一、酸中毒和阴离子间隙的变化与肺炎呼吸衰竭合并心力衰竭的关系（论文文献综述）
中华医学会糖尿病学分会[1]（2021）在《中国2型糖尿病防治指南（2020年版）》文中提出随着国内外2型糖尿病的研究取得了重大进展, 获得了更多关于糖尿病及其慢性并发症预防、诊断、监测及治疗的循证医学新证据。中华医学会糖尿病学分会特组织专家对原有指南进行修订, 形成了《中国2型糖尿病防治指南（2020年版）》, 旨在及时传递重要进展, 指导临床。本指南共19章, 内容涵盖中国糖尿病流行病学、糖尿病的诊断与分型、2型糖尿病的三级预防、糖尿病的筛查和评估、糖尿病的教育和管理、2型糖尿病综合控制目标和高血糖的治疗路径、医学营养、运动治疗和体重管理、高血糖的药物治疗、糖尿病相关技术、糖尿病急性和慢性并发症、低血糖、糖尿病的特殊情况、代谢综合征和糖尿病的中医药治疗等。本指南的颁布将有助于指导和帮助临床医师对2型糖尿病患者进行规范化综合管理, 改善中国2型糖尿病患者的临床结局。
刘百求[2]（2021）在《呼吸衰竭患者发生心搏骤停风险模型的构建》文中研究说明【背景】呼吸衰竭（RF）是临床常见的危重症,由肺内、外各种原因,通常是构成呼吸系统驱动、气体传导、胸廓运动、肺泡结构以及血液携带氧的能力等某一个或某几个成分存在疾患引起的肺通气和（或）换气功能严重障碍,以致不能进行有效的气体交换,产生严重缺氧（或）伴高碳酸血症,从而引起一系列生理功能和代谢紊乱的临床综合征。呼吸衰竭患者若严重缺氧或二氧化碳潴留可直接抑制心血管中枢或心肌,导致心搏骤停（CA）。在院内心搏骤停（IHCA）病因中,呼吸源性占比较大,达到15%～40%。目前关于呼吸衰竭患者发生院内心搏骤停的流行病学资料尚未见报道。建立呼吸衰竭住院患者发生心搏骤停的风险模型,对改善患者的预后、降低病死率有重要的意义。【目的】分析呼吸衰竭患者发生院内心搏骤停的影响因素,建立呼吸衰竭住院患者发生心搏骤停的风险模型,为临床及时发现心搏骤停的呼吸衰竭高危患者提供参考依据。【方法】选取上海市某医院出院日期为2009年6月4日至2020年10月24日符合入排标准的呼吸衰竭患者,采用横断面研究回顾性收集患者的资料,数据以简单随机抽样法按7:3划分为训练集与验证集,按是否发生IHCA分为心搏骤停组、非心搏骤停组。训练集各变量先进行单因素分析,将单因素分析中P<0.05的因素纳入二元非条件logistic回归分析中,根据赤池信息准则（AIC）选择最优回归模型。以最优模型建立列线图,用该模型在验证集中进行受试者工作特征曲线（ROC）分析。【结果】1.出院日期为2009年6月4日至2020年10月24日间符合纳入条件的呼吸衰竭患者1103例,其中符合排除标准的患者共424例,本研究最终纳入679例RF患者,其中115例发生IHCA,21例自主循环恢复（ROSC）。呼吸源性病因导致的呼吸衰竭占85.27%（579/679）。RF患者的住院科室分布为急诊科41.68%（283/679）、呼吸内科35.49%（241/679）、风湿免疫科7.66%（52/679）、心内科5.74%（39/679）、其它科室9.43%（64/679）。RF患者IHCA发生率为16.94%（115/679）,自主循环恢复率为18.26%（21/115）。RF治疗的中位时间约为9天,IHCA发生的中位时间为病程的第3天,80%以上病人IHCA发生在病程的8天内。2.符合入排标准的Ⅰ、Ⅱ型呼吸衰竭患者分别为332、347例。Ⅰ、Ⅱ型RF患者两组资料比较,Ⅰ型RF患者的年龄较小（64.79±16.18岁vs 72.07±12.72岁,t=-6.530,P<0.001）、不易合并慢性阻塞性肺疾病（COPD）（9.64%vs 49.28%,?2=127.211,P<0.001）、更易合并结缔组织病（17.77%vs 2.31%,?2=45.629,P<0.001）、动脉血氧分压（Pa O2,mm Hg）较低[52.85（47.73,56.93）vs69.20（56.20,91.40）,Z=-13.408,P<0.001]、意识清醒者较多（83.13%vs 76.08%,?2=5.182,P=0.023）。Ⅰ型RF患者的住院科室构成:急诊科40.96%、呼吸内科29.52%、风湿免疫科14.76%、心内科2.71%、其他科室12.05%,Ⅱ型RF患者的住院科室构成:急诊科42.36%、呼吸内科41.21%、风湿免疫科0.86%、心内科8.65%、其他科室6.92%,两型呼衰患者的住院科室构成有统计学差异（?2=64.530,P<0.001）。Ⅰ型RF患者的辅助吸氧方式构成:无吸氧15.06%、鼻导管56.93%、面罩11.45%、无创机械通气4.52%、有创机械通气12.05%,Ⅱ型RF患者的辅助吸氧方式构成:无吸氧5.76%、鼻导管56.77%、面罩6.63%、无创机械通气8.36%、有创机械通气22.48%,两型呼衰患者的辅助吸氧方式构成有统计学差异（?2=33.088,P<0.001）。Ⅰ、Ⅱ型RF患者两组在治疗时间（天）[9.28（4.92,15.97）vs9.54（4.67,15.63）,Z=-0.123,P=0.902]、性别构成（男）（57.23%vs 61.38%,?2=1.214,P=0.271）、IHCA发生率（19.58%vs 14.41%,?2=3.222,P=0.073）上的差异无统计学意义。Ⅰ型RF患者的呼吸衰竭病因构成:呼吸源性82.83%、心源性1.20%、其他15.96%,Ⅱ型RF患者的呼吸衰竭病因构成:呼吸源性87.61%、心源性2.02%、其他10.37%,两型呼衰患者的呼吸衰竭病因构成间的差异无统计学意义（?2=5.189,P=0.075）。3.IHCA患者中首次监测心律（IR）类型表现为室颤（VF）/无脉室速（PVT）的占3.48%（4/115）,无脉性电活动（PEA）/心动过缓（BC）为33.04%（38/115）,心室停顿（ASY）为17.39%（20/115）,其他占46.09%（53/115）。Ⅰ型呼吸衰竭发生IHCA患者的首次监测心律类型构成:VF/PVT1.54%、PEA/BC35.38%、ASY18.46%、其他44.62%,Ⅱ型呼吸衰竭发生IHCA患者的首次监测心律类型构成:VF/PVT6.00%、PEA/BC30.00%、ASY16.00%、其他48.00%,两类患者首次监测心律类型构成间的差异无统计学意义（?2=2.034,P=0.565）。Ⅰ、Ⅱ型呼吸衰竭发生IHCA患者的ROSC率间的差异无统计学意义（21.54%vs 14.00%,?2=1.076,P=0.300）。4.符合入排标准的心搏骤停组、非心搏骤停组患者分别为115、564例。心搏骤停、非心搏骤停两组资料比较,心搏骤停组患者的年龄较大（71.63±15.77岁vs67.87±14.72岁,t=-2.462,P=0.014）、治疗时间（天）较短[3.26（1.20,3.26）vs10.46（6.09,17.79）,Z=-9.514,P<0.001]、年龄校正查尔森合并症指数（a CCI）评分较高[5.00（3.00,6.00）vs 4.00（3.00,5.00）,Z=2.305,P=0.021]、更易合并陈旧性心肌梗死（4.35%vs 1.24%,?2=3.671,P=0.021）、更易合并心力衰竭（39.13%vs 27.30%,?2=6.448,P=0.011）、不易合并COPD（11.30%vs 33.69%,?2=22.835,P<0.001）、更易合并中度和重度慢性肾脏疾病（8.70%vs 3.55%,?2=5.998,P=0.014）、动脉血乳酸（LAC,mmol/L）较高[2.45（2.00,3.40）vs 2.10（1.50,2.48）,Z=5.972,P<0.001]、动脉血氧饱和度（Sa O2,%）较低[88.25（81.60,94.00）vs 90.50（86.00,94.20）,Z=-2.494,P=0.013]、动脉血实际碳酸氢盐（AB,mmol/L）较低[24.90（21.70,30.40）vs29.10（24.40,35.70）,Z=-5.148,P<0.001]、动脉血标准碳酸氢盐（SB,mmol/L）较低[24.20（21.30,28.40）vs 27.23（24.20,30.70）,Z=-5.252,P<0.001]、动脉血二氧化碳分压（Pa CO2,mm Hg）较低[44.30（35.90,55.30）vs 50.70（37.30,62.70）,Z=-2.601,P=0.010]、体温（℃）较高[36.80（36.40,37.70）vs 36.50（36.25,37.00）,Z=4.184,P<0.001]、心率（次/分）较快[109.00（91.00,124.00）vs 88.00（77.50,102.00）,Z=7.552,P<0.001]、呼吸频率（次/分）较快[24.00（20.00,31.00）vs 20.00（18.00,22.00）,Z=6.560,P<0.001]、收缩压（mm Hg）较低[120.00（100.00,140.00）vs129.00（117.50,143.00）,Z=-3.293,P=0.001]、舒张压（mm Hg）较低（69.36±16.77 vs74.52±12.66,t=3.120,P=0.002）、意识不清者比例较大（43.48%vs 15.78%,?2=45.013,P<0.001）、血白细胞计数（×109/L）较高[11.82（8.26,16.91）vs9.81（7.06,11.83）,Z=4.378,P<0.001]、血红细胞计数(×1012/L)较低[3.80（3.04,4.17）vs 3.96（3.62,4.47）,Z=-4.408,P<0.001]、血总胆红素（μmol/L）较高[15.00（9.30,16.70）vs 11.65（7.80,16.03）,Z=2.662,P=0.008]、血肌酐（μmol/L）较高[94.00（61.00,127.00）vs 69.00（54.00,95.50）,Z=4.710,P<0.001]、血钾（mmol/L）较高[4.00（3.80,4.50）vs 3.98（3.60,4.30）,Z=2.453,P=0.014]、血白蛋白（g/L）较低[31.00（27.00,33.00）vs 32.36（30.00,36.00）,Z=-3.678,P<0.001]、血前白蛋白（mg/L）较低[103.00（71.00,134.84）vs 134.84（100.00,169.50）,Z=-5.765,P<0.001]、血谷草转氨酶（U/L）较高[46.00（23.00,72.36）vs 29.00（19.00,61.50）,Z=3.946,P<0.001]。心搏骤停组的辅助吸氧方式构成:无吸氧3.48%、鼻导管42.61%、面罩19.13%、无创机械通气8.70%、有创机械通气26.09%,非心搏骤停组的辅助吸氧方式构成:无吸氧11.70%、鼻导管59.75%、面罩6.91%、无创机械通气6.03%、有创机械通气15.60%,两组间的差异有统计学意义（?2=19.407,P<0.001）。心搏骤停、非心搏骤停患者在性别构成（男）（61.74%vs 58.87%,?2=0.327,P=0.567）、体重指数（BMI,Kg/m2）[21.97（19.53,24.97）vs22.49（19.95,25.37）,Z=-1.468,P=0.142]、消化性溃疡（1.74%vs 1.06%,?2=0.019,P=0.629）、慢性肝脏疾病（0.87%vs 1.77%,?2=0.087,P=0.701）、周围血管疾病（1.74%vs 1.60%,?2=0.000,P=1.000）、痴呆（2.61%vs 0.89%,?2=1.179,P=0.139）、结缔组织病（10.43%vs 9.75%,?2=0.050,P=0.823）、血氢离子浓度指数（PH）[7.39（7.30,7.46）vs 7.40（7.35,7.45）,Z=-1.402,P=0.161]、血阴离子间隙（AG,mmol/L）[16.60（13.10,20.30）vs 15.80（12.80,18.85）,Z=1.787,P=0.074]、Pa O2（mm Hg）[55.10（47.20,72.20）vs 57.10（49.70,69.40）,Z=-1.171,P=0.242]、血小板计数（×109/L）[199.48（107.00,249.00）vs 199.48（140.00,247.00）,Z=-1.273,P=0.204]、血钠（mmol/L）[140.79（137.00,145.00）vs 140.79（138.00,144.00）,Z=-0.048,P=0.962]、血球蛋白（g/L）[28.41（24.00,33.00）vs 28.41（25.00,31.00）,Z=-0.286,P=0.775]、血谷丙转氨酶（U/L）[29.00（17.00,58.94）vs 25.00（15.00,57.50）,Z=1.883,P=0.060]、血氯（mmol/L）[100.18（96.00,105.00）vs100.18（97.00,103.00）,Z=1.764,P=0.078]上的差异无统计学意义。心搏骤停组呼吸衰竭病因构成:呼吸源性81.74%、心源性2.61%、其他15.65%,非心搏骤停组呼吸衰竭病因构成:呼吸源性85.99%、心源性1.42%、其他12.59%,两组呼衰病因构成间的差异无统计学意义（?2=1.103,P=0.294）。心搏骤停组脑血管疾病构成:无脑血管病83.48%、轻度或无后遗症9.57%、偏瘫6.96%,非心搏骤停组脑血管疾病构成:无脑血管病85.46%、轻度或无后遗症10.46%、偏瘫4.08%,两组脑血管疾病构成间的差异无统计学意义（?2=0.909,P=0.340）。心搏骤停组糖尿病构成:无糖尿病73.91%、有糖尿病无器官功能损害25.22%、有糖尿病有器官功能损害0.87%,非心搏骤停组糖尿病构成:无糖尿病79.96%、有糖尿病无器官功能损害18.62%、有糖尿病有器官功能损害1.42%,两组糖尿病构成间的差异无统计学意义（?2=1.442,P=0.230）。心搏骤停组恶性肿瘤构成:无肿瘤83.48%、肿瘤未转移13.04%、肿瘤转移3.48%,非心搏骤停组恶性肿瘤构成:无肿瘤88.12%、肿瘤未转移8.69%、肿瘤转移3.19%,两者间的差异无统计学意义（?2=1.167,P=0.280）。5.根据AIC,训练集的最优logistic回归模型需纳入a CCI单项和动脉血实际碳酸氢盐,该模型示:年龄（岁）（OR=1.025,95%CI:1.007?1.043,P=0.006）、有心力衰竭（OR=2.196,95%CI:1.265?3.836,P=0.005）、有COPD病史（OR=0.233,95%CI:0.106?0.476,P<0.001）、动脉血实际碳酸氢盐（mmol/L）（OR=0.942,95%CI:0.898?0.985,P=0.010）、血阴离子间隙（mmol/L）（OR=0.946,95%CI:0.897?0.995,P=0.038）、心率（次/分）（OR=1.028,95%CI:1.016?1.041,P<0.001）、呼吸频率（次/分）（OR=1.077,95%CI:1.037?1.120,P<0.001）、收缩压（mm Hg）（OR=0.973,95%CI:0.961?0.985,P<0.001）、意识状态不清（OR=2.319,95%CI:1.343?3.986,P=0.002）、血肌酐（μmol/L）（OR=1.003,95%CI:1.001?1.005,P=0.010）、血前白蛋白（mg/L）（OR=0.994,95%CI:0.988?0.998,P=0.010）是RF患者发生IHCA的影响因素。其回归方程为:ln（P/1-P）=-3.6359+0.0245×年龄+0.7868×心力衰竭-1.4584×COPD病史-0.0602×动脉血实际碳酸氢盐-0.0553×血阴离子间隙+0.0277×心率+0.0742×呼吸频率-0.0272×收缩压+0.8410×意识不清+0.0027×血肌酐-0.0065×血前白蛋白。6.根据最优logistic回归模型结果建立列线图,该模型经外部验证的AUC为0.878（95%CI:0.822?0.934,P<0.001）,灵敏度为43.33%,特异度为96.02%,阳性预测值为65.00%,阴性预测值为90.86%。【结论】1.RF病因以呼吸源性为主,占80%以上。Ⅰ、Ⅱ型呼吸衰竭病人数相当,其病因构成无明显差异。RF患者IHCA发生率较高,约17%,Ⅰ、Ⅱ型呼吸衰竭IHCA的发生率无明显差异。RF发生IHCA患者首次监测心律示可除颤心律（SR）比例较小,不到5%,Ⅰ、Ⅱ型呼吸衰竭IHCA的首次监测心律类型构成无明显差异。呼吸衰竭IHCA患者的ROSC率不高,不到20%,Ⅰ、Ⅱ型呼吸衰竭IHCA的ROSC率无明显差异。RF患者在治疗的8天内应高度警惕IHCA的发生。2.年龄、心力衰竭、COPD病史、动脉血实际碳酸氢盐、动脉血阴离子间隙、心率、呼吸频率、收缩压、意识状态、血肌酐、血前白蛋白是呼吸衰竭发生IHCA的影响因素,其中年龄、有心力衰竭、心率、呼吸频率、意识不清、血肌酐是危险因素,有COPD病史、动脉血实际碳酸氢盐、动脉血阴离子间隙、收缩压、血前白蛋白是保护因素。3.所建模型对于RF患者发生IHCA的AUC为0.878,具有较好的分辨力,有一定的临床应用价值。
中华医学会糖尿病学分会[3]（2021）在《中国2型糖尿病防治指南（2020年版）》文中研究指明随着国内外2型糖尿病的研究取得了重大进展,获得了更多关于糖尿病及其慢性并发症预防、诊断、监测及治疗的循证医学新证据。中华医学会糖尿病学分会特组织专家对原有指南进行修订,形成了《中国2型糖尿病防治指南（2020年版）》,旨在及时传递重要进展,指导临床。本指南共19章,内容涵盖中国糖尿病流行病学、糖尿病的诊断与分型、2型糖尿病的三级预防、糖尿病的筛查和评估、糖尿病的教育和管理、2型糖尿病综合控制目标和高血糖的治疗路径、医学营养、运动治疗和体重管理、高血糖的药物治疗、糖尿病相关技术、糖尿病急性和慢性并发症、低血糖、糖尿病的特殊情况、代谢综合征和糖尿病的中医药治疗等。本指南的颁布将有助于指导和帮助临床医师对2型糖尿病患者进行规范化综合管理,改善中国2型糖尿病患者的临床结局。
中华医学会糖尿病学分会[4]（2021）在《中国2型糖尿病防治指南（2020年版）》文中认为随着国内外2型糖尿病的研究取得了重大进展,获得了更多关于糖尿病及其慢性并发症预防、诊断、监测及治疗的循证医学新证据。中华医学会糖尿病学分会特组织专家对原有指南进行修订,形成了《中国2型糖尿病防治指南（2020年版）》,旨在及时传递重要进展,指导临床。本指南共19章,内容涵盖中国糖尿病流行病学、糖尿病的诊断与分型、2型糖尿病的三级预防、糖尿病的筛查和评估、糖尿病的教育和管理、2型糖尿病综合控制目标和高血糖的治疗路径、医学营养、运动治疗和体重管理、高血糖的药物治疗、糖尿病相关技术、糖尿病急性和慢性并发症、低血糖、糖尿病的特殊情况、代谢综合征和糖尿病的中医药治疗等。本指南的颁布将有助于指导和帮助临床医师对2型糖尿病患者进行规范化综合管理,改善中国2型糖尿病患者的临床结局。
马德胜[5]（2021）在《血清阴离子间隙对脓毒症患者预后的临床价值》文中认为目的探索血清阴离子间隙（AG）对脓毒症患者预后的评估价值,以期提高临床医师对脓毒症患者的预后评估能力。方法注册完成相关伦理课程后取得重症监护医学数据库（MIMIC-III）的权限,采用结构化查询语言（SQL）提取符合脓毒症3.0诊断标准的患者相关资料。以患者28天死亡率为主要临床结局指标,90天死亡率、院内死亡率、ICU死亡率、住院时间和入住ICU时间为次要临床结局指标。所有研究对象,根据入院后首次测得AG值以四分位间距分为四组,比较四组患者的基线数据,并评估各组AG与临床结局指标的关系。其次使用Kaplan-Meier生存曲线和Cox回归预测曲线探索各组患者与28天死亡率的关系,并用Log-rank检验评估生存差异,为校正潜在的混杂因素,建立不同的Cox风险回归模型进行多因素回归分析。此外用受试者工作特征曲线（ROC）下面积评估AG对脓毒症患者28天死亡率的预测值,并用临床已明确有价值的指标做对比。最后通过亚组分析探索AG与其他变量在脓毒症患者28天死亡率的相关性。结果1.根据纳入和排除标准,总共有10175例患者符合标准,所有患者按AG值分组后分别为Q1（AG<12,n=2208）、Q2（12≤AG<14,n=2313）、Q3（14≤AG<16,n=2389）和Q4（AG≥16,n=3265）。结果发现,随着AG的增加,从Q1至Q4组,在28天死亡率（12.3%vs 14.2%vs 16.5%vs 25.6%,P<0.001）、90天死亡率（20.6%vs 23.9%vs 25.4%vs 36.0%,P<0.001）、院内死亡率（11.3%vs 13.6%vs 15.0%vs 23.5%,P<0.001）、ICU死亡率（7.6%vs 8.8%vs 10.0%vs 16.8%,P<0.001）和入住ICU时间（2.89 vs 2.91 vs 2.87 vs3.15,P<0.001）上均有显着性差异,但在住院时间（10.50 vs 9.98 vs 9.86 vs 10.04,P=0.241）上未有差异。2.在AG对脓毒症患者28天死亡率的Kaplan-Meier生存曲线分析中发现,随着患者AG值的增大,患者住院时间越长,生存率越低,Log-rank检验提示有显着的生存差异（P<0.001）,并与Cox回归预测曲线高度重合。另外在不同的Cox回归模型中发现,以Q1为参照组,在模型1中（未校正）,Q2-Q4的HR值从1.16（95%CI:0.98-1.36）上升到2.26（95%CI:1.97-2.60）;在模型2中（校正了年龄、性别）,HR值从1.14（95%CI:0.97-1.34）上升到2.26（95%CI:1.97-2.60）;在模型3中（模型2基础上调整了心率、血压、血肌酐、血钾、SOFA评分等）,HR值从1.09（95%CI:0.92-1.28）上升到1.61（95%CI:1.38-1.88）,虽然HR值有所下降,但仍有显着差异性（P<0.001）。3.AG、SAPSII、SOFA、Scr、RDW在脓毒症患者28天死亡率时ROC曲线下面积分别为0.609、0.726、0.656、0.600、0.619,与AG相比,SAPSII、SOFA具有更好的临床价值（P<0.001）,而和RDW、Scr相比,并无显着性差异（P=0.071）。4.亚组分析时发现,随着AG的升高,在脓毒症患者收缩压<115mm Hg、合并充血性心力衰竭、PT≥14s、Scr≥1.1mg/dl、SOFA评分≥5分等人群中28天死亡率更高。结论AG可能是预测脓毒症患者短期预后的一个有效指标,与RDW、Scr具有相同的临床价值,另外随着AG的升高,在脓毒症患者收缩压<115mm Hg、合并充血性心力衰竭、Scr≥1.1mg/dl、SOFA≥5分等人群中28天死亡率更高。
李国荣[6]（2021）在《血乳酸检测在治疗急性心肌梗死合并心力衰竭患者中的临床意义》文中认为急性心肌梗死（AMI）合并急性心力衰竭（AHF）作为临床危重症,死亡风险高,临床治愈率低。对于医务工作者而言,准确地判断此类患者的临床状态及预估患者的预后水平,非常重要。动脉血乳酸（LA）作为组织灌注的重要标志物,其评估AMI合并AHF患者的病情严重程度及预后的能力需待临床研究验证。目的探究在评估AMI合并AHF患者的病情严重程度及预后上,血LA浓度所发挥的临床价值。方法本研究选取2018年9月至2020年9月就诊于沈阳医学院附属第二医院的AMI合并AHF患者101例。每例患者均采集入院时动脉血LA,根据血LA浓度将患者分为两组:LA升高组（≥2mmol/L）和LA正常组（<2mmol/L）。其中LA升高组57例,LA正常组44例。将两组患者的一般基线资料,例如:年龄、性别、吸烟史、高血压病病史、糖尿病病史、有无房颤、有无肺部感染等进行比较。分别收集两组患者的其他临床资料,如:收缩压、舒张压、心率、红细胞、血红蛋白、白细胞、血小板、C反应蛋白、钾离子浓度、血糖、甘油三酯、总胆固醇、低密度脂蛋白、p H值、二氧化碳分压、血氧分压、实际碳酸氢盐、标准碳酸氢盐、标准剩余碱、阴离子间隙、Killip分级、AMI类型、冠脉血管病变支数、肌钙蛋白T、B型脑钠肽（BNP）、天门冬氨酸氨基转移酶（AST）、丙氨酸氨基转移酶（ALT）、γ-谷氨酰转肽酶、血白蛋白、总胆红素、尿素、肌酐、肾小球滤过率、左室射血分数（LVEF）、左心房内径（LAD）、左心室舒张末期内径（LVEDd）、住院天数等,并进行两组间比较。将收集的所有数据用SPSS 23软件包进行分析。先用柯尔莫戈洛夫-斯米诺夫（Kolmogorov-Smirnov）检验对连续型数据做正态性检验。若数据为正态分布计量资料则用平均值±标准差（?X±S）表示,其中表现为方差齐性者在进行两组均数比较过程中运用t检验,而方差不齐者则运用t’检验。对于非正态分布的计量资料用中位数（M）和四分位数间距（IQR）表示,运用秩和检验进行两组间比较。计数资料用率n（x%）表示,采用?2检验进行两组率的比较。行Logistic回归分析AMI合并AHF患者动脉血LA浓度的影响因素,以接收者工作特征曲线即ROC曲线评估Logistic回归模型的效能。绘制Kaplan-Meier生存曲线进行两组生存分析。以P<0.05为差异有统计学意义。结果1.两组患者在性别组成、年龄、高血压病病史、糖尿病病史、吸烟史、合并肺部感染、合并房颤及killip分级上的差异均无统计学意义。2.LA升高组相比于LA正常组:心率、红细胞浓度、白细胞浓度、血钾浓度、阴离子间隙、天冬氨酸氨基转移酶、丙氨酸氨基转移酶、院内死亡事件发生率均较高。血Ph值、动脉血二氧化碳分压、实际碳酸氢盐、标准碳酸氢盐、标准剩余碱均较低。P<0.05,差异具有统计学意义。3.把可能影响AMI合并AHF患者血LA浓度的相关因素进行单因素分析后,将其中具有统计学差异的13个变量进行多因素Logistic回归分析。引入变量的检验水准α=0.05,得出入选模型的因素有3个,分别是:红细胞浓度（OR=0.397,95%CI:0.1660.946,P=0.037）、丙氨酸氨基转移酶（OR=0.992,95%CI:0.9781.006,P=0.000）及阴离子间隙（OR=0.556,95%CI:0.4280.722,P=0.000）。4.绘制ROC曲线,分析结果显示,红细胞与LA浓度的曲线下面积为0.637（95%CI:0.5270.746,P=0.019）,丙氨酸氨基转移酶与LA浓度的曲线下面积为0.743（95%CI:0.6470.839,P=0.000）,阴离子间隙与LA浓度的曲线下面积为0.893（95%CI:0.8340.953,P=0.000）,均有统计学意义。红细胞与LA浓度的最佳截断值为3.85×1012/L,敏感度为0.684,特异性为0.614,约登指数为0.298。丙氨酸氨基转移酶与LA浓度的最佳截断值为26.85U/L,敏感度为0.702,特异性为0.705,约登指数为0.407。阴离子间隙与LA浓度的最佳截断值为16.05mmol/L,敏感度为0.807,特异性为0.864,约登指数为0.671。5.绘制Kaplan-Meier生存曲线,通过结果可知:LA升高组的生存分析时间平均值为19天（95%CI:14.75723.459）,LA正常组生存分析时间的平均值为35天（95%CI:28.48841.640）。生存分析函数曲线结果显示LA升高组生存时间明显低于LA正常组。结论1.AMI合并AHF患者中LA浓度升高者心率、红细胞浓度、白细胞浓度、血钾浓度、阴离子间隙、天冬氨酸氨基转移酶、丙氨酸氨基转移酶及院内死亡事件发生率均较高;而血Ph值、动脉血二氧化碳分压、实际碳酸氢盐、标准碳酸氢盐及标准剩余碱均较低。2.红细胞浓度、丙氨酸氨基转移酶、阴离子间隙是AMI合并AHF患者血LA浓度的独立保护因素。3.红细胞浓度、丙氨酸氨基转移酶、阴离子间隙均对AMI合并AHF患者的血LA浓度具有预测价值。其中阴离子间隙的敏感度和特异性均较高,具有很高的预测价值。4.在AMI合并AHF患者中,LA浓度升高组相较于LA浓度正常组生存时间更短,死亡风险更高。
加倩[7]（2020）在《基于医疗大数据对运气交接节气的探索》文中研究表明目的:基于北京市全部急诊医保病例统计资料,比较大寒急诊患者的禀赋特点、疾病特点与前一年六之气（大雪、冬至、小寒）及后一年初之气（立春、雨水、惊蛰）的相似性,及大寒是否新出现与后一年运气相应的疾病,从而验证运气交接节气为大寒或立春。方法:本研究采用回顾性研究方法,分为禀赋特点分析与疾病特点分析两个角度。禀赋特点分析亦分为两部分:一部分为患者禀赋构成比较,以北京市2014-2018年的大寒及其前后3节气的全部急诊医保统计资料,计算各时间段内全部患者禀各岁运各客气的急诊人次及占比,代表该时间段的10岁运禀赋构成及12客气禀赋构成,通过曼哈顿距离（差的绝对值之和）比较大寒急诊患者的禀赋构成与其前3节气及后3节气急诊患者的相似性大小,若大寒与其前3节气的曼哈顿距离小于大寒与其后3节气的曼哈顿距离,说明大寒患者的禀赋特点与其前3节气更接近,即于大寒时运气并未转换交接,则立春应为运气交接节气,反之则大寒应为运气交接节气;另一部分为高发与低发禀赋变化的比较,即将各节气内10岁运及12客气各禀赋的急诊人次按从高到低排序,通过各节气急诊人次较高与较低的禀赋发生变化的节点判断运气交接节气。疾病特点分析以北京市2015年1月20日-2020年1月19日5年全部急诊医保统计资料,根据当年的总医保人数,计算各疾病在各节气的发病率,与各疾病120个节气的平均发病率相比较得到高发疾病;进而将5年同节气重复出现的高发疾病视为该节气的反复高发疾病;在各年各节气高发疾病中去除该节气于5年中的反复高发疾病,即去除节气因素对疾病的影响,以表示该节气客运客气影响下的高发疾病,结合临床经验及中医典籍,分析比较2016-2019年大寒及其前后3节气高发疾病相似性,及大寒的高发疾病特点是否更符合下一年的运气特点,进而判断运气交接节气。结果:禀赋特点分析结果显示2014-2018年大寒不论男性女性患者均与其后一年初之气的曼哈顿距离更小,即大寒与后一年初之气各禀赋构成的相似性更高;同时各节点不论男性与女性患者均于大寒开始出现与后一年初之气相同/相近的高发及低发禀赋的变化,且符合在某岁运、客气当令时,该岁运、客气禀赋为低发禀赋,而太少相反的岁运、司天在泉相反或阴阳五行属性相反的客气则为高发禀赋这一大体规律。疾病特点分析的结果亦显示各个大寒的疾病特点更符合后一年初之气的运气相应疾病特点,出现典型的与后一年初之气运气相应的疾病群。故本研究结果支持大寒为运气交接节气。结论:本研究利用目前较为丰富的医疗大数据及规范统计学分析方法验证五运六气的交接节气,为运气交接时刻的争议提供临床数据支持,开拓五运六气周期的验证性研究,为运气起始时刻的研究提供新思路;尚可为疾病与五运六气理论的印证提供临床依据,深化五运六气理论的内涵,并为疾病预测、治未病提供指导,具有重要理论价值和临床意义。
蒋暑雨[8]（2020）在《二十四节气对北京地区急诊病种的选择研究》文中提出目的:依据北京市所有医院的全部急诊医保病例统计资料,得出二十四节气各节气易于每年发作的高危疾病,为临床预测、防治疾病提供依据,并与《素问·脉解篇》相关论述对比、印证,为探索各节气气化特点及对人体气化影响的规律提供依据。方法:据2015至2019年120个节气间同疾病急诊率的比较,得到各年各节气高于120个节气的平均急诊率的疾病作为此年此节气易发疾病,及低于平均急诊率的疾病作为此年此节气不易发疾病,再将高于平均急诊率1.5倍的易发疾病单独分出,依此找出5年内在相同节气反复出现的易发疾病作为1.5倍选择标准下年年或多数年于此节气易发的疾病,此即因此节气的气化特点所导致的高危疾病。≥1.5倍选择标准下高危疾病的具体确定方法为:针对每一种疾病,若在5年中相同的节气内作为≥1.5倍易发出现≧3次,或作为易发出现2次而另外3次都>1倍提示易发倾向,认为该疾病为该节气易于每年发作的高危疾病。同法得某节气每年不易发疾病。结果:1.在≥1.5倍选择标准下男女各节气反复易发疾病详见论文正文。依此可见,男女呼吸系统疾病在冬季的节气即立冬～冬至较易发,消化系统疾病及肠道传染病在小满～处暑即夏秋季易发,一氧化碳中毒见于小雪～惊蛰,中暑见于小满～立秋。这些结果与常识性事实及各科教科书中所提供的疾病临床流行病学调查资料基本吻合,说明本研究在数据采集、统计学分析方法方面是无误的,结果是可信的,1.5倍的选择标准初步看来能满足本研究的需要。2.对照《素问·脉解篇》对立春雨水、清明谷雨、芒种夏至、立秋处暑、寒露霜降、大雪冬至六个月节气为代表的三阴三阳病的论述,本研究在1.5倍的选择标准下得到的反复易发疾病也能与之达到较高的符合度:正月立春雨水太阳病月份,易发病为呼吸系统疾病、腰臀痛等太阳经部位病症、上实下虚之瘖啡失语、狂证等;三月清明谷雨厥阴病月份,易发病为阴囊肿物、咽喉不适等厥阴肝经病症,及阳气振发而不畅之腰脊痛病症;五月芒种夏至阳明病月阳盛之阴/一阴来复、阳明闭郁,易发病为胃肠道疾病、阳盛于上而邪并于外之躁狂、心神阳气突伤之惊恐障碍、焦虑性抑郁,及阳伤水停之下肢水肿、哮喘等病症;七月立秋处暑少阴病月,阳杀于外、阴气盛于下,易发病为腰部、下腹部疾病、厌食、肝胆病、视力视觉障碍类、肺水肿喘咳、心律失常等病症;九月寒露霜降少阳病月,少阳不伸,易发病见肋软骨痛、肋间神经痛、多部位关节病、心脑血管病、高血压、肝胆疾病及消化道溃疡等;十一月大雪冬至太阴病月,脾运受抑,易发病为腹胀呕吐类消化系统、泌尿及代谢类病症等。本研究结果中,各个节气的易发疾病全面、广泛,疾病种类细致,对《素问·脉解篇》的论述既有印证又有拓展,且与现代医学相结合,更利于临床实用与进一步开展相关的中西医结合研究。3.上述结果证明了本研究的可信度的同时,所呈现的各个节气的易发疾病可以作为临床预测、预防、诊治疾病的有效参考,在与经典得到了相互印证的同时,也在一定程度上弥补了经典中未论述到的节气的致病特点的缺憾,为下一步对各个节气的气化特点及对人体气化影响规律的分析,提供了较为可信、可靠的大数据依据。结论:本研究得出的各节气易于每年发作的高危疾病与事实基本吻合,且印证了《素问·脉解篇》中的相关论述,有助于指导各节气易发疾病的预测预防和诊疗、弥补经典中相关论述的不足,为进一步探索各个节气的气化特点、挖掘节气在中医学中的价值,提供了大数据依据。
刘倩[9]（2020）在《经白蛋白校正阴离子隙（ACAG）对儿童重症肺炎及中枢神经系统感染患者死亡预后评估价值的临床研究》文中研究表明第一部分 2014～2018年川北医学院附属医院儿科住院患者死因构成分析目的:通过对川北医学院附属医院儿科2014～2018年死亡的住院儿童病历资料分析,了解死亡原因构成情况。方法:对川北医学院附属医院儿科2014～2018年死亡的住院儿童病历资料进行回顾性分析,将死亡患儿分为1～12月组、1～5岁组、≥5岁组,统计分析整体及各组患儿死亡原因构成。结果:1.共61例患儿死亡,男性36例、女性25例,1～12月组22例（36.07%）、1～5 岁组 21 例（34.43%）、≥5 岁组 18 例（29.51%）;2.死亡原因前三位为:呼吸系统疾病（39.34%）、神经系统疾病（26.23%）、肿瘤（9.84%）;3.呼吸系统疾病中以重症肺炎为主（95.83%）、神经系统疾病中以中枢神经系统感染为主（81.25%）;4.在1～12月组中呼吸系统疾病（68.18%）为首位死亡原因,1～5岁组中神经系统疾病（38.10%）、呼吸系统疾病（33.33%）为主要死亡原因,≥5岁组中神经系统疾病（33.33%）、肿瘤（22.22%）为主要死亡原因。随年龄增长,呼吸系统疾病构成比逐渐下降（P=0.001）,各年龄组神经系统疾病构成比差异无统计学意义（P>0.05）。结论:共61例儿童死亡,5岁以下死亡儿童构成比高达70.49%,为死亡发生的高危年龄阶段。死亡原因前三位为:呼吸系统疾病、神经系统疾病、肿瘤;呼吸系统疾病中以重症肺炎为主,神经系统疾病中以中枢神经系统感染为主。随年龄的变化,婴幼儿以呼吸系统疾病和神经系统疾病为主,年长儿以神经系统疾病与肿瘤为主。第二部分 经白蛋白校正阴离子隙等指标对重症肺炎和中枢神经系统感染患儿死亡预后评估价值的临床研究目的:探讨经白蛋白校正阴离子隙（albumin corrected anion gap,ACAG）等指标对儿童重症肺炎和中枢神经系统感染患者死亡预后的评估价值。方法:收集2014年01月～2018年01月川北医学院附属医院儿科住院治疗期间因重症肺炎死亡的患儿23例、因中枢神经系统感染死亡的患儿13例。对照组随机抽样选取同期经治疗好转出院的重症肺炎患儿80例、中枢神经系统感染患儿40例。收集死亡组、对照组患儿入院当天血气分析、肝功能获取其NA+、K+、CL-、HCO3-、白蛋白（albumin,ALB）、乳酸（lactic acid,LAC）等指标,运用公式:阴离子隙（anion gap,AG）=NA++K+-CL--HCO3-;ACAG=AG+（40-ALB）x0.25（ALB 单位为 g/L）计算AG及ACAG,并分析ACAG等指标在死亡组与存活组中的差异。结果:1.重症肺炎死亡组患儿ACAG、AG、LAC水平高于存活组,ALB水平低于存活组（p<0.05）;Logistic回归分析提示ALB为重症肺炎患儿死亡预后的保护因素,ACAG、AG、LAC为重症肺炎患儿死亡预后的危险因素,且受试者工作特征（Receiver Operating Characteristic,ROC）曲线提示三者中ACAG预后评估价值最佳。2.中枢神经系统感染死亡组患儿ACAG、AG、LAC水平高于存活组,ALB水平低于存活组（p<0.05）;Logistic回归分析示ACAG、AG、LAC为中枢神经系统感染患儿死亡预后的危险因素,ROC曲线提示三者中ACAG预后评估价值最佳。结论:ACAG、AG、LAC均可作为儿童重症肺炎与中枢神经系统感染患者死亡预后的危险因素,且ACAG评估预后的价值最佳。
王本极[10]（2020）在《心源性休克患者预后危险因素的分析及预测列线图的建立、验证与优化》文中研究表明目的:心源性休克具有起病急、病情危重、预后差的特点,是各类心血管疾病发展的终末阶段,而新疆地区心血管疾病又较我国其他地区高发,因此寻找反映心源性休克预后的相关危险因素和构建预测模型,以及在新疆地区人群进行验证与优化是十分必要的。本研究拟通过美国的重症医学信息数据库III（Medical Information Mart for Intensive Care,MIMIC III）筛选出反映心源性休克预后的相关危险因素,构建反映心源性休克预后的预测模型,并对新模型的预测性能进行评估;将基于MIMIC III获得的新模型带入新疆地区人群进行验证预测能力,并且寻找新的预后相关生物标志物,对模型进行优化。方法:1)申请获得MIMIC数据库的使用权限,根据纳入与排除标准,总共提取了1131名心源性休克患者信息,其中男662人,女性469人;2)提取纳入研究患者的人口学参数、生命体征、实验室参数、合并症、疾病危重评分等。具体提取的指标包括是否合并冠状动脉疾病、充血性心力衰竭、心房颤动等疾病,红细胞分布宽度（red blood cell distribution width,RDW）、碳酸氢盐、阴离子间隙等化验指标,还有包括序贯器官衰竭评估评分（sequential organ failure assessment,SOFA）和简化急性生理学评分（simplified acute physiology score,SAPS）Ⅱ。本研究中主要临床终点是30天全因死亡,次要终点是90天和365天的全因死亡;3)采用单因素分析、Cox比例风险回归模型等方法,筛选出心源性休克不良预后的独立危险因素,同时绘制每个独立危险因素的受试者工作特征曲线（receiver operating characteristic,ROC）,通过计算曲线下面积（area under the curve,AUC）,评估每个危险因素的对心源性休克预后的预测能力。此外还使用广义相加模型来识别各个危险因素与不良预后的关系;4)将MIMIC数据库内心源性休克患者预后有显着影响的独立危险因素,根据赤池信息量准则（akaike information criterion,AIC）,构建30天、90天、365天死亡风险的列线图。采用ROC曲线下面积AUC评估模型的优劣性,用校准曲线判断其预测符合度,此外采用“Delong”法比较新模型与现有模型的优劣性;5)将MIMIC III中构建的新模型在新疆人群中进行验证,计算AUC值来评估模型的优劣性,使用AIC值进行变量选择,对新模型进行了优化,同样计算AUC值评估优化后模型优化后模型（optimal model for the prognosis of cardiogenic shock,OMPCS）的优劣性,用校准曲线判断其预测符合度,采用“Delong”法比较OMPCS与SOFA评分、急性生理学和慢性健康状况评分Ⅱ（acute physiology and chronic health evaluation,APACHEⅡ）预测能力的优劣。结果:1)通过单因素、多因素分析等多种统计学方法得到年龄、尿素氮、RDW、乳酸、血糖、阴离子间隙是心源性休克患者30天,90天,365天全因死亡的危险因素。年龄、尿素氮、RDW、乳酸、血糖、阴离子间隙对心源性休克患者预后的单独预测能力不强,对应的AUC值:0.639、0.634、0.600、0.686、0.588、0.675。曲线拟合结果显示,年龄、血糖、阴离子间隙与30天全因死亡风险呈近似U型的关系,而尿素氮、RDW、乳酸与30天全因死亡风险呈近似正向线性关系;2)根据AIC值进行建模变量选择构建模型,新模型=-6.27856+0.00492*血糖+0.14570*乳酸+0.01282*尿素氮+0.03167*年龄+0.09829*RDW,并建立了相应的列线图,列线图的AUC=0.7302。校准图显示,预测概率对比线接近理想的完全一致线,平均绝对误差=0.038,类似的方法获得了90天,365天全因死亡风险的列线图。新模型、SOFA评分、SAPSⅡ评分绘制ROC曲线来评估预测能力,对应的AUC分别为新模型:0.7302[95%置信区间（confidence interval,CI）:0.69360.7688],SOFA评分:0.6773（95%,CI:0.63790.7166）,SAPSⅡ评分:0.7226（95%,CI:0.68520.7600）。新模型的AUC大于SOFA评分（P=0.0193）,同样大于SAPSⅡ评分,但与SAPSⅡ评分比较没有统计学意义（P=0.6753）;3)将MIMIC III中反映心源性休克30天死亡风险概率的新模型带入新疆本地区心源性休克人群进行验证,对应的AUC=0.7515（95%,CI:0.68780.8152）。将MIMIC中获得新模型内的危险因素年龄、尿素氮、RDW、乳酸、血糖联合N末端脑钠肽前体（N-terminal pro brain nalriuretic peptide,NT-proBNP）与肌钙蛋白I（troponin I,cTnI）,根据AIC值进行变量选择,优化模型,优化后模型OMPCS=-5.27820+0.39690*乳酸+0.20704*RDW+0.10486*cTnI+0.00014*NT-proBNP,OMPCS的AUC=0.8525,校准图显示,预测概率对比线接近理想的完全一致线,平均绝对误差=0.045。对OMPCS、新模型、SOFA评分和APACHEⅡ评分绘制ROC曲线来评估模型的预测能力,得到AUC分别为OMPCS:0.8525（95%,CI:0.79430.9116）,新模型:0.7515（95%,CI:0.68780.8152）,SOFA评分:0.7308（95%,CI:0.65110.8104）,APACHEⅡ评分:0.8187（95%,CI:0.75400.8834）;可以得到OMPCS的AUC值大于新模型（P=0.0144）与SOFA评分（P=0.0164）,也大于APACHEⅡ评分,但两者之间比较没有统计学意义（P=0.4170）。结论:1)基于美国MIMIC数据库分析显示,年龄、尿素氮、RDW、乳酸、血糖、阴离子间隙是心源性休克患者30天,90天,365天全因死亡发生的独立危险因素;2)MIMIC数据库构建的新模型预后列线图,能较好的预测心源性休克患者的不良预后,短期预后的预测能力优于SOFA评分,与SAPSⅡ评分一致;3)MIMIC数据库的新模型同样可以较好的预测新疆地区心源性休克患者短期不良预后,揭示新模型在美国与新疆地区均具有较好的预测能力。优化后模型OMPCS对新疆地区心源性休克患者短期预后预测能力强于基于MIMIC数据构建的新模型,同时优于SOFA评分,而与APACHEⅡ评分预测能力一致,但OMPCS纳入的参数简单易获取,揭示其具有良好的临床应用前景。本研究仍需要多中心,大样本的前瞻性研究去验证上述结论。
二、酸中毒和阴离子间隙的变化与肺炎呼吸衰竭合并心力衰竭的关系（论文开题报告）
（1）论文研究背景及目的
此处内容要求：
首先简单简介论文所研究问题的基本概念和背景，再而简单明了地指出论文所要研究解决的具体问题，并提出你的论文准备的观点或解决方法。
写法范例：
本文主要提出一款精简64位RISC处理器存储管理单元结构并详细分析其设计过程。在该MMU结构中,TLB采用叁个分离的TLB,TLB采用基于内容查找的相联存储器并行查找,支持粗粒度为64KB和细粒度为4KB两种页面大小,采用多级分层页表结构映射地址空间,并详细论述了四级页表转换过程,TLB结构组织等。该MMU结构将作为该处理器存储系统实现的一个重要组成部分。
（2）本文研究方法
调查法：该方法是有目的、有系统的搜集有关研究对象的具体信息。
观察法：用自己的感官和辅助工具直接观察研究对象从而得到有关信息。
实验法：通过主支变革、控制研究对象来发现与确认事物间的因果关系。
文献研究法：通过调查文献来获得资料，从而全面的、正确的了解掌握研究方法。
实证研究法：依据现有的科学理论和实践的需要提出设计。
定性分析法：对研究对象进行“质”的方面的研究，这个方法需要计算的数据较少。
定量分析法：通过具体的数字，使人们对研究对象的认识进一步精确化。
跨学科研究法：运用多学科的理论、方法和成果从整体上对某一课题进行研究。
功能分析法：这是社会科学用来分析社会现象的一种方法，从某一功能出发研究多个方面的影响。
模拟法：通过创设一个与原型相似的模型来间接研究原型某种特性的一种形容方法。
三、酸中毒和阴离子间隙的变化与肺炎呼吸衰竭合并心力衰竭的关系（论文提纲范文）
（2）呼吸衰竭患者发生心搏骤停风险模型的构建（论文提纲范文）
| 摘要 |
| Abstract |
| 缩略词表 |
| 前言 |
| 资料与方法 |
| 一、研究对象 |
| 二、研究方法 |
| 三、研究工具 |
| 四、研究相关伦理 |
| 五、研究技术路线 |
| 六、研究操作性定义 |
| 七、资料收集 |
| 八、统计学分析方法 |
| 结果 |
| 一、呼吸衰竭患者的转归 |
| 二、呼吸衰竭患者的病因、治疗时间及住院科室分布 |
| 三、呼吸衰竭病人发生院内心搏骤停者的资料描述及比较 |
| 四、Ⅰ、Ⅱ型呼吸衰竭患者的资料比较 |
| 五、心搏骤停、非心搏骤停两组呼吸衰竭患者的资料比较 |
| 六、呼吸衰竭患者发生院内心搏骤停的多因素模型建立 |
| 七、呼吸衰竭患者发生院内心搏骤停的列线图构建 |
| 八、呼吸衰竭患者发生院内心搏骤停模型的外部验证 |
| 讨论 |
| 全文总结 |
| 参考文献 |
| 附录 |
| 综述 成人院内心搏骤停预测因素的研究进展 |
| 参考文献 |
| 在读期间发表论文 |
| 致谢 |
（5）血清阴离子间隙对脓毒症患者预后的临床价值（论文提纲范文）
| 中文摘要 |
| Abstract |
| 第一章 前言 |
| 第二章 研究方法 |
| 2.1 数据来源 |
| 2.1.1 完成相关伦理学相关课程 |
| 2.1.2 申请访问MIMIC-Ⅲ数据库 |
| 2.1.3 查询数据 |
| 2.2 研究对象 |
| 2.2.1 纳入标准 |
| 2.2.2 排除标准 |
| 2.3 数据提取与管理 |
| 2.4 观察指标 |
| 2.5 统计学处理 |
| 2.6 研究流程图 |
| 第三章 研究结果 |
| 3.1 纳入脓毒症患者的基线资料 |
| 3.2 脓毒症患者AG与纳入变量之间的关系 |
| 3.3 AG与脓毒症患者临床结局指标的关系 |
| 3.4 AG对脓毒症患者28 天死亡率的Kaplan-Meier生存曲线分析 |
| 3.5 AG对脓毒症患者28 天死亡率的Cox回归预测模型分析 |
| 3.6 AG对脓毒症患者28 天死亡率的预测价值 |
| 3.7 AG对脓毒症患者28 天死亡率的亚组性分析 |
| 第四章 讨论 |
| 4.1 AG的来源及数值异常的研究 |
| 4.2 AG在部分临床疾病的研究 |
| 4.3 AG在脓毒症患者中的研究 |
| 4.4 AG与其他变量对脓毒症短期预后的相关性分析 |
| 第五章 结论 |
| 5.1 研究结论 |
| 5.2 局限性与展望 |
| 参考文献 |
| 综述 新型生物标志物在脓毒症的研究现状 |
| 参考文献 |
| 在学期间学术成果 |
| 致谢 |
| 附录 |
| 英文缩略一览表 |
| SOFA评分表 |
| SAPSII评分表 |
| SAPSⅡ各变量的定义 |
| KDIGO 指南 |
（6）血乳酸检测在治疗急性心肌梗死合并心力衰竭患者中的临床意义（论文提纲范文）
| 中文论着摘要 |
| 英文论着摘要 |
| 英文缩略语 |
| 前言 |
| 材料与方法 |
| 实验结果 |
| 讨论 |
| 结论 |
| 本研究创新性的自我评价 |
| 参考文献 |
| 附录 |
| 综述 急性心肌梗死合并急性心力衰竭的诊疗现状 |
| 参考文献 |
| 在学期间科研成绩 |
| 致谢 |
| 个人简介 |
（7）基于医疗大数据对运气交接节气的探索（论文提纲范文）
| 摘要 |
| ABSTRACT |
| 第一部分 文献综述 |
| 文献综述一 二十四节气在中医学中的应用 |
| 1. 二十四节气起源 |
| 2. 二十四节气在中医学中的应用 |
| 3. 小结 |
| 参考文献 |
| 文献综述二 五运六气交接时刻的研究方法探讨 |
| 1. 经文解读 |
| 2. 天文历法溯源 |
| 3. 气象数据分析 |
| 4. 小结 |
| 参考文献 |
| 第二部分 基于医疗大数据对运气交接节气的探索 |
| 前言 |
| (一) 以急诊患者禀赋特点分析运气交接节气 |
| 1 临床资料 |
| 2 研究方法 |
| 3 结果 |
| (二) 以急诊患者疾病特点判断运气交接节气 |
| 1 临床资料 |
| 2 研究方法 |
| 3 结果 |
| 讨论 |
| 1 关于研究的理论基础与可信度分析 |
| 2 与同类研究比较 |
| 3 研究意义 |
| 4 不足与展望 |
| 结语 |
| 参考文献 |
| 致谢 |
| 附录1 以立春为运气起始节气的禀赋特点比较 |
| 附录2 2016-2018年大寒前后3节气的高发疾病 |
| 简历 |
（8）二十四节气对北京地区急诊病种的选择研究（论文提纲范文）
| 摘要 |
| ABSTRACT |
| 第一部分 研究背景 |
| 二十四节气简介 |
| 1 节气的由来 |
| 2 二十四节气总体气机特点 |
| 3 二十四节气对人体气化的影响 |
| 文献综述一 《内经》中的时间医学思想及其现代研究 |
| 1 《内经》中的时间医学思想 |
| 2 中医时间医学的现代研究 |
| 3 小结 |
| 参考文献 |
| 文献综述二 疾病发病与节气的相关性研究 |
| 1 呼吸系统疾病发病与节气的相关性 |
| 2 消化系统疾病发病与节气的相关性 |
| 3 循环系统疾病发病与节气的相关性 |
| 4 神经系统疾病发病与节气的相关性 |
| 5 其他疾病发病与节气的相关性 |
| 6 小结 |
| 参考文献 |
| 第二部分 二十四节气对北京地区急诊病种的选择研究 |
| 前言 |
| 1 临床资料 |
| 1.1 研究资料来源 |
| 1.2 纳入标准 |
| 1.3 排除标准 |
| 2 研究方法 |
| 2.1 总体设计 |
| 2.2 具体步骤 |
| 3 结果 |
| 3.1 北京市急诊患者的疾病分布规律 |
| 3.2 以男性大寒为例演示大寒节气反复易发疾病的判定——举例 |
| 3.3 男性、女性二十四节气各节气反复易发疾病 |
| 3.4 2级分类下男女各节气反复易发疾病个数总结 |
| 3.5 结果总评价 |
| 3.6 男性、女性各节气反复易发疾病总体特点 |
| 3.7 印证经典中的论述 |
| 3.8 弥补经典中的不足 |
| 3.9 结论 |
| 第三部分 讨论 |
| 1 研究的可信度分析 |
| 2 与同类研究比较 |
| 3 研究意义 |
| 4 不足与展望 |
| 第四部分 结语 |
| 参考文献 |
| 致谢 |
| 附录1 男性各节气反复易发疾病 |
| 附录2 女性各节气反复易发疾病 |
| 简历 |
（9）经白蛋白校正阴离子隙（ACAG）对儿童重症肺炎及中枢神经系统感染患者死亡预后评估价值的临床研究（论文提纲范文）
| 摘要 |
| Abstract |
| 第一部分 2014～2018年川北医学院附属医院儿科住院患者死因构成分析 |
| 前言 |
| 资料与方法 |
| 结果 |
| 讨论 |
| 结论 |
| 第二部分 经白蛋白校正阴离子隙等指标对重症肺炎和中枢神经系统感染患儿死亡预后评估价值的临床研究 |
| 前言 |
| 资料与方法 |
| 结果 |
| 讨论 |
| 结论 |
| 参考文献 |
| 综述: 阴离子隙的临床应用 |
| 参考文献 |
| 附录 英文缩略词对照表 |
| 个人简历 |
| 致谢 |
（10）心源性休克患者预后危险因素的分析及预测列线图的建立、验证与优化（论文提纲范文）
| 摘要 |
| ABSTRACT |
| 前言 |
| 第一部分 心源性休克患者预后危险因素的分析 |
| 1 研究内容与方法 |
| 1.1 研究资料 |
| 1.2 研究内容 |
| 1.3 统计学方法 |
| 2 结果 |
| 3 讨论 |
| 4 小结 |
| 第二部分 基于MIMIC数据库心源性休克患者预后列线图的构建与评估 |
| 1 研究内容与方法 |
| 1.1 研究内容 |
| 1.2 列线图模型的建立 |
| 1.3 列线图模型的评估 |
| 1.4 模型之间的优劣性比较 |
| 1.5 统计方法 |
| 2 结果 |
| 3 讨论 |
| 4 小结 |
| 第三部分 心源性休克预后列线图的验证及基于新疆地区人群的优化 |
| 1 研究内容与方法 |
| 1.1 研究对象 |
| 1.2 研究内容 |
| 1.3 质量控制 |
| 1.4 统计学方法 |
| 2 结果 |
| 3 讨论 |
| 4 小结 |
| 结论 |
| 致谢 |
| 参考文献 |
| 综述 |
| 参考文献 |
| 攻读博士学位期间获得的学术成果 |
| 个人简历 |
| 导师评阅表 |
四、酸中毒和阴离子间隙的变化与肺炎呼吸衰竭合并心力衰竭的关系（论文参考文献）
- [1]中国2型糖尿病防治指南（2020年版）[J]. 中华医学会糖尿病学分会. 国际内分泌代谢杂志, 2021(05)
- [2]呼吸衰竭患者发生心搏骤停风险模型的构建[D]. 刘百求. 中国人民解放军海军军医大学, 2021(09)
- [3]中国2型糖尿病防治指南（2020年版）[J]. 中华医学会糖尿病学分会. 中华糖尿病杂志, 2021(04)
- [4]中国2型糖尿病防治指南（2020年版）[J]. 中华医学会糖尿病学分会. 中华内分泌代谢杂志, 2021(04)
- [5]血清阴离子间隙对脓毒症患者预后的临床价值[D]. 马德胜. 兰州大学, 2021(12)
- [6]血乳酸检测在治疗急性心肌梗死合并心力衰竭患者中的临床意义[D]. 李国荣. 沈阳医学院, 2021(10)
- [7]基于医疗大数据对运气交接节气的探索[D]. 加倩. 北京中医药大学, 2020(04)
- [8]二十四节气对北京地区急诊病种的选择研究[D]. 蒋暑雨. 北京中医药大学, 2020(04)
- [9]经白蛋白校正阴离子隙（ACAG）对儿童重症肺炎及中枢神经系统感染患者死亡预后评估价值的临床研究[D]. 刘倩. 川北医学院, 2020(04)
- [10]心源性休克患者预后危险因素的分析及预测列线图的建立、验证与优化[D]. 王本极. 新疆医科大学, 2020(07)