- 廉玉蓉;王芳;段续敏;刘念;
目的 探讨持续性心房颤动患者首次射频消融术后1年复发的影响因素。方法 选取2019—2021年在临汾市人民医院首次行射频消融术的持续性心房颤动患者96例。收集患者临床资料、术中消融终止心房颤动情况和冷盐水灌注射频消融导管类型。所有患者术后定期（1、3、6、12个月）进行门诊随访，记录其术后3个月内发生心房颤动或心房扑动及术后1年复发情况。根据术后1年复发情况将患者分为复发组（n=21）和未复发组（n=72）。持续性心房颤动患者首次射频消融术后1年复发的影响因素分析采用多因素Logistic回归分析。结果 随访期间，2例患者失访、1例患者术后3个月猝死，共93例患者完成随访，其中复发21例，复发率为22.6%(21/93)。复发组与未复发组患者心房颤动类型、冷盐水灌注射频消融导管类型及术后3个月内发生心房颤动或心房扑动者占比比较，差异有统计学意义（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，术后3个月内发生心房颤动或心房扑动是持续性心房颤动患者首次射频消融术后1年复发的危险因素[OR=8.158,95%CI(2.445,27.227),P<0.05]。结论 术后3个月内发生心房颤动或心房扑动是持续性心房颤动患者首次射频消融术后1年复发的危险因素。
2023年08期 v.31 8-11+16页 [查看摘要][在线阅读][下载 1068K] [下载次数：191 ] |[引用频次：1 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 马彦卓;陈瑜;李洁;杨茜;唐丽娜;栾雪冰;张春丽;齐书英;
目的 分析心房颤动射频消融术中肺静脉电隔离（PVI）后补点消融的位置及其补点消融数量。方法选取2019年2月至2022年9月在中国人民解放军联勤保障部队第九八〇医院心内科住院并进行射频消融术的心房颤动患者186例为研究对象。根据患者病史和心电图特征，将其分为阵发性心房颤动组（123例）和持续性心房颤动组（63例）。收集患者一般资料，统计患者即刻PVI成功率、补点消融位置及其补点消融数量。结果 持续性心房颤动组男性占比、饮酒率高于阵发性心房颤动组，左心室射血分数（LVEF）低于阵发性心房颤动组，左心房内径大于阵发性心房颤动组（P<0.05）。186例心房颤动患者即刻PVI成功率为31.7%(59/186)。持续性心房颤动组即刻PVI成功率低于阵发性心房颤动组（P<0.05）。186例心房颤动患者补点消融位置：（1）左肺静脉前庭和口部：主要为后交叉部31例（16.7%），其次为前交叉部11例（5.9%）;(2)右肺静脉前庭和口部：主要为后交叉部50例（26.9%），其次为前交叉部39例（21.0%）;(3)肺静脉后壁：主要为中部17例（9.1%），其次为右下部3例（1.6%）。持续性心房颤动组肺静脉后壁的中部补点消融者占比高于阵发性心房颤动组（P<0.05）。186例心房颤动患者各补点消融位置的补点消融数量：（1）左肺静脉前庭和口部：前上部最多，为6.0(6.0,6.0)个点，其次为顶部6.0(3.0,8.0)个点；（2）右肺静脉前庭和口部：顶部最多，为6.5(2.5,9.8)个点，其次为前交叉部3.0(2.0,5.0)个点；（3）肺静脉后壁：中部最多，为7.0(3.0,10.0)个点，其次为左顶部4.0(4.0,4.0)个点、左下部4.0(4.0,4.0)个点。两组左肺静脉前庭和口部的后交叉部，右肺静脉前庭和口部的前交叉部、后交叉部、肺静脉间，肺静脉后壁的中部补点消融数量比较，差异无统计学意义（P>0.05）。结论 肺静脉前庭和口部的后交叉部、后壁的中部为最常见的补点消融位置，且肺静脉后壁中部补点消融可能与心房颤动类型有关；肺静脉前庭和口部的前上部、顶部及肺静脉后壁的中部补点消融数量较多。
2023年08期 v.31 12-16页 [查看摘要][在线阅读][下载 1127K] [下载次数：72 ] |[引用频次：3 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 朱琳;杨文静;尤立蕊;
目的 探讨血清尿酸（UA）、同型半胱氨酸（Hcy）及hs-CRP与非瓣膜性心房颤动（NVAF）患者发生血栓形成的关系。方法 采用整群抽样法选取2020年1月至2022年1月北京市普仁医院和中国医科大学航空总医院收治的186例NVAF患者作为房颤组，另选取同期在北京市普仁医院和中国医科大学航空总医院进行体检的53例健康者作为对照组。根据房颤组患者是否发生血栓形成将其分为血栓亚组（n=51）和无血栓亚组（n=135）。比较对照组和房颤组实验室检查指标，血栓亚组和无血栓亚组临床资料和实验室检查指标。NVAF患者发生血栓形成的影响因素分析采用多因素Logistic回归分析，绘制ROC曲线以评估血清UA、Hcy、hs-CRP对NVAF患者发生血栓形成的预测价值。结果 房颤组血清UA、Hcy、hs-CRP高于对照组（P<0.05）。血栓亚组年龄和左心房内径大于无血栓亚组，有高血压、糖尿病、高脂血症者占比和持续性心房颤动者占比及血清UA、Hcy、hs-CRP高于无血栓亚组，心房颤动病程长于无血栓亚组（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，年龄、糖尿病、高脂血症、心房颤动病程、左心房内径及血清UA、Hcy、hs-CRP是NVAF患者发生血栓形成的独立影响因素（P<0.05）。ROC曲线分析结果显示，血清UA、Hcy、hs-CRP预测NVAF患者发生血栓形成的AUC分别为0.964[95%CI(0.926,0.986)]、0.934[95%CI(0.888,0.965)]、0.976[95%CI(0.943,0.993)]。结论 血清UA、Hcy、hs-CRP升高是NVAF患者发生血栓形成的危险因素，且三者均对NVAF患者发生血栓形成具有较高的预测价值。
2023年08期 v.31 17-20页 [查看摘要][在线阅读][下载 1034K] [下载次数：150 ] |[引用频次：7 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ]
- 桑明敏;祝存奎;马生龙;
目的 探讨血清促肾上腺皮质激素（ACTH）与老年高血压合并射血分数保留型心力衰竭（HFpEF患者发生心房颤动（以下简称房颤）的关系。方法 前瞻性选取2020年5月至2021年10月于青海省心脑血管病专科医院就诊的老年高血压合并HFpEF患者150例。收集所有患者一般资料、实验室检查指标及房颤发生情况。采用多因素Logistic回归分析探讨血清ACTH与高血压合并HFpEF患者发生房颤的关系。结果 150例患者中，6例随访期间失访、2例随访期间病死，最终纳入142例患者。142例患者中60例发生房颤，房颤发生率为42.2%，将其作为房颤组，其余82例患者作为非房颤组。房颤组入院时收缩压、舒张压及血清N末端脑钠肽前体（NT-proBNP）、心肌肌钙蛋白I(cTnI)、ACTH高于非房颤组（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，血清NT-proBNP[OR=1.348,95%CI(1.123,1.618)]、ACTH[OR=1.262,95%CI(1.026,1.552)]升高是老年高血压合并HFpEF患者发生房颤的独立危险因素（P<0.05）。结论 血清ACTH升高是老年高血压合并HFpEF患者发生房颤的危险因素，即血清ACTH越高，患者房颤发生风险越高。
2023年08期 v.31 44-47页 [查看摘要][在线阅读][下载 1022K] [下载次数：77 ] |[引用频次：2 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 徐慧;刘鸿;管玉珍;陆真;
目的 探讨老年冠心病患者冠状动脉旁路移植术（CABG）后发生肺部感染的影响因素，构建其风险预测列线图模型并进行验证。方法 选取2020—2021年于江苏省人民医院行CABG的老年冠心病患者464例为建模集，选取2022年于江苏省人民医院行CABG的老年冠心病患者320例为验证集。收集所有患者的临床资料，根据CABG后住院期间是否发生肺部感染将建模集患者分为肺部感染组和非肺部感染组。老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的影响因素采用多因素Logistic回归分析；采用R 4.1.2软件包及rms程序包建立老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的风险预测列线图模型；采用Bootstrap法重复抽样1 000次对该列线图模型进行内部验证，计算其一致性指数；采用HosmerLemeshoe拟合优度检验评价该列线图模型的拟合程度；绘制校准曲线以评估该列线图模型预测老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的性能；采用ROC曲线分析该列线图模型对老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的预测价值。结果建模集464例老年冠心病患者CABG后发生肺部感染69例（14.87%）。两组年龄、术前红细胞分布宽度（RDW）、手术方式、手术时间、输注悬浮红细胞者占比、术后呼吸机通气时间比较，差异有统计学意义（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，年龄、术前RDW、手术方式、手术时间、输注悬浮红细胞、术后呼吸机通气时间是老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的独立影响因素（P<0.05）。基于多因素Logistic回归分析结果，构建老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的风险预测列线图模型。采用Bootstrap法分别在建模集与验证集中重复抽样1 000次对该列线图模型进行内部验证，结果显示，其一致性指数分别为0.794[95%CI(0.766,0.822)]和0.759[95%CI(0.737,0.782)]。Hosmer-Lemeshoe拟合优度检验结果显示，在建模集和验证集中，该列线图模型拟合较好（χ2=1.294,P=0.255；χ2=0.326,P=0.568）。校准曲线分析结果显示，该列线图模型预测建模集与验证集老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的校准曲线接近于理想曲线。ROC曲线分析结果显示，该列线图模型预测建模集与验证集老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的AUC分别为0.801[95%CI(0.771,0.831)]和0.762[95%CI(0.734,0.790)]。结论年龄≥70岁、术前RDW≥14.5%、手术方式为体外循环、手术时间≥5 h、输注悬浮红细胞、术后呼吸机通气时间≥24 h是老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的独立危险因素，基于上述因素构建的列线图模型有助于预测老年冠心病患者CABG后发生肺部感染的发生风险。
2023年08期 v.31 48-53页 [查看摘要][在线阅读][下载 1170K] [下载次数：251 ] |[引用频次：3 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 沙吉旦·阿不都热衣木;宋星明;哈力沙·艾尔肯江;迪丽胡玛尔·阿布来提;帕丽达·阿布来提;
目的 分析H型高血压的影响因素，并构建其预测模型。方法 收集2020—2021年新疆医科大学第一附属医院综合内三科收治的高血压患者520例，根据血清同型半胱氨酸（Hcy）将其分为单纯高血压组（Hcy<15μmol/L,n=381）和H型高血压组（Hcy≥15μmol/L,n=139）。比较两组临床资料和实验室检查指标，高血压患者血清Hcy影响因素分析采用单因素、多因素线性回归分析，H型高血压的影响因素分析采用多因素Logistic回归分析。构建H型高血压的预测模型，并绘制ROC曲线以评估该预测模型对H型高血压的预测价值。结果 H型高血压组男性占比、脂蛋白a[Lp(a)]、血肌酐（Scr）、血尿酸（BUA）、胱抑素C(CysC)、白细胞计数、中性粒细胞计数高于单纯高血压组，年龄大于单纯高血压组，载脂蛋白A(ApoA)低于单纯高血压组（P<0.05）。单因素线性回归分析结果显示，性别、年龄、冠心病史、ApoA、Scr、BUA、CysC、白细胞计数、中性粒细胞计数、血小板计数可能是高血压患者血清Hcy的影响因素（P<0.05）。多因素线性回归分析结果显示，性别、年龄、BUA、CysC、中性粒细胞计数、血小板计数是高血压患者血清Hcy的影响因素（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，男性、年龄增长及BUA、CysC、中性粒细胞计数升高是H型高血压的危险因素（P<0.05）。根据多因素Logistic回归分析结果，构建H型高血压的预测模型如下：Y=0.627×男性+0.027×年龄+0.003×BUA+0.854×CysC+0.031×中性粒细胞计数-6.830。ROC曲线分析结果显示，该预测模型预测H型高血压的AUC为0.706[95%CI(0.656,0.760)]，最佳截断值为0.273，灵敏度为63.3%，特异度为70.3%，约登指数为0.336。结论 性别、年龄、BUA、CysC、中性粒细胞计数、血小板计数是高血压患者血清Hcy的影响因素；男性、年龄增长及BUA、CysC、中性粒细胞计数升高是H型高血压的危险因素，而基于上述危险因素构建的预测模型对H型高血压具有一定预测价值。
2023年08期 v.31 54-58+65页 [查看摘要][在线阅读][下载 1113K] [下载次数：365 ] |[引用频次：8 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 赵文婷;周大文;杨晓梅;郑红艳;
目的 构建并验证重症机械通气患者脱机失败的风险预测列线图模型。方法 采用便利抽样法，选取2020年5月至2022年5月在淮安市第二人民医院重症医学科进行机械通气的患者670例为研究对象。按照7∶3的比例将患者分为建模组（n=469）及验证组（n=201）。根据脱机结果将建模组进一步分为失败亚组（n=88）和成功亚组（n=381）。自行设计基线资料调查表并统计患者基线资料，采用多因素Logistic回归分析探讨建模组重症机械通气患者脱机失败的影响因素；基于多因素Logistic回归分析结果，采用R软件构建重症机械通气患者脱机失败的风险预测列线图模型；采用Hosmer-Lemeshow检验及校准曲线评估该列线图模型的校准度，采用ROC曲线评估该列线图模型的区分度。结果 失败亚组机械通气时间≥7 d、入院24 h内最低急性生理学与慢性健康状况评分系统Ⅱ（APACHEⅡ）评分≥15分、入院24 h内最低脓毒症相关性器官功能衰竭评价（SOFA）评分≥6分者占比及通气后动脉血二氧化碳分压（PaCO_2）、呼吸机相关性膈肌功能障碍（VIDD）发生率高于成功亚组，脱机前24 h内血清白蛋白低于成功亚组（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，机械通气时间、入院24 h内最低APACHEⅡ评分、入院24 h内最低SOFA评分、通气后PaCO_2、VIDD是建模组重症机械通气患者脱机失败的影响因素（P<0.05）。基于多因素Logistic回归分析结果，构建重症机械通气患者脱机失败的风险预测列线图模型。Hosmer-Lemeshow检验及校准曲线分析结果显示，该列线图模型预测建模组、验证组重症机械通气患者脱机失败的发生率分别与本组重症机械通气患者脱机失败的实际发生率比较，差异无统计学意义（χ2=7.650,P=0.468；χ2=7.465,P=0.487）。ROC曲线分析结果显示，该列线图模型预测建模组、验证组重症机械通气患者脱机失败的曲线下面积分别为0.870[95%CI(0.836,0.903)]、0.867[95%CI(0.812,0.911)]，灵敏度分别为74.47%、75.31%，特异度分别为87.19%、85.83%。结论 机械通气时间≥7 d、入院24 h内最低APACHEⅡ评分≥15分、入院24 h内最低SOFA评分≥6分、通气后PaCO_2升高、VIDD是重症机械通气患者脱机失败的危险因素，基于以上危险因素构建的重症机械通气患者脱机失败的风险预测列线图模型具有良好的校准度、区分度，其对重症机械通气患者脱机失败风险具有良好的预测能力。
2023年08期 v.31 59-65页 [查看摘要][在线阅读][下载 1131K] [下载次数：279 ] |[引用频次：11 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 季猛;孙吉林;卓健伟;张闻闻;王凯;徐亦农;季晶;
目的 探讨接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的慢性硬膜下血肿（CSDH）患者术后复发的影响因素，构建其风险预测列线图模型并进行验证。方法 回顾性收集2015—2021年于泰州市第四人民医院接受单侧微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者145例为研究对象，收集所有患者的临床资料，包括一般资料、入院时格拉斯哥昏迷量表评分、实验室检查指标、影像学检查指标、术中及术后情况，记录患者术后3个月内复发情况。采用LASSO回归法筛选影响因素，采用多因素Logistic回归分析探讨接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的影响因素；采用R 4.1.2软件包构建接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的风险预测列线图模型；采用ROC曲线分析该列线图模型对接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的预测价值；采用Hosmer-Lemeshoe拟合优度检验评价该列线图模型的拟合程度；绘制校准曲线以评估该列线图模型预测接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的性能；绘制决策曲线以评价该列线图模型的临床有效性。结果 145例患者中，复发19例（13.1%），将其归为复发组；未复发126例（86.9%），将其归为未复发组。两组血肿均匀度、术前血肿量、硬膜下间隙复张率、尿激酶用量比较，差异有统计学意义（P<0.05）。通过LASSO回归模型最终筛选出4个潜在的影响因素，分别为血肿均匀度、术前血肿量、硬膜下间隙复张率、尿激酶用量。多因素Logistic回归分析结果显示，血肿均匀度为混合型、术前血肿量、硬膜下间隙复张率、尿激酶用量是接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的影响因素（P<0.05）。基于多因素Logistic回归分析结果，构建接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的风险预测列线图模型。ROC曲线分析结果显示，该列线图模型预测接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的AUC为0.915[95%CI(0.861,0.976)]。Hosmer-Lemeshoe拟合优度检验结果显示，该列线图模型拟合较好（χ2=4.939,P=0.764）。校准曲线分析结果显示，该列线图模型预测接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发率与实际复发率基本吻合。决策曲线分析结果显示，当该列线图模型预测接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发风险阈值概率<65%时，患者的净获益率大于0。结论血肿均匀度为混合型、术前血肿量、硬膜下间隙复张率、尿激酶用量是接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发的影响因素，基于上述影响因素构建的列线图模型对接受微创穿刺引流术联合尿激酶治疗的CSDH患者术后复发具有较高的区分度及校准度，有助于临床医生早期识别复发风险高的CSDH患者。
2023年08期 v.31 66-72页 [查看摘要][在线阅读][下载 1206K] [下载次数：102 ] |[引用频次：4 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 王茹;傅宇飞;纵瑞龙;师毅冰;孙境熙;
目的 探讨恶性孤立性肺小结节（SSPN）的影响因素，构建其预测模型并进行验证。方法 回顾性选取2015年6月至2020年5月就诊于徐州市中心医院的SSPN患者214例作为训练组，同时选取2020年6月至2022年6月就诊于该院的SSPN患者94例作为验证组。以肺活检结果诊断SSPN的良恶性。比较训练组良性SSPN患者与恶性SSPN患者的临床资料{性别、年龄、吸烟史、肿瘤史、肿瘤标志物[神经元特异性烯醇化酶（NSE）、癌胚抗原（CEA）、鳞癌相关抗原（SCC）及细胞角质蛋白19片段抗原21-1(CYFRA21-1)]}与影像学资料[结节位置、结节侧别、CT征象（分叶征、毛刺征、钙化、胸膜凹陷征、空气支气管征）、有无纵隔淋巴结以及结节直径]。采用多因素Logistic回归分析探讨恶性SSPN的影响因素，并构建其预测模型。采用ROC曲线评价本研究预测模型、王欣等预测模型、梅奥模型对验证组恶性SSPN的预测价值。结果 恶性SSPN患者年龄、结节直径大于良性SSPN患者，CEA、SCC及有分叶征、毛刺征、胸膜凹陷征、空气支气管征者占比高于良性SSPN患者，有钙化者占比低于良性SSPN患者（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，年龄增长、CEA升高、胸膜凹陷征、空气支气管征是恶性SSPN的危险因素（P<0.05）。根据上述危险因素构建预测模型：P=ex/（1+ex），其中x=-8.309+0.118×年龄+0.232×CEA+1.434×胸膜凹陷征+0.882×空气支气管征。ROC曲线分析结果显示，本研究预测模型、王欣等预测模型、梅奥模型预测恶性SSPN的AUC分别为0.886[95%CI(0.822,0.951)]、0.773[95%CI(0.676,0.869)]、0.781[95%CI(0.676,0.887)]。结论 年龄增长、CEA升高、胸膜凹陷征、空气支气管征是恶性小SPN的危险因素，而根据上述危险因素构建的预测模型对恶性SSPN具有较好的预测价值。
2023年08期 v.31 73-77页 [查看摘要][在线阅读][下载 1097K] [下载次数：135 ] |[引用频次：0 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 曹溢;丰瑞谊;唐燕;罗强;张艺文;汪汉;
目的 采用两样本孟德尔随机化分析探讨三甲胺N-氧化物（TMAO）与肺动脉高压（PAH）的因果关系。方法 TMAO的数据集来自全基因组关联分析（GWAS），包括弗雷明翰心脏研究的2 076名欧洲参与者的人类代谢组的汇总数据；PAH的数据集来自芬兰数据库，包括162 962名欧洲受试者的16 380 163个单核苷酸多态性（SNP）位点信息。筛选工具变量，采用逆方差加权法（IVW）评估TMAO与PAH之间的关系；其次，采用MR-Egger回归、最大似然比（ML）、加权中位数（WM）、MR多效性残差和与异常值（MR-PRESSO）及MR稳健性评分（MR-RAPS）对IVW结果进行补充。使用MR-PRESSO检测异常值，采用留一法敏感性分析探讨单个SNP对IVW分析结果的影响，采用MR-Egger法的截距表示是否存在水平多效性，采用Cochran's Q检验分析工具变量的异质性，采用漏斗图分析研究结果的潜在偏倚情况。结果 本研究共筛选出9个与TMAO密切相关的工具变量。IVW分析结果显示，TMAO可能会增加PAH发生风险[OR=1.777,95%CI(1.002,3.149),P=0.048]；上述关系在ML[OR=1.806,95%CI(1.004,3.251),P=0.049]、MR-PRESSO[OR=2.063,95%CI(1.165,3.652),P=0.037]及MR-RAPS[OR=2.063,95%CI(2.054,2.259),P=0.015]中被证实，但在MR-Egger回归[OR=1.394,95%CI(0.302,6.422),P=0.685]、WM[OR=1.919,95%CI(0.859,4.288),P=0.112]中未被证实。留一法敏感性分析结果显示，逐一删除单个SNP后IVW分析结果无明显变化。MR-Egger法的截距分析结果显示，本研究不存在任何水平多效性（P=0.369）。Cochran's Q检验结果显示，工具变量不存在异质性（P=0.586）。漏斗图分析结果显示，所有工具变量呈非对称性分布，表明该研究结果可能存在潜在偏倚。结论 TMAO增加可能导致PAH,TMAO与PAH可能存在因果关系。
2023年08期 v.31 78-81页 [查看摘要][在线阅读][下载 1066K] [下载次数：514 ] |[引用频次：0 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 王慧芳;黄织春;
目的 探索直立倾斜试验（HUTT）期间心室复极化指标与血管迷走性晕厥（VVS）的关系。方法选取2021年1月至2022年10月就诊于内蒙古医科大学附属医院并行HUTT的疑似VVS患者79例为研究对象。收集患者一般资料，记录患者入院时（T0）及HUTT预倾斜阶段（患者平躺时，T1）、后倾阶段（患者出现阳性结果时，T2）、试验结束时（患者回到平躺位置后，T3）心室复极化指标[包括RR间期、QT间期、QTc间期、QTp间期、Tp-Te间期、Tp-Te/QT比值、Tp-Te/QTc比值、QT指数（QTI）、校正的QT间期指数（QTcI）]。结果 79例患者中，HUTT阳性47例，将其作为VVS组；HUTT阴性32例，将其作为非VVS组。VVS组女性占比及恶心呕吐、黑蒙、出汗、面色苍白、乏力发生率高于非VVS组（P<0.05）。VVS组T0时RR间期短于非VVS组，Tp-Te间期长于非VVS组，Tp-Te/QT比值、Tp-Te/QTc比值、QTI、QTcI高于非VVS组（P<0.05）;VVS组T1时QTc间期、Tp-Te间期长于非VVS组，TpTe/QT比值、Tp-Te/QTc比值、QTI、QTcI高于非VVS组（P<0.05）;VVS组T2时RR间期、QT间期、Tp-Te间期长于非VVS组，Tp-Te/QT比值、Tp-Te/QTc比值高于非VVS组（P<0.05）;VVS组T3时RR间期、QT间期、QTc间期、QTp间期、Tp-Te间期长于非VVS组，Tp-Te/QTc比值、QTI高于非VVS组（P<0.05）。非VVS组T2时RR间期、QT间期、QTp间期、Tp-Te间期短于T0、T1时，QTc间期长于T0、T1时，Tp-Te/QTc比值低于T0、T1时，QTI高于T0、T1时，QTcI高于T1时（P<0.05）；非VVS组T3时RR间期、QT间期、QTp间期、Tp-Te间期短于T0、T1时，Tp-Te/QTc比值低于T0、T1时，QTcI高于T0、T1时，QTc间期长于T1时，RR间期长于T2时，QTc间期短于T2时，QTI、QTcI低于T2时（P<0.05）;VVS组T2时QT间期短于T1时，QTp间期短于T0、T1时，Tp-Te间期长于T0、T1时，Tp-Te/QT比值、TpTe/QTc比值高于T0、T1时（P<0.05）;VVS组T3时QT间期长于T0、T2时，QTp间期长于T0、T1、T2时，Tp-Te间期短于T2时，Tp-Te/QT比值、Tp-Te/QTc比值低于T1、T2时（P<0.05）。结论 HUTT期间，VVS患者发病时RR间期、QT间期、Tp-Te间期延长，Tp-Te/QT比值、Tp-Te/QTc比值升高。
2023年08期 v.31 82-87页 [查看摘要][在线阅读][下载 1091K] [下载次数：112 ] |[引用频次：2 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 于晓岚;邹宝红;王丽娟;刘欣;
目的 分析脑血管周围间隙扩大（EPVS）与肱踝脉搏波传导速度（baPWV）的关系。方法 回顾性选取2020年6—12月在北京市中关村医院进行baPWV检测及颅脑MRI检查的成年体检者201例为研究对象。收集受试者一般资料、baPWV、颅脑MRI检查结果。根据baPWV，将所有受试者分为baPWV正常组（baPWV<14 m/s,56例）和baPWV增快组（baPWV≥14 m/s,145例）。根据EPVS发生情况，将所有受试者分为EPVS组50例和非EPVS组151例。采用多因素Logistic回归分析探讨成年体检者发生EPVS的影响因素。结果 baPWV增快组年龄大于baPWV正常组，吸烟者占比、高血压发生率、糖尿病发生率、收缩压、BMI、高密度脂蛋白胆固醇（HDL-C）、总胆固醇（TC）、EPVS发生率高于baPWV正常组（P<0.05）。EPVS组年龄大于非EPVS组，高血压发生率、收缩压、舒张压高于非EPVS组，baPWV快于非EPVS组（P<0.05）。多因素Logistic回归分析结果显示，年龄[OR=1.121,95%CI(1.056,1.190)]、收缩压[OR=1.129,95%CI(1.074,1.187)]、baPWV[OR=1.296,95%CI(1.060,1.583)]是成年体检者发生EPVS的独立影响因素（P<0.05）。结论 baPWV增快是成年人群发生EPVS的危险因素。
2023年08期 v.31 88-91页 [查看摘要][在线阅读][下载 1068K] [下载次数：48 ] |[引用频次：3 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ] - 纪海涛;赵颖馨;于锡巧;柴强;刘振东;张丛丛;
目的 探究氧化应激环境下长链非编码RNA肺腺癌转移相关转录物1(LncRNA MALAT1)对内皮细胞Toll样受体4(TLR4)/髓样分化因子88(MyD88)/核因子κB(NF-κB)信号通路的影响。方法 本实验时间为2022年10—12月。将人脐静脉内皮细胞（HUVEC）分为A、B、C、D组，分别使用600μmol/L的过氧化氢（H_2O_2）处理0、6、8、10 h，随后采用CCK-8法测定细胞活性以分析H_2O_2诱导氧化应激细胞模型的最佳干预时间。将HUVEC分为对照组（不做任何处理）、H_2O_2组（使用600μmol/L的H_2O_2处理8 h以构建氧化应激细胞模型），采用q-PCR检测LncRNA MALAT1表达水平。将HUVEC分为对照组（不做任何处理）、H_2O_2组（使用600μmol/L的H_2O_2处理8 h以构建氧化应激细胞模型）、H_2O_2+siRNA组（转染LncRNA MALAT1的siRNA后使用600μmol/L的H_2O_2处理8 h以构建氧化应激细胞模型），采用Western blot法检测TLR4、MyD88、NF-κB表达水平。将HUVEC分为对照组（不做任何处理）、H_2O_2组（使用600μmol/L的H_2O_2处理8 h以构建氧化应激细胞模型）、H_2O_2+siRNA组（转染LncRNA MALAT1的siRNA后使用600μmol/L的H_2O_2处理8 h以构建氧化应激细胞模型），采用q-PCR检测TLR4、MyD88、NF-κB mRNA表达水平。结果B、C、D组细胞活性均小于A组（P<0.05）;C组细胞活性最接近60%，故H_2O_2诱导氧化应激细胞模型的最佳干预时间为8 h。H_2O_2组LncRNA MALAT1表达水平低于对照组（P<0.05）。H_2O_2+siRNA组TLR4、MyD88、NF-κB表达水平高于对照组（P<0.05）;H_2O_2+siRNA组MyD88、NF-κB表达水平高于H_2O_2组（P<0.05）。H_2O_2组TLR4、MyD88mRNA表达水平高于对照组（P<0.05）;H_2O_2+siRNA组TLR4、MyD88、NF-κB mRNA表达水平高于对照组、H_2O_2组（P<0.05）。结论 氧化应激环境下，LncRNA MALAT1表达水平降低，进而导致内皮细胞TLR4/MyD88/NF-κB信号通路被激活。
2023年08期 v.31 92-96页 [查看摘要][在线阅读][下载 1046K] [下载次数：190 ] |[引用频次：5 ] |[阅读次数：0 ] |[网刊下载次数：0 ]