽然躯干的旋转运动在快速行走的协调方面不是一个“必须的变量”[9],因为躯干的旋转缺乏时间维。显然,RFP是和时间变量有关,它也许是快速步行时的必须变量,以确保快速行走时骨盆的旋转运动必须被胸廓的反向旋转运动所平衡[10]。就孕妇的步态而言,快速行走时骨盆和胸廓的惯性冲量将会增加,这也许是孕妇无法实现大的RFP步态运动的原因。
3.3孕妇步态运动的变异性自从Bernstein引入了“探索变异性”以来,对运动的变异性研究渐渐兴起。运动的变异性常常被认为是具有功能性,才有可能有灵活性、适应性;然而变异性会消耗能量及增加损伤的可能性,因此变异性的功能性必须看是针对何种情形而言[1114]。
一个较为奇怪的现象是骨盆与胸廓间的RFP的个体内的变异的最大值在非常靠近最舒适步行速度的地方出现。Masani等人发现地面作用力的变异在最舒适步行速度时最小[15],也许在最舒适的速度下,身体重心的垂直运动是必须的变量,而在水平面上的骨盆和胸廓间的RFP在快速步行时则变成是必须的变量。撇开RFP的变异性是如何发挥作用的,在怀孕期间,尤其在怀孕晚期,RFP的变异性是如何在最舒适步行速度下增加并且在快速行走时减少有待于进一步研究。
笔者认为,正常孕妇的步态运动学特征与未怀孕的妇女相似。尽管如此,2组间存在着许多细微的差别。孕妇的最舒适步行速度较对照组显著性下降。骨盆、胸廓和躯干的RA较对照组小。他们的个体内的标准差则较对照组低。在最舒适步行速度下,骨盆和躯干的RA较对照组小。孕妇组的RFP较对照组小,在速度≥1.06m/s,个体内的标准差呈显著性减少,尤其是在怀孕晚期表现更为明显。
【参考文献】
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地质统计学是在上世纪六七十年代随着采矿业的兴起而诞生的一门基于数学地质学科的交叉学科。地质统计学在区域化变量的基础上将变差函数作为基本工具，针对在空间分布上具有随机性和结构性的自然现象进行研究，地质统计学可以对具有结构性、随机性、变异性的空间数据进行无偏内插估计，对数据的离散型和波动性进行模拟。在煤田煤质的计算中，地质统计学充分考虑煤田样本点的方向、位置和彼此间距，比传统方法在煤层煤质数据插值上具有更大的优势。
2方法
2.1样本数据
本研究中选择的煤田地质构造复杂、煤种丰富，研究中选择了24个样本点，硫分分别为0.49，0.48，0.60，0.36，0.55，0.52，0.55，0.96，0.55，0.77，0.81，0.59，0.55，0.50，0.60，0.49，0.64，0.83，0.38，1.01，0.68，0.55，0.97，0.48，其中最大为1.01，最小为0.36。将煤层煤样硫分化验后进行插值比较，更适合对地质统计学进行插值运用。
2.2地质统计学中的插值方法
地质统计学中，克里金法占据着重要的地位，克里金法对待估样本点内的已知数据进行测试，结合样本点的大小、形状及空间分布，掌握样本点之间的相互关系，从而进行无偏估计。对于数据点较多的样本，内插结果具有较高的可信度。
2.2.1区域变量及协方差。
研究中将（zx）统称为呈空间分布的变量，也叫区域化变量，（zx）反映空间属性的分布特征。为了对区域化变量的变异性进行描述，引入协方差函数。不同的两点x和x+h处对应的不同区域化变量（zx）和（zx+h）之间的差只于两点的空间位置有关。协方差函数cov[（zx），（zx+h）]=E[（zx）（zx+h）]-E[（zx）]E[（zx+h）]=cov（h），其中E（）为均值。
2.2.2参数分析。
不同点所对应的区域化变量（zx）和（zx+h）的差的方差的一般作为（zx）在X轴上的变异函数，记作P（h），P（h）=0.5var[（zx）-（zx+h）]，其中va（r）为均方差。在满足二阶平稳的条件下，P（h）=0.5E[（zx）-（zx+h）]2。样本点的空间距离大时，相关性较小，变异性较大；空间距离小时，相关性较大，变异性较小。在实际研究中，将样本点的空间距离按照不同等级划分，针对不同的样本点，求出距离的平均值和P（h）的平均值，连接（h，P（h））后得出实验变异函数，结合最小二乘法得出理论变异函数和相关参数，后文理论数据的得出建立在理论变异函数的球状模型和指数模型的基础上。
3结果分析
3.1数据预处理
为了使克里金法插值满足正态分布的要求，需对数据进行预处理，本研究中采用偏度和峰度检验法对分布状态进行分析，实验油田煤层硫分布服从正态分布，从理论上讲，完全可以利用克里金插值法。
3.2插值精度比较
研究中采用交叉验证法对插值精度进行评价。在研究变量（zx）的过程中，除去采样点xi（i=1，2，3，…，n）处的（zx）属性值（zxi），其他属性值不变，根据剩下的n-1个属性值，进行误差分析和插值精度评价。在交叉验证的方法中，常选用标准均方根、平均标准差、误差均方根、平均预测标准差、平均误差来预测总体误差，第1项的指标越大越好，后4项指标越小越好，插值精度越高。常规插值方法和克里金插值比较选用误差均方根和平均误差进行，不同的克里金插值模型选用以上5项指标进行比较。
3.2.1插值比较。
在克里金法的应用中，采用简单克里金法、普通克里金法、泛克里金法进行比较，三种方法中分别采用球状模型和指数模型进行拟合；在常规插值方法的应用中，采用距离反比法、多项式插值、径向基函数三种方法。
3.2.2克里金插值法之间的比较。
普通克里金法与泛克里金法的球状模型和指数模型的平均误差都是-0.00024和0.00183；误差均方根分别是0.14219和0.14100；平均预测标准差为0.12921和0.12772；平均标准差为-0.00098和-0.00945；标准均方根为1.08810和1.08410。通过分析发现，球状模型中的普通克里金法和泛克里金法各项指标相同，球状模型中的平均误差和平均标准差小于其他4种指标。对于误差均方根、平均预测标准差和标准均方根预测误差，普通克里金法和泛克里金法与其他方法差别不明显。由此可见，在克里金插值的应用中，普通克里金法和泛克里金法的球状模型精度最高，优于常规方法。
4结束语
关键词：碘伏；腹腔镜
由于医学技术的迅猛发展，科学技术的变革更新，微创技术越来越多的应用到手术中。腹腔镜外科技术是外科微创化的重要组成部分[1]。为了更好的配合手术医生，保证手术能够更高效的完成，必须有一个清晰的手术视野，因此如何更好的长时间的保证手术镜头的清晰和防雾是一个重要环节。目前的临床上多采用湿纱布对镜头进行擦拭，但是时间一长效果就很差，而且反复的擦拭降低了工作效率。对此，本研究对100例采用腹腔镜进行手术的患者分别采用碘伏擦拭镜头（A组）和湿纱布擦拭镜头（B组）进行比较，现报告如下。
1资料与方法
1.1一般资料 经南京市妇幼保健院伦理委员会同意，选择2014年 6～12月在我院行宫腹腔联镜手术的患者100例，纳入标准：年龄20～40岁，平均24.3岁，标准差为5.2；体质量42～59 kg，平均54.8 kg，标准差为5.8；身高150～170 cm，平均162.1 cm，标准差为7.1；手术时间1.0～2.1 h，平均1.32 h，标准差为0.08；术前未服用镇静、催眠药，无神经精神类疾病史等。采用随机、双盲、对照的研究方法，随机分为碘伏干预组（A组）和常规护理组（B组）各72例，两组一般资料比较，差异无统计学意义（均P>0.05）。
1.2方法
1.2.1护理方法 A组手术开始即镜头进入患者体腔前，用0.5%的碘伏棉球擦拭镜头的前端，干纱布擦拭镜头周围多余碘伏溶液后，置于患者腹腔。B组术开始即镜头进入患者体腔前，用湿纱布擦拭镜头的前端，干纱布擦拭镜头周围多余溶液后，置于患者腹腔。
1.3 记录10 min、20 min、30 min、40 min、50 min两组镜头起雾的次数
1.4统计学处理 采用GraphPad Prism version 5.0统计软件进行分析，符合正态分布的计量资料以均数±标准差（x±s），组间比较采用成组t检验，组内比较配对t检验，计数资料比较采用χ2检验，P
2结果
2.1两组患者的身高、体重、年龄、手术时间无统计学差异（P>0.05）。
2.2两组手术镜头在10 min、20 min、30 min起雾的次数无统计学差异（P>0.05）见表1。
2.3两组手术镜头在40 min、50 min起雾次数有统计学差异，（P
3讨论
腹腔镜手术镜头起雾的原因在于人体的腹腔内外温差较大，而镜头本身是金属的温度较低，在进入人体体腔后遇到热气，所以容易在镜头产生水雾，从而影响手术野的暴露。因此腹腔镜镜头的起雾处理是一个必须要解决的问题，在目前不能更换镜头的情况下，如何采用先进的方法降低腹腔镜镜头起雾的次数是我们关心的话题。
碘伏系有表面活性剂与碘络合成的不稳定络合物，用碘伏液擦拭摄像镜头目镜，表面活性剂起载体与助溶作用，可以形成一层保护膜，消弱了雾气对镜头的附着力[2]，使用碘伏擦拭后的镜面，可以形成慢反射[3]。
A组腹腔镜手术镜头和B组腹腔镜手术镜头在10 min、20 min、30 min3个时点内所测得的起雾次数没有统计学差异（P>0.05）见表1。说明如果时间较短的话在目前无法改变镜头冷热度的情况下，没有任何的办法可以减少镜头的起雾次数。
A组腹腔镜手术镜头和B组腹腔镜手术镜头在40 min、50 min 2个时点内所测得的起雾次数有统计学差异（P
随着社会不断的发展，文明程度的逐渐提高，对事物的发展起着影响作用的因子也越来越多，本研究采用碘伏干预的模式，对腹腔镜镜头进行擦拭，在前30 min两组镜头的防雾效果还没有多大的差别，但是随着手术时间的推移，碘伏中的化学成份开始起作用起雾次数大大减少，更加说明碘伏擦拭的重要性。
本研究将不同碘伏擦拭用于腹腔镜手术，明显的降低了手术中镜头起雾的次数，同时提高护理工作的满意度，增加了医生对我们的信任感，是一种有效的护理干预模式。
参考文献：
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样本标准差=√[1/(n-1)Σ(Xi-X拔)²]i从1到n，总体标准差=√{∫[-∞+∞](x-E(X))²f(x)dx}f(x)是总体的概率密度，E(X)是总体的期望。
如是总体，标准差公式根号内除以n。如是样本，标准差公式根号内除以（n-1)。二式差一个自由度，n与n-1。
平均数是统计学术语，是表示一组数据集中趋势的量数，是指在一组数据中所有数据之和再除以这组数据的个数。它是反映数据集中趋势的一项指标。解答平均数应用题的关键在于确定“总数量”以及和总数量对应的总份数。
（来源：文章屋网 ）
一、结果
1．考试成绩总体情况本次参加考试的学生共87人，其中最高分96分，最低分48分，平均分75.93分，标准差为10.47，不及格7人，及格率仅为91.95%。
2．改革班与传统教学班考试成绩比较改革班参加考试的学生44人，其中最高分96分，最低分56分，平均分为76.86分，标准差为10.02，不及格2人，及格率为95.45%；传统教学班参加考试的学生43人，其中最高分93分，最低分48分，平均分为74.98分，标准差为10.95，不及格5人，不及格率为88.37%。改革班与传统教学班平均分和及格率差别无统计学意义（t＝0.839，p＝0.404；P＝0.266）（见下表）。客观题改革班平均分为49.8分，传统教学班为49.4分（t＝0.274，p＝0.785）；主观题改革班平均分为27.1分，传统教学班为25.6分（t＝1.35，p＝0.181）。以客观题为自变量x、主观题为应变量y，进行相关分析，得r＝0.635，P＝0.000。
3．改革班与传统教学班分数段及优良率比较教学改革班44人，优良（≧80分）人数为18人，优良率为40.9%；传统教学班43人，优良（≧80分）人数为15人，优良率为34.9%。
二、讨论
为了让课堂教学模式改革班的学生积极参与课堂活动，我们在教学中运用了研讨法教学、合作学习、以问题为基础的教学方法及指导自学等方式为学生提供探究型学习环境，引导学生主动学习，让学生在教师教学之前，学习教学内容，完成教师布置的任务。医学统计学一直是学生难学、教师难教的课程。计算机技术的快速发展为统计学的教学和应用提供了良好的平台，在教学课时不变的情况下，增加了SPSS软件实习的内容。
改革班班级平均分76.86分，传统班74.98分；改革班标准差10.02分，传统班10.95分；改革班及格率95.45%，传统班88.37%；改革班优良率40.9%，传统班34.9%。在班级平均分、及格率及优良率上改革班均高于传统教学班。主观题得分改革班（27.1分）高于传统班（25.6分）；对客观题和主观题进行相关分析，得r＝0.635（P＝0.000），说明扎实的基础知识有利于促进学生的综合应用、分析和评价能力。
学生考试成绩说明学生是可以接受教学改革的方法，同时说明学生的潜力是巨大的，学生有能力完成教师布置的各项任务。但改革中也存在一些问题，如在案例教学中，课堂上直接进入案例讨论，导致教学内容的系统性较差。
虽然影响学生考试成绩的因素很多，但分析考试成绩仍可以了解学生的学习情况和教师的教学效果，发现存在的问题，这对以后的教学改革工作有一定的指导意义。
作者：谈荣梅 单位：绍兴文理学院医学院
【关键词】 中剂量；重组人生长激素；特发性矮小症；安全性
特发性矮小症是临床常见儿童矮小症， 严重影响儿童健康发育， 若治疗不及时彻底必将对患儿发育、儿童正常身高造成严重影响， 生活质量明显下降。目前临床诊断特发性矮小症难度较大， 常与非GH缺乏性矮小、部分性生长激素不敏感等混淆， 导致误诊漏诊现象的产生[1]， 临床治疗中由于缺乏重组人生长激素的指引， 临床效果较差。rhGH治疗是近年来临床研究较多的治疗方式， 效果显著， 作者对周口市中医院收治的70例特发性矮小症患儿进行分组研究， 具体报告如下。
1 资料与方法
1. 1 一般资料 本院自2010年8月～2012年8月收治的70例特发性矮小症患儿， 男40例， 女30例， 年龄5～15岁， 平均年龄（9.62±1.38）岁。纳入标准：相较同年龄、同性别、同地区患儿身高均值在2个标准差以下；生长速率均在5 cm/年以下；骨龄正常或延迟；rhGH激发试验中峰值>10 μg/L；患儿出生时体重、身长均正常， 身材匀称；无营养性或全身性疾病， 染色体及内分泌均正常。
1. 2 方法 所有儿童均经同一人、使用同一仪器对体重、身高、BA情况及评估发育进行观察评估， 采用2005年中国儿童身高标准， 按照国际统一标准Tan-ner对儿童第二特征进行评定， 男童以容积>4 ml、女童以发育进入B2期视为进入青春发育标志。遗传靶身高计算：父母平均身高±6.5 cm。遗传靶身高标准差计算：TH减成年身高后除标准差， 根据中国人腕骨发育标准CHN法对儿童BA进行评估。治疗1～3年后间隔3个月对患者生长因子、甲状腺功能、生长因子受体、注射部位、空腹情况等进行观察， 间隔半年对患者BA进行复查。两组儿童均采用rhGH（长春金赛药业有限责任公司， 国药准字S10980101）治疗， 观察组使用剂量0.15 IU/kg， 参考组使用剂量为0.11 IU/kg， 每周1次， 均采用皮下注射方式给药， 注射位置大腿外侧、脐周、上臂外侧。在对两组患者进行治疗时， 同时对其运动、饮食、睡眠等均行合理指导， 治疗3年。
1. 3 统计学方法 本次研究所有患者的临床资料均采用SPSS18.0统计学软件处理， 计量资料采用均数±标准差表示（ x-±s）， 采用t检验， 计数资料组间对比采用χ2检验， P
2 结果
2. 1 相较治疗前， 治疗1年、治疗2年、治疗3年后， 观察组儿童身高增加速度分别为（11.62±2.46）cm/年、（7.83±1.35）cm/年、（7.16±1.28）cm/年， 相较治疗前（4.25±1.32）cm/年差异有统计学差异（P
2. 2 治疗1年、治疗2年、治疗3年后， 观察组儿童骨龄进展为（1.05±0.16）岁、（1.27±0.32）岁、（1.41±0.35）岁， 参考组儿童骨龄进展为（1.31±0.75）岁、（1.39±0.82）岁、（1.45±0.76）岁， 两组间数据比较差异有统计学意义（P
2. 3 治疗中观察组儿童出现1例T4降低， 2例空腹血糖升高， 停药并进行积极对症处理后痊愈， 参考组儿童出现2例T4降低， 给予对症处理后痊愈， 数据比较无统计学意义（P>0.05）。
3 讨论
生长是儿童最基本的生理特征， 也是儿童健康情况的直接反应。在儿童生长发育过程中， 年生长速率是判断儿童生长情况的标准。小儿生长发育过程具有连续和不均衡特征， 一般
特发性矮小症治疗最终目的是改善患者最终身高， 提高患者生活质量， 目前重组人生长激素治疗是治疗特发性矮小症公认的方法[4]。临床研究显示， 随着剂量的增加， 儿童升高增加速度越快， 本次研究中， 观察组儿童采用中剂量重组人生长激素治疗， 参考组儿童采用小剂量重组人生长激素治疗， 治疗3年间， 观察组儿童生长速度明显大于参考组， 比较差异有统计学意义（P
总之， 中剂量重组人生长激素治疗特发性矮小症能够在短期内促进其生长速度， 提高成年PAH， 而治疗中不会引起青春发育提前等， 无严重不良反应， 值得推广使用。
参考文献
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门诊随机抽取首诊的原发性高血压患者247例，按顺序分为两组。A组128例，早晨服用苯 磺酸氨氯地平5～10mg qd；B组119例，每天服用硝苯缓释片10～20mg bid。两组均合用氢氯 噻嗪片(DCT)12.5～25mg qd。治疗前及治疗后两周、四周作动态血压(ABP)检测，分析降压 和血压变异(BVP)数值。结果 治疗后两至四周，两组降压效果经分析无差 异(P＞0.05)，但比较两组白天的BVP幅值(mmHg)的SD有明显差异：两周后收缩压A组vs B组为11.45±2.4vs 12.78±2.75；四周后为9.33±2.48 vs 11.49±2.87(P＜ 0.05)。结论 氨氯地平和硝苯地平缓释片虽有相似的降压疗效，但前者 还有减轻血压变异的疗效。
［关键词］ 氨氯地平；硝苯地平缓释片；血压变异；靶器官损害
中图分类号：R544.1；R972＋.4 文献标识码：B
文章编号：1009_816X(200 8)01_0053_02
临床上对高血压的治疗有多种钙离子拮抗剂(CCB)可供选择，虽然都有降压效果，但各种CCB 之间各有不同的分子结构和药理特点；根据大型RCT研究表明，氨氯地平在降压的同时，有 明确的保护心脑血管的作用［1］。本文观察两种CCB药物对降压的疗效和对平稳BVP 的效果，探讨氨氯地平对心脑血管的保护机理。
1 资料与方法
1.1 一般资料：2002年5月至2007年8月间，选择门诊首诊高血压(1级和2级高血压经生活 指导一月以上 仍无好转，3级当天治疗)，并完成诊治取得完整数据的共247例。其中A组128例，B组119例 。两组均能正常工作、学习和生活。诊断与分级按《实用内科学》2002年第11版标准［ 2］。
A组128例中：男69例，女59例，年龄24～65(47±7)岁。高血压1级42例 ，2级63例，3级23例。B组共119例；男66例，女53例，年龄22～67(46±8)岁。高血压1级27 例，2级71例，3级21例。两组病例组成经P值检验无差异(P＞0.05)。首诊时作常规心 电图、眼底动脉检查以及尿常规、尿微量蛋白，血脂、血糖等检验，排除了明显靶器官损害 、合并代谢综合征等影响血压及疗效的因素。
1.2 方法：用药方法：A组：1级和2级高血压者服用氨氯地平(北京赛科药业生产)5mg qd ，3级高血压服用氨氯地平10mg qd。B组：1级和2级高血压者服用硝苯地平缓释片(江苏扬子 江 药业生产)10mg bid，3级高血压服用硝苯地平缓释片(青岛黄海制药生产)20mg bid。以上两 组中1级高血压患者均加服氢氯噻嗪(DCT)12.5mg gd，2、3级高血压患者均加用DCT 25mg q d。
检测方法：用Space Lab90207型无创性便携式动态血压监测仪，按常规白天每20分钟、夜 间每30分钟一次；监测期间仍从事日常活动和工作，但要求避免剧烈活动、熬夜、过度疲劳 。监测所得各时段有效数据备用分析。
1.3 统计学方法：全部数据用SPSS V13.0简体中文版处理统计：降压疗效用24hABP平均 血压标准差；以均数标准差(x－±s)公式 分析。统计BVP幅度，采用“时域方法”即在一段时间内血压的标准差(SD)作为量化指标 ［3］；分别统计白天收缩压标准差(dSSD)、白天舒张压标准差(dDSD)、夜间收缩压 标准差(nSSD)、夜间舒张压标准差(nDSD)。两组数值比较用配对t检验，P＜0.05 示有统计学差异。根据ABP发生的“杓状图形”规律，把白天时段定为5：30～21：30夜间时 段定为：22：00～5：30。
2 结果
病人降压疗效对比：见表1，两组降压治疗后血压变化无显著性差异(P＞0.05)；但两 组治疗前后血压变异特别是两组白天的BVP幅值(mmHg)的SD有明显差异(见表2)。
3 讨论
从统计比较分析可见，两组的降压疗效无明显差异，说明根据高血压分级合理使用CCB药量 并合理搭配DCT剂量，病人都能达到降压目标［2］。但从ABP参数发现，两组病例在 治疗两周和四周后，其白天时段的BVP幅度较大，这与人们主要的体力活动、思维和心理活 动大多于白天有关。而夜间人们休息时BVP明显减小。因此：BVP差异主要在白天时段，两组 BVP比较有明显差异(P＜0.05)。
20年前就有报告［3］高血压患者BVP的病理生理变化；近年来，国内外研究有关BVP 与靶器官损伤(TOD)的相关性并证明，高血压病人BVP与TOD呈正相关［3，4］。山 东大学报告用动态血压监测并定量分析了155名中国人的动态血压，结果表明，ABP生理节律 的变化以健康人最小，高血压患者最大［5］。许多研究也证明：长效降压药物因能 减小BVP而减轻对靶器官损害，而短效降压药虽然能短时降压，但因药效时间较短而加大 了24小时BVP，反而会加重靶器官的损害［3］。近年来多个大型临床研究表明，不同 降压药对心脑血管的发病终点有明显的不同，而氨氯地平被证实在降压的同时，在预防心脑 血管卒中方面具有明确的优势［1］。本文结果认为：氨氯地平的这个优势可能是 在降压的同时，以减少血压变异来实现的。
参考文献
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关键词： 学生评教 数据 科学化处理
学生评教是通过学生系统地搜集教师在教学中的表现，对教师的教学活动是否有效、是否满足学生学习需要做出判断的过程。目前，学生评教已成为国内外高校评价教师教学效果的主要信息来源。有效的学生评教是保障高校教学质量的有力手段，而评教数据的有效性是学生评教能够激发教师的积极性，真正服务于教学改革的保证。学生评教数据的科学化处理是对学生评教原始数据进行汇总分析得到有效信息的过程，主要包括以下几个方面。
一、设置不合理打分限制机制
为避免个别学生仅凭个人好恶草率地对教师作出评价，评教系统对学生提交的评教结果设置限制，各测评项目全为很好或差的评教结果不予提交，促使学生端正态度，客观地对教师教学作出公正评价。
二、对学生评教数据进行异常值剔除
统计表明，一个班级的学生对任课教师的评价打分趋向于正态分布。按照“三倍标准差原理”，学生评教成绩落在区间（μ-3σ，μ+3σ）之外的概率等于0.003，为“小概率事件实际不可能原理”。因此，把区间（μ-3σ，μ+3σ）看作是评教成绩实际可能的区间，对游离于此区间外的数据加以剔除，从而剔除了异常高和异常低的分数。
三、学生评教结果的影响因素研究及标准分优化处理
影响和干扰学生评教效果的因素很多，可以归结为教师因素、学生因素及课程自身因素三类。研究表明，教师性别、年龄、职称、学历对学生评教的有效性并无显著影响，［1］而教龄、教师的科研成果，以及教师的个性特质则是影响学生评教效果的主要因素；学生的出席率、学习兴趣及学习成绩可对评教结果产生影响；不同课程类别对学生评教的结果影响很大，有学者研究表明，学生倾向于给予选修学科的教师较高的分数，而给予必修学科的教师较低的分数。［2］
要提高学生评教的信度与效度，使其达到提高教学质量的目的，就必需对学生评教的影响因素进行定量分析，并通过对影响因素的控制来改进学生评教工作。本文研究分析了不同课程类别对江苏某高校2009―2010学年第二学期学生评教结果的影响。
（一）不同课程类别对学生评教的结果影响
根据该校教务系统将课程分为公共选修、普通教育、专业基础、专业方向四个类别，在全校11个学院中按文科、理科、工科进行抽样，以人文学院、数学与统计学院、计算机科学与工程学院共三个学院的学生评教成绩形成数据库，对不同课程类别学生评教成绩的统计见表1。采用单因素方差分析法对不同课程类别对学生评教成绩的影响进行分析，结果见表2。显著性水平p值为0.000＜0.05，从统计学的意义上看，课程类别对评教结果有显著的影响。
表1：不同课程类别评教原始成绩统计表
表2：不同课程类别对评教原始成绩的方差分析表
（二）对学生评教原始成绩的标准化处理
在学生评价系统中引入原始测评数据标准化处理手段，将原始分数转换为等距量表，即标准分。标准分以被测者的平均分数作为比较，以标准差为尺度进行衡量，［3］它能准确反映被测试者的实际水平，能够消除一些因素对结果的影响，它具有可比、可加的特性而且稳定。具体计算方法为：标准分=（课程得分-课类原始均分）/课类标准偏差。
课程得分是指教授某类课程的教师的学生评教原始得分，课类原始均分是指某类课程的学生评教的平均分，课类标准偏差是指某类课程的学生评教原始分数的标准差。
（三）对标准分的优化处理
标准分描述的是某一个数据在所在组中的相对位置，使教授各个不同课程类别教师得分结果有相同的基准点和相同的度量单位，从而消除不同课程类别对得分的影响。教师的得分大于课程平均分得到的标准分就大于零，相反则小于零。因此标准分在数值上就出现了大量的小数和负数，使得学生评教分数不直观，不易理解，因此设计对标准分进行优化处理的方法，将标准分换算成标准成绩。换算方法为标准成绩=校平均分+标准分*校标准差。
校平均分为全校教师的平均得分，校标准差是全校教师得分的标准差。
（四）对标准成绩的方差分析
通过对学生评教原始分进行标准化和优化处理后，采用单因素方差分析法对不同课程类别对学生评教标准成绩的影响再次进行分析，结果见表3和表4。显著性水平p值为1.000＞0.05，从统计学的意义上看，课程类别对评教标准成绩无显著性影响，课程类别对评教结果的影响通过标准成绩的修正而得以消除。
表3：不同课程类别评教标准成绩统计表
表4：不同课程类别对评教标准成绩的方差分析表
（五）标准成绩与原始成绩的配对t检验
采用配对t检验对标准成绩与原始成绩进行均值检验，结果显示：t值＝0.000，p值＝1.000＞0.05，表明标准成绩与原始成绩具有相等的统计学意义。
四、按人数加权平均计算教师最终成绩
当同一教师承担多门课程时，班级参评学生数的多少对教师评价总成绩有较大影响。因此，在计算教师评价总成绩时，不是先计算单个班级评价成绩后再求各个班级平均得分，而是将一位教师全体参评学生的评价结果纳入总体进行计算作为最终评价成绩，由此消除了班级参评人数差异引入的误差。
通过以上设置不合理打分限制机制、剔除异常值、标准分优化处理及加权平均法的应用等四种数据处理方式，有效地消除了多方面因素对学生评教数据客观性和科学性的影响，提高了学生评教的效度和性度，实现了通过学生评教提高教学质量和改善学校管理水平的目的。
参考文献：
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关键词 自动站；常规站；温湿度；记录比较
中图分类号 P414 文献标识码 A 文章编号 1007-5739（2013）14-0237-01
自动站是现代气象遥测化水平提升的重要标志，在同等条件下，它可以提高常规气象要素观测的密度，与常规站比较，具有不受时空和人为操作因素影响的优势，同时还可以降低劳动人员的工作强度和成本。通过对国内外业界的了解发现，多数研究人员分析的自动站和常规站的温湿度观测数据资料，大都站在多站点、多要素的角度，对站点附近的阳光辐射强度、地理位置因素和观测时所采用的手段措施等进行整体研究，纯粹对影响某一站点观测结果的其中一个因素的分析却很少[1]。
1 常规站和自动站温湿度观测结果的异同
为使研究结论更具权威性，特选取会同站近几年间气象复杂程度高、对比观测资料尤其齐全的2010年观测资料作分析样本，并把日间（9：00和15：00）和夜晚（21：00和3：00）的风速和云量数据信息按照统一的标准进行分类：当风速≤1.5 m/s时为无风，风速≥3.5 m/s时有风；总云量 ≤1.8为无云，总云量≥7.9为有云。结果共获得温湿度样本643组。
1.1 均值及标准差分析
对2010年643组温湿度样本统计分析结果表明，白天时，不论什么天气状况，常规站的温湿度均值均小于自动站，有风有云都会使差值变小；夜晚时则不同，有风有云都会使温湿度差值减小，使得自动站温湿度都小于常规站。至于温湿度的标准差，不管是白天有风无云还是夜里无风有云，常规站的标准差值都大于自动站的标准差值[2]。以上信息可以表明：这2个观测站点的系统运行情况都比较正常。
1.2 温湿差频率分布
对2010年的643组温湿差数据资料进行处理分析表明，温湿差范围处于-1.50～0.85 ℃，其中处于±0.15 ℃之间的样本数据占75.1%，处于±0.25 ℃之间的样本数据占88.10%，差值0的样本数据分别为46.77%、19.81%、33.42%。由此可以看出，自动站和常规站正负温湿差分布趋于正态分布，数据基本上在可接受的范围内。
1.3 温湿差均值和标准差的不同
1.3.1 日变化。将2010年的643个温湿差数据按照观测时间9：00、15：00、21：00和3：00 4个时间段来归类，得出相关的均值和标准差。结果显示，均值随着时间的变化依次呈现从小大和从大小的规律性变化，正值都在白天，夜晚都是负值。标准差则随时间呈现从大小大小的规律性变化，而均值差异不明显，这表示2种站点的系统运行还算稳定。
1.3.2 年变化。把会同站2010年的温湿差信息按照月份排序，分别计算出月均值和月标准差。可以得出：温湿差月均值1—8月均为负值，9—12月均为正值。3—6月和9—11月温湿差均值变化则比较稳定，1、2、7月的变化最为激烈，这说明在应对复杂气象的能力上，2种站点的观测系统略显不同；另外，3、5、8、11、12月标准差偏大，说明这些月份温湿差分布差距明显。
2 差异原因分析
将643组数据划分为4个类别，即无风且无云220组、无风但有云271组、有风却无云43组、有风又有云89组，接着分别算出它们的温湿差均值和温湿差标准差。全部数据结果显示：温湿差均值和标准差分别为-0.007 7、0.549 ℃，温湿差均值和标准差均出现了从由小大，再由大小的规律。
2.1 观测原理和方法产生的不同
有风有云天气条件下，白天、夜晚和全天温湿差标准差表明，温湿差分布相对较为集中，并且白天气温湿度变化比夜晚强烈。有风有云天气下，其他因素影响最小，观测原理和数据采集方法导致了白天、夜晚和全天温湿差均值出现不同[3]。
2.2 阳光辐射程度导致的不同
当有风无云和有风有云天气时，阳光辐射引起白天、夜晚和全天温湿差均值之差和环境差异影响可忽略不计。阳光充足、无风时的温湿差使得全天温湿差均值很大。另外，白天、夜晚和全天标准差说明温湿差即使很大，但分布还是较为均匀，表明这2种站点观测系统的性能很可靠。
3 结论
（1）白天温湿差都>0，晚上温湿差都
（2）温湿差频率分布研究表明，正负温湿差近似服从正态分布，且差值基本可接受。
（3）温湿差均值日变化规律呈白天正值，夜晚负值，从大到小再到大分布；标准差值都很小，且遵从大小大
小的规律。
（4）研究结果显示，温湿差主要是由于站点观测原理手段、太阳辐射强度和空间地域环境等差异造成的。原理手段属于系统上的偏差，而太阳辐射强度偏差则具有很强的随机性。
4 参考文献
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【关键词】 中老年；男性；高血压；骨质疏松
作者单位：130011 吉林大学第四医院心内科 骨质疏松症(Osteoporosis，OP)是一种以骨量低下，骨微结构破坏，导致骨脆性增加，易发生骨折为特征的全身性骨病。该病可发生于不同性别和任何年龄，但多见于绝经后妇女和老年男性［1］。骨质疏松的发生随年龄的增加，成递增上升; 一旦发生骨质疏松性骨折，生存质量下降，出现各种并发症，可致残或致死。随着人口老龄化日趋明显，骨质疏松症及其并发症已成为一个社会性的健康问题而备受关注。而高血压病亦为老年男性多发病之一，有研究表明原发性高血压病与骨质疏松之间存在相关性［23］，本文旨在探讨中老年人群中高血压病与骨质疏松的关系。
1 资料与方法
11 一般资料 门诊患者206例，均为中老年男性，年龄58~78岁，除外糖尿病、甲状腺和甲状旁腺疾病、肾上腺疾病或慢性肾脏疾病、慢性肝病、各种癌症，亦无长期服用糖皮质激素、雌激素等影响骨代谢的药物史。其中高血压病患者115例(A组)，均符合高血压防治指南(2004修订版)之诊断标准，年龄58~77岁，平均(6487±341)岁；非高血压者91例(B组)，年龄59~78岁，平均(6555±399)岁。
12 方法 所有入选者均测量身高、体重、血压，计算体重指数，并应用美国Osteometer Medi Tech公司DTX200型双能X线BMD仪测量前臂骨密度值(BMD)。
13 判定标准 参照世界卫生组织(WHO)的诊断标准［1］，骨密度值低于同性别、同种族健康成人的骨峰值不足一个标准差属正常，降低1~25个标准差之间为骨量减少，降低程度大于等于25个标准差为骨质疏松；用TScore(T值)表示，即T值≥10为正常，T值于25~10为骨量减少，T值≤25为骨质疏松。
14 统计学方法 应用SPSS 130统计软件进行统计分析，结果以均数±标准差(x±s)表示。组间差异性检验用t检验及χ2检验，以P
2 结果
①两组年龄、体重指数比较差异无统计学意义(P>005)，见表1。②两组比较骨密度值差异有统计学意义(P
表1 两组年龄、体重指数、血压(x±s)
表2 两组骨密度、骨质疏松率3 讨论
骨质疏松症分为原发性和继发性二大类。原发性骨质疏松症又分为绝经后骨质疏松症(Ⅰ型)、老年性骨质疏松症(Ⅱ型)和特发性骨质疏松(包括青少年型)三类。绝经后骨质疏松症一般发生在妇女绝经后5～10年内；老年性骨质疏松症一般指老人70岁后发生的骨质疏松；而特发性骨质疏松主要发生在青少年，无明确的病因［1］。骨骼处于骨形成与骨吸收的动态平衡中，任何因素导致成骨细胞一破骨细胞失偶联，骨吸收超过骨形成，均可引起骨质疏松。雌激素可抑制破骨细胞的骨吸收，绝经期女性随年龄增长雌激素水平降低，骨消融增加，骨量也逐步丢失。随着年龄增高成骨细胞活性减弱，骨形成不足，骨吸收大于骨形成，骨小梁变细，为低转换型；其次，随着老龄化，肾功能减退，1α羟化酶活性减低，维生素D受体合成减少，肠钙吸收减少，甲状旁腺激素分泌增加及降钙素分泌减少也参与了老年骨质疏松的发生。男性随年龄增长骨量丢失与骨转换下降，骨吸收大于骨形成［7，10］。本文研究对象为中老年男性高血压患者，排除了绝经后骨质疏松症，研究结果显示合并原发性高血压的中老年男性发生骨质疏松的危险增加。可能原因为原发性高血压患者钙代谢紊乱，尿钙排泄增多，产生负钙平衡，引起钙激素水平改变，从而使骨骼脱钙，易发生骨质疏松［9］。
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[关键词] 可信性 统计 相对误差
一、问题的提出
企业统计表如工时报表，物资、能源消耗报表等，这些报表的主要用途除上报国家、省、市统计机关和企业上级主管部门外；一个很重要的用途是供企业各级决策部门编制下阶段计划时作为主要依据之一。对于单件、小批类生产的企业，情况更是如此；其技术指标变动频繁，而工时、材料定额的修改周期远满足不了计划周期的需要，故每生产一个新产品，只有参考近期相似完工产品的资料编制计划，才能最大限度的减少失误和避免延期交货。遗憾的是，笔者在企业的生产实践和调查中发现，这些厂家在利用过去的统计报表平衡任务之间的矛盾，并预测执行计划当中可能出现的问题时，常有很大的疑虑，从而影响计划的制定。显然，如实反映实际生产过程的工时报表，对以后编制计划，修订定额，都有重大意义；而“水份”过多的工时报表，只能起反作用。可见，原始统计报表可信与否，是科学编制计划，加强计划对生产的指导作用，落实责任制指标的关键；也是生产第一线深化改革，向管理要效益的关键。
二、相对误差的建立
下面仅以单件、小批类企业工时报表（简称工时报表）为例进行数理统计分析。
由于各种主、客观因素影响，工时报表的数值往往有某些出入。如果工时报表内数值有过大的误差，利用它就很难得出正确结论。因此，有必要找出一种分析方法，确认哪些工时报表是可用的，哪些是不可用的。对于误差很明显的工时报表，据经验可以否定其使用价值。但对于误差不明显的，则不能根据经验得出结论，需进行定量分析。
通常，基层统计员统计工作时，不论何时何地，其统计原则和基本方法是不变的。就是说，在正常情况下，其出现误差的情况应该是随机的，其统计值始终是围绕实际值或多或少的变值。换言之，如果我们建立：
则相对误差应符合正态分布。μ为相对误差平均值，σ为相对误差的标准差。对于正态分布的Y而言μ=1。
进行了上述处理后，可通过对一个变量数据变化的分析来衡量报表中各种不同变量的大量数值在总体上的可信程度。那么，当对工时报表的数值抽样进行假设检验后，就可判定工时报表的可信性及决定对编制计划是否可用。
三、原理
统计表中数据的误差分为两大类，一类是系统误差，表现为相对误差Y有规律的大于或小于1；另一类为随机误差，用相对误差标准差表示，记为σ。某一统计表，如果数据存在某种系统因素而导致误差，则数据总体的相对误差均值必然大于1或小于1。经抽样计算样本相对误差均值，根据数理统计中假设检验原理，可以对总体的相对误差均值是否为1进行判断，如果通过检验，认为没有系统误差。对于一个企业，应有一个稳定的统计系统，视其基础工作水平高低，对于某一个变量的统计数值，认可某一水平的总体相对误差标准差σ0。如果某一报表数据的相对误差标准差，小于σ0，则该报表数据的随机误差不大。如果报表数据的相对误差在均值和标准差两方面都通过检验，则认为该表可信。
四、计算举例
例：已知某工厂以往生产进度统计报表中，由于统计原则与方法相同，其数值的相对误差y服从正态分布。其中：相对误差均值μ=1；相对误差标准差σ=0.04。
今收到一批新表，从统计系统目前运行状态来看，其相对误差偏差不会有多大变化。现抽出10个样品。分别与该批报表形成过程中计调员实际监测到的数据中有关对应数值相对照，经初步计算，如下表所示。
统计表值与实测值对照表
问题1:新报表的相对误差均值μ与1有无显著性差异？
问题2:新报表的相对误差标准差σ与认可的数据0.04有无显著性差异？
求解：
1.检验均值
提出假设
H0:μ=1 H1:μ≠1
如果要求95%的可靠性，取α=0.05，查t分布表，得tα/2(10-1)= t0.05/2(9)=2.262。由样本数据计算相对误差的样本均值和相对误差的样本标准差s如下：
其中：
检验统计量为:t
由于t=0.207
2.检验标准差
如果样本标准差s小于σ0，则认为通过检验。例如本例的s小于0.04,即可认为σ不大于0.04;如果s明显大于σ0，则认为σ大于σ0，这两种情况都不必再进行如下检验了。只有当s略大于σ0时，才有必要进行下述检验。
提出假设：
H0:σ=0.04 H1:σ≠0.04
应用X2统计量
如果取显著性水平α=0.05，可查表得到两个邻界值：
和
且n=10，然后查表，得到：
X20.025(9)=19.023和X20.975(9)=2.7
显然：2.7
所以无理由拒绝H0，则应接受H0。
3.判断
因为μ与1和σ与0.04均无显著性差异，故该报表可信。
当某次检验结果证明报表存在显著性差异时，若能肯定计调员监测数据绝对可靠的话，则应当让统计系统返工，或判断该次统计报表作废，这样合格的报表就可以作为计划的科学依据了。
五、结论
本文针对企业统计表中的数据，提出相对误差的概念，通过对相对误差均值和标准差的假设检验，判断统计表的可信程度。并说明本方法在实际工作中的应用方法。
关键词 铅 孕产妇 胎儿 胎盘
doi:10.3969/j.issn.1007-614x.2009.01.049
铅是一种具有神经毒性的重金属元素，宫内铅暴露较之出生后铅暴露对儿童发育的影响更为重要［1］。所以研究孕期铅暴露对胎儿铅负荷的影响，可以为预防胎儿铅损害提供理论依据。对2007年在我院生产的孕产妇，进行血铅及其脐带血铅水平检测，并将检测结果进行统计学分析，现报告如下。
资料与方法
一般资料：本组资料均来自2007年在我院生产的孕产妇401例作为研究对象。入选标准为：孕龄37～42周，新生儿出生体重2500～4000g。排除标准为：双胎或多胎妊娠、妊高征、胎盘钙化Ⅲ°以上等情况。
方法：于生产前、后3天抽取孕产妇静脉血，在产时抽取脐带混合血，用EDTA2Na2抗凝，4℃低温保存，集中后用石墨炉原子吸收法测定血铅。储血及测试所用器皿均经无铅化处理，严格按照实验室操作规程操作，美国疾病控制中心全血标准物质作为质控。
统计学处理：数据分析经SPSS 12.0 for Windows 处理，孕产妇血铅与脐带血铅水平进行配对样本t检验、一元线性回归。计量资料以X±s表示。
结 果
孕产妇血铅水平及分布：401例孕产妇血铅最低值为9.1μg/L，最高值为139.5μg/L；均数为36.9μg/L，标准差为20.23μg/L；中位数为33.2μg/L，第25百分位和第75百分位分别为23.85μg/L和44.75μg/L。正态性检验表明，在α=0.05水准，可认为孕产妇血铅水平呈非正态分布，经对数转化后Statistic值0.038，P值0.174，服从正态分布。以下所有假设检验均采用对数转化后的血铅值。401例孕产妇血铅对数转化后最低值为0.96，最高值为2.14；均数为1.511，标准差为0.22；中位数为1.52，第25百分位和第75百分位分别为1.38和1.65。
脐带血铅水平及分布：401例新生儿脐血铅最低值为6.1μg/L，最高值为138.8μg/L；均数为27.8μg/L，标准差为21.4μg/L；中位数为22.5μg/L，第25百分位和第75百分位分别为14.6μg/L和32.6μg/L。正态性检验表明，在α=0.05水准，可认为脐带血铅水平呈非正态分布，经对数转化后Statistic值0.04，P值0.137，服从正态分布。以下所有假设检验均采用对数转化后的血铅值。401例新生儿脐血铅对数转化后最低值为0.79，最高值为2.14；均数为1.352，标准差为0.275；中位数为1.352，第25百分位和第75百分位分别为1.16和1.51。
孕产妇血铅水平与脐带血铅水平的差异性：Lg(孕产妇血铅)均数为1.511， Lg(脐带血铅) 均数1.352，两者相差0.159。采用配对样本t检验，t=18.075，P＜0.05，差别有统计学意义。可以认为孕产妇血铅水平比脐带血铅高。
孕产妇血铅与脐带血铅的相关关系：采用一元线性回归分析，回归方程为Lg(脐带血铅)=-0.099+0.769 Lg(孕产妇血铅)，该模型的方差分析结果表明，F值等于576，显著性概率P＜0.05，故在α=0.05水准可以认为该模型具有显著性。
讨 论
目前，铅对儿童健康的危害已引起社会的关注。胎儿出生前的一段时间中枢神经系统发育最迅速、也最易受损害。由于脐带血铅较少受外界因素的干扰，因此脐带血铅水平可以反映出生前宫内铅暴露的情况，脐带血铅水平作为反映胎儿时期铅暴露状况的指标已得到肯定并广泛应用。本组资料研究说明，孕产妇及脐带血铅均处于较低的水平。研究证实，铅对孕妇及胎儿的健康有很大的影响，铅中毒的治疗虽能降低体内铅负荷，以缓解或避免铅的毒性作用对人体的进一步损害，但不能逆转正在产生和已发生的神经毒性作用［2］。
本组资料研究中，401例孕产妇血铅与脐带血铅之间采用配对样本t检验，提示孕产妇血铅水平比脐带血铅高，且有统计学意义，说明胎盘对铅有一定的屏障作用，这与国内外的报道相一致。研究证实，胎盘对铅的屏障作用约为25%。也曾有报道，胎盘对铅的屏障作用为3.57%～46.24%［3］。由于胎盘对铅的屏障作用存在较大的个体差异，所以降低孕产妇的血铅才是减少胎儿宫内铅暴露的可靠途径。本组401例孕产妇血铅与脐带血铅之间采用一元线性回归分析，提示孕产妇血铅与脐带血铅呈正相关关系，说明铅能通过胎盘屏障进入胎儿体内。研究表明，在自然流产的胎儿脏器组织中，肝、肾、脑中均检测到铅，表明铅是能够通过胎盘屏障的［4］。相关研究提示，铅可能是通过单纯扩散由母体进入胎儿循环的，但确切的转运机制尚有待进一步阐明［5］。
参考文献
1 Maison-S Duclaux-R,Ferber-Viart-C,et al.Clinical interest of brainstem auditory evoked potentials in 72 children with inadequate language development.Int-J-Neurosci,1996,88(3-4)：261-72.
2 赵正言,孙云芳,杨茹来,等.婴幼儿血铅水平与锌铜钙镁相互关系的研究.中华儿科杂志,1998,36(9):560-561.
3 durska G，koziele C T，karakiew IC，et al.Evaluation of tramps placental gradient for cadmium and lead.Ginekol,2002,73(1):43-49.
