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1.1一般資料
在本次研究中所選擇的研究對象為我院2014年1月～2015年1月收治的需要進行婦科醫學檢驗的患者120例，年齡24～51歲，平均年齡38歲，患者所患的婦科疾病種類有所不同，其中因為陰道炎而接受治療的70例（58.3%），因為人工流產或者放置節育環而進行相關檢驗的30例（25%），因為婦科手術或者其他原因而進行醫學檢驗的20例（16.7%）。所有患者的陰道分泌物的檢驗均在我院相關的檢驗室進行。
1.2方法
利用隨機原理將患者平均分為兩組，各60例，為了便于記錄，把這兩組分別命名為1組和2組，并把每一個小組都再分為對照組和觀察組。分別把木質刮板以及棉簽作為取樣工具對患者陰道分泌物進行取樣，在1組中采用鹽水鏡檢法進行檢測，在2組中運用革蘭氏染色法對其進行檢測。在利用鹽水鏡檢法時，相關的檢測人員必須注重氫氧化鈉的加入，從而保證檢測率的準確性。革蘭氏染色法就是在對相關分泌物進行鏡檢前對其進行染色，進而觀察相關的細菌的檢出情況。
1.3統計學處理
本次研究中所有數據的獲取以及分析均采用統計學軟件SPSS19.0進行分析，以P＜0.05為差異有統計學意義。另外為了方便相關研究的進行，把本次研究的結果以四張圖標的形式所呈現。
2結果
通過相關驗證性措施的采取，可以發現利用棉簽作為取樣工具的感染檢出率高于以木質刮板作為取樣工具的組別。其中利用棉簽作為取樣工具的綜合檢出率為84%，以木質刮板為取樣工具的綜合檢出率為75%。利用革蘭氏染色法比利用鹽水鏡檢法的檢出率要高，其中利用革蘭氏染色法的綜合檢出率為93%，利用鹽水鏡檢法的綜合檢出率為81%。
3討論
關鍵詞：ARFI；正常胎盤；初步評價
超聲輻射力脈沖成像技術（英簡ARFI）是一種基于超聲技術[1]，短時間高強度聲脈沖機械地刺激目標組織產生剪切波，可以將人體臟器的彈性程度量化，是一種新的方法。目前有研究將ARFI應用于肝臟、腎臟、甲狀腺、頸部斑塊等領域研究，但還沒有應用胎盤方面的研究，本研究針對不同孕周，不同位置及不同取樣深度的胎盤進行ARFI指數分析，進行初步研究如下。
1 資料與方法
1.1一般資料 隨機選取2012年6月～2013年6月間孕（18～41）w單胎487例，入選標準：無母體疾病，既往無不良妊娠史，月經規則，實驗室檢查包括AFP、PAPPA、β-HCG無異常，胎兒系統超聲檢查無陽性發現，生后正常方可納入。
1.2方法 采用德國西門子S2000彩色多普勒超聲診斷儀，4C1凸陣探頭，頻率范圍1.5～4.0MHz。
所有胎兒均為在我院常規行Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ級產前超聲檢查 ，對胎兒進行相應的檢查，所有研究對象均選擇胎盤中央的部分，不靠近胎兒面或母體面，檢查時囑被檢者在平靜狀態下呼氣末屏住呼吸，檢查者維持探頭與掃查部位的垂直和固定，根據胎盤的位置調節不同的取樣深度，取樣深度在8cm以內，每位患者取避開胎盤血竇的胎盤實質測量9次，取平均值作為ARFI測值，單位為m/s。
1.3統計學分析 采用SPSS17.0統計軟件。Pearson相關分析求出各孕周胎兒胎盤的ARFI值；t檢驗比較前、后壁胎盤ARFI值；t檢驗比較不同取樣深度的胎盤ARFI值。P
2 結果
2.1各孕周胎盤ARFI值的關系 根據不同孕周分成亞組，統計各孕周與ARFI值的關系。相關系數r=0.033，P值0.471>0.05，沒有統計學差異，與孕周之間無相關性，均數（0.776±0.078）。見圖1。
圖1
2.2不同胎盤位置的ARFI值 根據胎盤前、后壁的位置分成兩組，比較前壁胎盤與后壁胎盤的ARFI值。見表1。
2.3不同取樣深度時胎盤的ARFI值 根據取樣深度分成兩組，≤4cm為一組，4.1～8cm為一組，比較不同深度ARFI值的區別，差異性明顯，P
3 討論
胎盤是母胎進行代謝產物、營養物質以及氣體交換的器官，其母血循環障礙，或是胎盤自身異常及病變，均會造成胎盤組織的病理改變。正常胎盤存在一定的代償能力，在其病變廣泛、嚴重時，將出現失代償現象，致使胎兒缺氧，或是胎死宮內。ARFI技術是超聲彈性成像技術的一種，是利用調制的聚焦超聲波束作為激勵機制，組織受力后產生縱向壓縮和橫向振動，產生聲剪切波，利用特定的電子系統采集組織內剪切波信號，就可以獲得感興趣區域的低頻剪切波的傳播速度。而剪切波的速度依賴于組織彈性，從組織彈性模量的估算，就可間接反映出該區域組織的彈性程度[2]。
胎盤功能、形態、位置的監測是圍產醫學的一項重要課題，胎盤功能是否正常，對胎兒的發育與安危具有極為極為不利的影響[3]?，F階段，胎盤功能、成熟度主要是通過超聲圖像進行初步評估，但是常規超聲檢查不能對組織彈性方面進行評價。而ARFI技術評價組織的彈性，對妊高癥、胎兒宮內發育遲緩等胎盤病變的初步診斷具有價值。
本次試驗研究針對不同孕周、不同胎盤位置、不同取樣深度的胎盤進行ARFI檢測，結果顯示ARFI指數與孕周相關性分析，不同孕周之間沒有明顯差異性；胎盤前壁、后壁檢查顯示，ARFI指數分別是（0.77±0.08）與（0.79±0.19），二者之間相對比差異性不明顯。但是對于不同取樣深度的ARFI檢查顯示，ARFI指數結果分別是（0.77±0.08）與（0.78±0.07），二者相互比較具有顯著性差異。造成這種結果可能與聲傳播的衰減有關，聲波傳播得越遠，吸收的聲波越多，衰減越多。相關文獻研究的取樣深度也與本次研究結果相似，丁紅等[4]進行了ARFI評價慢性肝纖維化的研究，取樣深度為距探頭4～5cm，張大等[5]進行了非酒精性脂肪性肝病肝纖維化的ARFI值研究，取樣深度為距肝包膜1～3cm，即距探頭2～4cm。根據相關文獻研究結果及我們研究認為測量胎盤的ARFI值時，取樣深度應距探頭4cm以內比較合適，當胎盤位于后壁時，可囑孕婦側臥，盡量將取樣深度控制在4cm以內。由此說明，不同孕周、不同胎盤位置對ARFI技術檢查結果沒有明顯影響，而不同取樣深度對檢查結果具有不同程度的影響，取樣深度應該盡量控制在距探頭4cm以內。
ARFI技術作為實時超聲彈性成像技術，可以精確無創的定量胎盤實質的彈性程度，不同孕周、不同位置及不同取樣深度的ARFI指數無顯著差異。本研究發現，不足之處：本研究只是對正常胎盤組織進行初步研究，對于有疾病的胎盤，例如妊高癥的胎盤等還有待今后進一步的研究。
參考文獻：
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關鍵詞：慢性萎縮性胃炎；胃鏡活檢；活檢鉗；取材深度
胃癌在臨床上的發病率較高，是我國導致死亡率居前三的惡性腫瘤之一[1]。慢性萎縮性胃炎是目前國際上公認的癌前病變類型，對該病的診斷主要通過內鏡檢查聯合病理檢查，其中病理檢查是慢性萎縮性胃炎診斷的金標準[2]。胃粘膜活檢標本的取材深度對于準確診斷慢性萎縮性胃炎具有非常重要的作用，活檢鉗的性能好壞能直接影響取材深度。目前臨床上關于不同類型的活檢鉗的取材深度的相關研究較少，因此本文就慢性萎縮性胃炎患者接受胃鏡活檢時采用兩種活檢鉗的取材深度進行分析與對比，旨在為提高患者的診斷準確性提供科學根據，具體報告總結如下。
1 資料與方法
1.1 一般資料
選取本院2010年9月-2012年9月期間收治的慢性萎縮性胃炎患者共100例，其中男性57例，女性43例，患者年齡為42-72歲，平均年齡57.0歲。所有患者均通過內鏡檢查與病理活檢確診，在選取樣本的過程中已排除符合以下標準的患者：1）消化道潰瘍或腫瘤；2）近1年內接受過胃部手術；3）長期酗酒史；4）心、肝、肺、腎功能障礙；5）食道靜脈曲張。所有患者在接受本文研究前均簽署知情同意書，本院倫理委員會對本次研究已批準。隨機將患者均分為2組，對比兩組患者的年齡、性別等基本資料，無顯著性差異，具有可比性。
1.2 檢查方法 對于A組患者采用有針胃鉗進行取樣，B組患者采用無針胃鉗進行取樣。首先對兩組患者均按照相關規定進行常規胃鏡檢查，再使用活檢鉗取胃體下部大彎、胃竇大小彎以及胃角體側組織各一塊，每次操作時醫生應盡量保持手法一致，將不同部位取得的活檢樣本分類保存。將樣本浸入10%福爾馬林溶液中，并送入病理實驗室檢查。
1.3 評價標準 將本文所有患者的最終病理診斷結果作為標準，與兩組患者獲得的標本進行對比，以計算診斷的符合率。每例患者共取樣4塊，以4塊中≥1塊樣本取材深度達到粘膜肌層作為取材深度滿意的標準[3]。
1.4 統計學方法 本文所有數據使用SPSS 16.0軟件進行分析與計算，計數資料采用%表示，組間比較采用X?檢驗，以P
2 結果
2.1 取樣滿意率 對比兩組患者的取材深度滿意率可得，A組與B組的取材深度基本一致，差異性無統計學意義（P>0.05），詳細數據見表1。
2.2 檢查符合率 比較兩組患者采樣后的病理檢查結果與最終病理檢查結果，差異性無統計學意義（P
3 討論
內鏡活檢取樣是診斷各類胃腸道疾病的重要措施，慢性萎縮性胃炎是目前公認的胃癌的癌前病變，因此需對其采取胃鏡聯合內鏡活檢，便于醫生選擇適宜的方式進行治療。內鏡活檢取材深度不夠可能導致患者的診斷一致性降低，影響醫生的判斷[4]?；顧z鉗的種類較多，其自身大小、結構、材料等均具有差異性，對取材深度具有明顯的影響。目前我國常用的活檢鉗主要可分為有針型與無針型兩種，關于上述兩種活檢鉗的取材深度的相關報道相對較少。
根據本文研究結果顯示，采用有針胃鉗進行活檢的A組患者與采用無針胃鉗進行活檢的B組患者，其取樣深度滿意率差異性無統計學意義（P>0.05）。而對比兩組患者的樣本檢查結果與最終診斷結果，符合率無顯著性差異（P>0.05）。由此可見，采用有針胃鉗與無針胃鉗的取材深度基本一致。綜上所述，對于慢性萎縮性胃炎患者采取有針胃鉗或無針胃鉗進行活檢取樣，均能達到滿意的效果。鑒于有針胃鉗在移放組織的過程中可能改變標本方向，進而影響切片效果，因此本文建議，在能使用無針胃鉗的情況下，對于慢性萎縮性胃炎患者盡量采用無針胃鉗取樣，以保證操作的嚴謹性。
參考文獻
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中圖分類號：S572；S153.6+21 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）19-4601-04
近年來，隨著現代煙草農業建設的推進，對分散種植的煙田進行綜合整治，在全國范圍內建立了一大批現代煙草農業基地單元。由于對原來自然形成的土壤進行翻壓和客土填埋，導致土壤物理結構、土壤化學成分和土壤生態環境都發生了較大的變化，在一定程度上限制了土壤肥力的提高。有機質含量是反映土壤肥力水平的一個重要指標，它不僅是土壤的有機養分庫，而且是保持土壤團粒結構、改善土壤水分、通氣條件和微生物活性的重要組分。調查植煙土壤有機質含量及其空間變異特征，可以為整治區域土壤培育方向和合理施肥提供科學依據，因而成為現代煙草農業基地建設首要解決的問題之一。
采用地統計學方法可以比較準確地了解土壤養分的空間分布特征及變異規律，對農業生產中的土壤改良、精準施肥以及農產品的高產優質和高效生產都具有重要意義[1]。目前，地理信息系統（GIS）技術與地統計學方法在農業生產中尤其是在精準施肥等方面得到了越來越廣泛的應用[2-6]。本研究采用GIS技術與地統計學相結合的方法，研究恩施州清江源現代煙草農業科技園（以下簡稱清江源）、恩施市城郊現代煙草農業基地單元（以下簡稱城郊）和利川市柏楊現代煙草農業基地單元（以下簡稱柏楊）土地整治區煙田土壤有機質含量及其空間變異特征，并進行有機質肥力等級評價，以期為整治區域土壤培育方向和合理施肥提供依據。
1 材料與方法
1.1 研究地區概況
1.3 數據分析
用“平均值±3倍標準差”方法去除異常值，利用SPSS 13.0軟件對土壤有機質含量進行描述性統計分析；采用Cochran[8]和姜城等[9]的方法對取樣數量進行估計；用地統計學軟件GS+ 7.0進行半方差函數計算和模型擬合，對土壤有機質含量空間變異的影響因素進行分析，具體參考張淑娟等[10]和李強等[11]的方法；在ArcGIS 9.3平臺上制作有機質含量空間分布圖。
2 結果與分析
2.1 整治區植煙土壤有機質含量描述性統計分析
2.2 整治區植煙土壤合理取樣數量分析
根據Cochran[8]關于區域純隨機取樣數量的計算公式，計算出2個置信水平3個不同相對誤差下每個研究區域所需的取樣數量（表2）?？梢钥闯?，置信水平越低，所需要的取樣數量就越少；在一定置信水平條件下，區域土壤有機質變異越大，達到相同精度所需要的取樣數量就越多；在相同精度下可允許相對誤差越大，所需要的取樣數量就越少。例如在95%置信水平和5%相對誤差條件下，如果針對土壤有機質含量進行取樣分析，城郊土壤需要采集121個土樣，清江源土壤需要采集86個土樣，而柏楊土壤只要采集42個土樣就足夠了。由此可以看出，在本試驗中，柏楊實際采樣數量基本達到95%置信水平和5%相對誤差條件，而清江源和城郊則分別相差15個和63個。
相對于土壤氮、磷、鉀等養分來說，土壤有機質含量是相對穩定的土壤屬性，其空間變異通常也相對較小，因此在實際工作中，由于常常需要對土壤氮、磷、鉀等養分同時進行分析，需要加大樣品采集密度，此時可以通過適當減少土壤有機質樣品分析數量的方法，以降低樣品分析成本。
2.3 整治區植煙土壤有機質含量半方差分析
半方差函數是描述土壤性質空間變異的一個函數，反映不同距離觀測值之間的變化。模型的選擇取決于變異函數理論模型的擬合參數，
一般認為，塊金值（C0）表示由隨機部分引起的空間異質性，基臺值（C0+C）表示系統內總的變異。塊金系數C0/（C0+C）表示由隨機因素所引起的異質性占總的空間異質性的程度[15，16]。按照區域化變量空間相關程度的分級標準，塊金系數小于25%說明變量具有強烈的空間自相關性，塊金系數為25%～75%說明變量具有中等空間自相關性，大于75%說明變量的空間自相關性較弱[17]。根據陳延良等[18]和于婧[19]的分析，土壤養分空間變異主要是由于成土母質、土壤類型、氣候及生物活動（包括人類耕種措施）等因素所致，而半方差函數中的參數從不同的角度揭示了土壤性狀產生差異的主導因素及其變異程度。在本研究中，城郊土壤有機質具有中等空間自相關性，說明土壤有機質含量在該區域內的空間變異是由成土母質、土壤類型等結構性因素和人類活動等人為因素共同決定的。
最大相關距離（變程）反映出屬性因子空間自相關范圍的大小，它與觀測尺度以及在取樣尺度上影響土壤屬性的各種生態過程、人為因素、自然條件等都有關[20]。表3結果表明，城郊土壤有機質含量的變程較大，在500 m以上，說明其變異以大塊狀變異為主，即有機質含量在較大的范圍內存在著空間自相關性。
2.4 整治區植煙土壤有機質空間分布及等級評價
土壤有機質的空間分布圖是土壤有機質空間異質性的具體表現，是土壤在不同區域的物理、化學和生物學過程相互作用的結果[21]。圖2表示清江源、城郊和柏楊區域土壤有機質空間分布規律。從圖2可以看出，清江源土壤有機質出現3個等級，且不同等級分布比較零散；城郊土壤只有2個等級，西部土壤有機質含量較高，而東部區域土壤有機質含量較低；柏楊土壤有機質含量也是2個級別，但低值等級所占比例較小，整體分布比較均勻。
表4表示清江源、城郊和柏楊區域土壤有機質含量等級及其所占比例。82.3%的清江源土壤、88.2%的城郊土壤和100%的柏楊土壤有機質含量均屬于偏低和低等級。城郊土壤有機質偏低等級（10～20 g/kg）所占的比例分別比清江源和柏楊低33.8%和46.3%，而低等級（6～10 g/kg）分別比清江源和柏楊增加2.65倍和2.30倍。整體而言，清江源、城郊和柏楊土壤有機質含量都較低，城郊最低，其次是柏楊，清江源最高。因此，在各區域進行推薦施肥時應增施或多施有機肥。
3 結論
3個區域土壤有機質含量均較低，其中城郊最低，分別比清江源和柏楊低36.4%和28.7%。不同區域土壤有機質含量變異系數為18.8%～33.2%。
恩施城郊土壤實際采樣數量不能滿足在95%置信水平和5%相對誤差條件下的空間變異性研究，其次是清江源，而柏楊實際采樣數量比較合理。
恩施城郊土壤有機質含量的半方差理論變異函數對實際的擬合最好，且F檢驗達到極顯著水平。
恩施城郊土壤有機質偏低等級（10～20 g/kg）所占的比例分別比清江源和柏楊低33.8%和46.3%，而低等級（6～10 g/kg）所占比例分別比清江源和柏楊增加2.65倍和2.30倍。
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【關鍵詞】 血常規檢驗； 誤差； 原因
doi：10.14033/ki.cfmr.2017.14.033 文獻標識碼 B 文章編號 1674-6805（2017）14-0060-03
血常規檢驗是血液檢驗的基本方法，是對血液細胞：紅細胞、白細胞、血小板進行檢驗，通過患者的血液變化情況來判斷患者的身體狀況，其檢測指標一般包括三種血液細胞和血紅蛋白[1]。血常規檢驗的準確性對于指導醫生準確判斷患者的病情，并根據實際情況制定合理的治療方案極為必要。本研究以筆者所在醫院患者為研究對象，探究血常規檢驗的常見誤差原因，以期為血常規檢驗準確性提供科學指導。
1 資料與方法
1.1 一般資料
選擇2015年4月-2016年4在筆者所在醫院接受治療的71例患者為研究對象，其中糖尿病患者15例，高血壓患者11例，婦科疾病患者10例，心腦血管疾病患者23例，其他疾病患者12例。男38例，女33例；患者年齡18～59歲，平均（36.58±4.12）歲。
1.2 方法
所有患者均于入院時對患者分別采用靜脈采血和末梢采血兩種方式采集3 ml血液進行檢驗，使用深圳邁瑞BS420全自動生化分析儀對所有血液樣本進行檢驗，相應的檢驗試劑盒由深圳邁瑞生物科技有限公司提供。采集完血液樣本后將其送交檢驗。（1）分別在取樣即刻、2 h后、4 h后進行檢測；（2）分別檢測血紅蛋白吸管、微量加樣器、稀釋器不同采樣方式下采集的血液樣本；（3）分別檢測在常溫下保存的血液樣本和4 ℃冰箱中保存的血液樣本。
1.3 觀察指標
觀察比較不同時間、不同取樣方式、不同保存方式下血液樣本的檢驗結果。檢驗指標包括：紅細胞（RBC）、白細胞（WBC）、血小板（PLT）、血紅蛋白（HGB）。
1.4 統計學處理
所得數據使用SPSS 21.0統計學軟件處理， 計量資料以（x±s）表示，采用t/F檢驗，計數資料以率（%）表示，采用字2檢驗，P
2 結果
2.1 不同時間點血常規檢測結果比較
不同時間點對患者的血液進行檢驗，患者的各項血液檢測結果差異有統計學意義（P
2.2 不同采樣方式血常規檢測結果比較
研究發現微量加樣器和稀釋器兩種取樣方式采集的血壓樣本檢驗結果比較差異無統計學意義（P>0.05），但是血t蛋白吸管取樣方式采集的血液樣本檢測結果與微量加樣器、稀釋器采集血液樣本的檢測結果比較差異有統計學意義（P
2.3 不同采血位置血液樣本檢測結果比較差異
靜脈采血的血液樣本各指標檢驗結果與末梢采血血液檢驗各指標檢驗結果比較差異有統計學意義（P
2.4 不同保存方式下血液樣本檢驗結果比較差異
8 ℃～28 ℃環境下保存的血液樣本各項指標檢測結果為：RBC：（4.31±0.75）×1012/L；WBC：（8.06±0.47）×109/L；PLT：（301.21±25.26）×109/L；HGB：（117.56±4.87） g/L。冰箱內保存的血液樣本各項指標檢測結果為：RBC：（4.31±0.75）×1012/L；
WBC：（5.21±0.58）×109/L；PLT：（211.34±24.12）×109/L、HGB：（117.56±4.87）g/L。兩種保存方式下的血液檢測結果在WBC和PLT兩項指標方面比較差異均有統計學意義（P
3 討論
血常規檢驗的準確性對于確定患者的疾病類型、病情程度至關重要[2]。但是在實際操作過程中血常規檢測往往會受到各種因素的影響導致出現檢驗誤差。近年來醫學工作者逐漸開始認識到血常規檢驗準確性的重要性，開始關注對血常規檢驗結果影響因素進行分析，相關研究不斷增多[3-5]。有研究指出血液樣本的放置時間、采集方式、采集位置、保存方式都會對檢驗結果造成影響[6]。
本研究對筆者所在醫院71例患者的血液樣本進行研究，研究發現隨著血液樣本放置時間的延長，其檢測結果也相應的發生變化，RBC、PLT、WBC血液細胞水平明細升高，而HGB水平則明顯下降；在冰箱內保存的血液樣本與常溫下保存的血液樣本進行比較法發現PLT、WBC水平比較，差異有統計學意義（P
血液樣本很容易受外界環境影響而與空氣中的微生物發生反應，常溫環境下空氣中的微生物增多，因此如果將采集后的血液樣本置于常溫環境下血液成分很容易發生改變，RBC、PLT、WBC等血液細胞水平及HGB水平都會發生相應的改變；隨著血液樣本放置時間的延長其發生的變化越大[7]。因此采集的血液樣本要盡快進行檢驗，如不能盡快檢驗應盡量將其存放于冰箱內，減少其與空氣中微生物發生反應的幾率。
此外血液采集方式、采集位置也會對檢測結果造成影響，采用血紅蛋白吸管采集血液會對檢測結果造成誤差，其主要原因在于血漿內的很多有效成分附著于吸管壁上使各項檢測指標下降。末梢采血和靜脈采血是臨床上主要采用的兩種采血部位，其中指尖末梢的血管一般較細，并不能準確反應患者的實際血液狀況，因此會導致檢測誤差[8]。
本研究通過對71例患者進行實際臨床研究發現血液采集方式、采集位置、保存方式、放置時間都會對檢測結果造成影響，這一研究結果與以上分析一致。
綜上所述，末梢采血、血紅蛋白吸管采集血液樣本、樣本放置時間過長、常溫下保存都會導致檢驗誤差，在臨床上應盡量采取相應措施避免誤差的發生。
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【關鍵詞】樣本 抽樣 U分布 T分布 正態分布 置信度 置信區間 樣本均值
1 在測試中引入統計學的概念
自從2007年畢業以來，本人一直從事新產品測試工作。剛開始測試樣本數量一般是1臺，且用“通過”或“不通過”作為測試的結論。后來發現1臺樣本隨機性太強，很難代表新研發產品的設計品質，所以樣本數量增加到多臺。這樣一來測試中經常發現下列幾種狀況：一、多個測試結果結論不統一，有的結果在規格內，有的則在規格外；二、所測多個樣機的電壓值均在規格內，但普遍靠近規格上限或下限；三、對同一臺樣機多次測試，所得結果有的在規格內，有的在規格外；針對這些測試結果，簡單用“通過”或“不通過”來評估該設計顯然是不充分的，有必要引入其他的描述對整體的設計品質做評估，來準確判定設計的質量。
經過各種借鑒和學習，最終我們引入統計學方法對測試所得的多組數據做處理，并利用“樣本均值”“置信度”“置信區間”等概念對樣本作全面的評估。
2 正態分布
2.1 CPK 的廣泛應用
常用的統計學方法有多種，U分布、T分布、Z分布等。因為U分布是多種分布的理論基礎，也是應用最廣的分布，所以開始我們采用cpk作為設計質量判斷的指數。Cpk（Complex process capability index） 全稱是制程能力指數，一般用來反映生產過程性能的允許最大變化范圍與過程的正常偏差的比值。也有公司用它來表征產品設計的質量。在此不做論證其適用性，僅對實用過程做說明。
Cpk=min[ ]
其中USL，LSL分別為規格上限和下限； 為取樣數據平均值； 為取樣數據標準差；對cpk數值對應的設計質量分析見下表1。
2.2 CPK的不足
以上計算過程簡單，結論明確，可操作性強。但實際應用于項目中后發現根據取樣數據所得cpk值偏低，并不能準確反映設計情況。追究原因可能源于以下幾點：
（1）所得樣本數據存在異常點，即由于非設計因素影響使得測試結果出現偏差；而在統計分析中沒有排除這些點；（2）樣本數據分布形態不符合正態分布；（3）最重要的一點，樣本數據量過小，不符合用cpk分析設計質量的要求。因為相關資料中介紹cpk時有建議取樣數據最少要在120個以上，而在實際的研發試樣中，樣機總數量很少超過15臺，遠達不到要求。（4）沒有考慮隨機因素的影響。
3 T分布
3.1 T分布介紹
基于以上原因，我們決定采用T分布來進行數據分析，并加入了“預測符合度”的考量對分析所得區間做調整?，F將T分布介紹如下。T分布以U分布為理論基礎，是一簇曲線其形態變化與樣品數量n有關。樣品數量越小，t分布曲線越低平，樣品數量越大，t分布曲線越接近標準正態分布曲線，當樣品數量大于120個時，T分布曲線和標準正態分布曲線無限接近（圖1所示）。簡單說來，每一種樣品數量都對應著T分布的的一條曲線。這樣就使得樣品分布與T曲線的符合度高，就解決了樣品數量過小的問題（事實上當樣品數量小于30個時，使用T分布是合適的）。
另外，T分布中考慮了置信度，即考慮了在抽樣對總體參數做出估計時，由于樣本的隨機性，其結論總是不確定的。因此置信度是一種概率的陳述方法，也就是數理統計中的區間估計法，即估計值與總體參數在一定允許的誤差范圍以內，其相應的概率有多大。
再者，考慮到設計本身所固有的可變性（與制造過程的可變性無關），引入了預測符合度的概念，用以對T分布統計計算所得區間范圍做調整。
基于以上分析，當置信度為95%，而預測符合度為90%時，最大的預期數值為5.44v，這個數據是在產品的規格范圍內的（4.5V-5.5V），然而，這一分布并不像預期的那樣以5V為分布中心，二是已4.77V為分布中心，這一偏差導致了預測的最小值4.42V超出了產品的規格范圍。導致這一情況的因素很多，可能是樣本不能證明產品的性能，或者也可能是需要更多的樣本量來減小樣本均值的置信區間。
4 結語
以上算法結合了T分布的算法和累計的經驗，在多個項目中運用并驗證過，能較準確的評價樣機的性能特征，能作為設計后續事宜的可靠參考，并對后續的設計改進以指導，所以在公司內得到了廣泛的應用。后續的改進主要集中在如何篩除異常取樣值，這一過程還在思考中。
參考文獻：
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【關鍵詞】 齲齒；氟化物，外用；鏈球菌，口腔；投藥，局部；兒童
【中圖分類號】 R 179 R 780.1 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000-9817(2009)03-0245-02
針對高患齲風險兒童，應采取綜合措施防止新生齲。尤其對于5～6歲替牙期兒童，由于新生恒牙正在萌出，而乳牙齲已經存在，更要采取預防措施，以抑制致齲菌在口腔內的生長［1-2］。氟化氨銀(Ag(NH3)2F，SDF)應用于兒童防齲效果得到廣泛肯定，不斷有實驗報道其有促進再礦化及防齲效果；但對于氟化氨銀的防齲機制理論還需要進一步探討。唾液中致齲菌水平與齲失補牙數呈正相關，而通過對致齲菌的檢測，可預測患齲風險、評估防齲效果。本實驗在探討氟化氨銀預防治療乳牙齲效果的同時，研究其對口腔中變形鏈球菌的影響。
1 對象與方法
1.1 對象 2007年3月17日-9月17日，由鄭州大學口腔醫院組織的針對鄭州市區兒童口腔衛生檢查中，隨機抽取年齡6歲、齲失補指數dmft>4［3］的兒童40名(男童22名，女童18名)。要求患者無嚴重系統性疾病，無牙髓炎及根尖周炎，第一恒磨牙已完全萌出且未做過窩溝封閉。經鄭州大學倫理委員會同意和家長在知情書簽字后作為研究對象。
1.2 方法
1.2.1 實驗分組 將40名兒童隨機分成4組：10人為實驗組A，對全部乳牙齲表面涂布38%SDF干預；10人為實驗組B，對第一恒磨牙窩溝涂布窩溝封閉劑干預；10人為實驗組C，使用窩溝封閉劑和SDF聯合干預對全部乳牙齲表面抹布38%SDF，同時對第一恒磨牙涂布窩溝封閉劑；10人作為對照組不進行任何干預。
1.2.2 取樣時間與方法 采用1997年WHO制定的口腔健康調查基本方法，使用一次性檢查器械，檢查由同一名口腔醫生擔任。于每天9：00-10：00取樣，用無菌口杯取口腔內非刺激性全唾液標本，用移液器取0.1 mL唾液置于裝有0.9 mL林格氏液的無菌1.5 mL離心管中，帶回實驗室進行培養。
將無菌離心管中的唾液樣本于0.5 h內經充分震蕩60 s后，用林格氏液連續倍比稀釋，獲得從10-1～10-5的唾液細菌稀釋液。變形鏈球菌接種液稀釋濃度為10-4，取0.05 mL接種于直徑為7.5 cm的含輕唾培養基的平皿。接種液滴于平板中央，用滅菌L型玻璃棒均勻涂布后裝入厭氧發生罐，置于培養箱培養3 d。
通過菌落形態學特點和直接菌落涂片后革蘭染色，顯微鏡下觀察，初步判斷在上述初步鑒定的基礎上通過生化反應，鑒定變形鏈球菌。對培養基平皿上已經確定的菌落進行計數，計算每毫升菌落數(CFU/mL)，將細菌計數采用對數轉換為Log10CFU。第1次(基線)取樣后，對各組兒童分別采用相應的干預治療措施(見實驗分組)，干預后1周，第2次取樣；干預后4周，第3次取樣；干預后8周，第4次取樣。
1.3 統計學分析 細菌計數資料實驗數據用SPSS 13.0統計軟件進行統計學分析，采用重復測量的方差分析。
2 結果
實驗組A經涂布38%SDF 1周、4周、8周后，口腔內變形鏈球菌數量與基線之間差異有統計學意義(P＜0.05)；實驗組B經涂布窩溝封閉劑1周、4周、8周后，口腔內變形鏈球菌數量與基線差異無統計學意義(P＞0.05)；實驗組C經涂布38%SDF和窩溝封閉劑1周、4周、8周后，口腔內變形鏈球菌數量與基線差異有統計學意義(P＜0.01)。
4種不同方法處理后變形鏈球菌計數差異有統計學意義(P＜0.05)。兩兩比較顯示，氟化氨銀組與對照組間差異有統計學意義(P＜0.05)，聯合干預組與對照間差異有統計學意義(P＜0.05)，窩溝封閉組與對照組間差異無統計學意義(P＞0.05)，窩溝封閉組、氟化氨銀組和聯合干預組之間差異均有統計學意義(P值均＜0.05)，氟化氨銀組與聯合干預組間差異無統計學意義(P＞0.05)。見表1。
3 討論
氟化氨銀是由日本學者山賀禮一等最先研究并介紹的抑齲藥物，局部應用SDF的臨床實驗結果顯示其具有較強的防齲抑齲作用，可有效預防兒童齲病和抑制根面齲的發展，同時具有促進再礦化的作用［4-6］。國內近年也有部分研究證實氟化氨銀的抑齲效果，并對其作用機制進行了有益的探討［7-8］。綜合國內外的研究，主要在于其防齲效果的觀察，及對其作用于牙本質表面再礦化特性的研究［9］。本研究探索了局部應用38%Ag(NH3))2)F對替牙期高齲兒童齲病的控制，同時通過與窩溝封閉對照，觀察口腔內變形鏈球菌的改變情況。
本研究結果顯示，實驗組A單獨使用38%Ag(NH3))2)F涂布乳牙表面1周后、4周后、8周后，兒童口腔內變形鏈球菌與治療前差異有統計學意義，即對于高患齲兒童涂布38%Ag(NH3))2)F后，可以抑制口腔內變形鏈球菌的生長。在涂布38%Ag(NH3))2)F 1周后與4周后、1周后與8周后、4周后與8周后，口腔內變形鏈球菌之間差異均無統計學意義，說明38%Ag(NH3))2)F可以在8周內持續發揮其抑菌作用，抑菌效果沒有明顯下降。這些與國外對氟化氨銀抑菌性的體外研究結果［10-11］相符，證明38%Ag(NH3))2)F對于變形鏈球菌短期具有抑制作用，但是否涂布38%Ag(NH3))2)F后具有6個月以上的長期抑菌效果、對于其他口腔致病菌是否也有抑制作用，以及是否會產生耐氟菌株等，還需要做進一步研究。
本研究結果還顯示，實驗組B單獨對已萌出的第一恒磨牙窩溝封閉，治療前口腔內變形鏈球菌和治療1周、4周、8周后差異均無統計學意義，說明單獨使用窩溝封閉劑不能抑制變形鏈球菌生長，與Carlsson等［12-13］的研究結果相符。提示針對替牙期兒童僅采用窩溝封閉并不能減少口腔內其他牙齒的患齲風險，必須采用針對整個口腔的預防保健措施。
實驗組C在對乳牙表面涂布38%Ag(NH3))2)F的同時對已萌出的第一恒磨牙進行窩溝封閉，1周、4周、8周后兒童口腔內變形鏈球菌與治療前差異有統計學意義，即對于高齲兒童采取窩溝封閉劑與38%Ag(NH3))2)F聯合應用，可以抑制口腔內變形鏈球菌的生長。提示38%Ag(NH3))2)F和窩溝封閉劑同時使用可以降低兒童的患齲風險。在替牙期，針對混合牙劑分別對乳牙涂布氟化氨銀、對新生恒磨牙進行窩溝封閉是行之有效的。
齲病與細菌、宿主、食物等諸多因素有關，因此應當采取綜合的預防措施預防齲病。在替牙期，一方面針對細菌通過氟化氨銀抑制口腔唾液內變形鏈球菌的生長；另一方面針對宿主和食物因素積極采取口腔健康教育和窩溝封閉相結合等綜合措施，能有效地降低新生恒牙的患齲率。氟化氨銀的防齲效果，除抑制變形鏈球菌以外，對其他致齲菌的抑制作用也有文獻提及，另外其促進礦化與再礦化的作用也是其防齲的主要機制。
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方法：選取在我院門診及住院患者46例為研究對象，使用UF-100全自動尿沉渣分析儀對上述患者送檢胸腹水標本中的白細胞和紅細胞數進行檢測，并與同期采取手工法檢測結果相對比。
結果：UF-100UF-100全自動尿沉渣分析儀和手工法兩種方法對46例胸腹水標本中紅細胞和白細胞數的檢測結果對比上無顯著性差異和統計學意義（P>0.05）。
結論：UF-100全自動尿沉渣分析儀在胸腹水細胞計數檢測有明顯的臨床推廣及應用價值。
關鍵詞：胸腹水UF-100全自動尿沉渣分析儀細胞計數
【中圖分類號】R4【文獻標識碼】A【文章編號】1671-8801（2013）11-0064-02
胸腹水細胞計數的常規檢查一般都采取手工法進行檢測，由于手工法檢測步驟繁多復雜，人為誤差較大，不同檢測者獲得檢測結果不一，重復性差[2，3]，因此使得實驗室之間存在較弱的可比性，這對實驗室質量評價的建立和完善會產生負面影響，同時檢查者結果也會對臨床醫師做出的判斷造成影響，不利于患者的治療。因此，若是能保證整個檢測過程全自動化，很大程度上能解決或避免以上問題。本文重點探討和分析了使用UF-100全自動尿沉渣分析儀對46例胸腹水檢測樣本中的紅細胞和白細胞計數的檢測結果，并與手工檢測法進行了對比，現將對比結果整理報道如下。
1材料與方法
1.1檢測標本取樣。選取46例胸腹水標本均來自于在我院門診及住院患者的送檢標本，其中男28例，女18例；年齡17-78歲；46例患者，消化科、呼吸科、心臟科以及其他分部為12例、18例、6例以及10例。標本取樣后立即送往相關實驗室檢驗。
1.2儀器。UF-100全自動尿沉渣分析儀，檢測中使用的試劑均為Sysmex醫用電子有限公司提供。
1.3檢測方法。對上述選取的46例取樣送檢標本進行標記，并分別采取UF-100全自動尿沉渣分析儀和光學顯微鏡對樣本中的細胞計數進行分析和檢測；若檢測過程中發現有核細胞在10×106/L以上，則應用離心沉淀法將檢驗標本中所有的核細胞收集并給予瑞氏染色后，再行細胞分類。上述檢驗過程中，UF-100的檢測步驟均依照UF-100全自動尿沉渣分析儀的操作說明書進行，而采取光學顯
微鏡檢測手工計數法依據《全國臨床檢驗操作規程》中規定流程進行，使用UF-100全自動尿沉渣分析儀的操作人員和采取光學顯微鏡手工法計數的人員都為實驗專業檢測人員，采取雙盲式判讀結果。
1.4統計學方法。對上述兩種數據進行匯總處理，使用統計學軟件SPSS19.0對上述數據進行分析和處理，兩組間細胞計數結果采取t檢驗，以P
2結果
通過采取UF-100全自動尿沉渣分析儀對上述46例胸腹水送檢標本進行檢驗發現，樣本中紅細胞、白細胞以及上皮細胞的計數依次為（154.8±125.5）×106/L、（378.2±103.1）×106/L和（78.2±14.1）×106/L；采取光學顯微鏡人工計數法對上述46例胸腹水送檢標本進行檢驗發現，樣本中紅細胞、白細胞以及上皮細胞的計數依次為（149.1±105.3）×106/L、（385.2±104.3）×106/L和（66.1±14.4）×106/L，兩組檢測在上述三項檢測指標上進行對比，發現二者檢測結果均無顯著性差異和統計學意義（P>0.05）。詳細對比見下表1。
3討論
UF100的工作原理是采用流式細胞和電阻抗的原理，利用細胞染色后，通過細胞的熒光強度、前向散射光強度及電阻抗的大小來區別尿中有形成分類型[5，6]。儀器根據白細胞的特點將熒光強度高和散射光高的細胞歸為白細胞。
UF100與計數板法計數胸腔積液中白細胞有良好的相關性，說明了儀器和手工的規范檢驗具有較高的可比性。在白細胞計數小于5000個/μl時，線形良好，與金大鳴[7]報道的0～4 600個/μl時r=0.999相近。UF100計數白細胞的CV比計數板法計數的CV小。UF100在WBC>40個/μl時，CV
UF100具有設計精密，加樣恒定準確，檢測快捷，處理標本的方式清潔衛生等優點。白細胞在UF100散點圖上分布于高熒光強度區域，活的白細胞有一定的體積和密度，具有高前向散射光強度和低熒光強度，死亡或被破壞的白細胞體積和密度都有所改變，分布在散點圖中的低散射光強度和高熒光強度區域，因此可以根據胸腔積液白細胞散點圖初步判斷是急性感染還是慢性感染。
然而，UF100也有其不足之處，我們分析了UF100與計數板法結果相差較大的標本，發現3份胸腔積液標本中因含有大量間皮細胞殘骸而引起白細胞假性增多。
UF-100全自動尿沉渣分析儀采取的原理主要有兩種，一種為流式細胞原理，另外一種為電阻抗原理，它通過借助上述兩種原理對取樣檢測樣本中含有的各種有形成分的Fsc（前向散射光強度）、Fscw（前向散射光脈沖寬度）、F1（熒光強度）、F1w（熒光脈沖強度）以及Imp（電阻抗）大小進行測定，并對標本中各種有形組成成分進行識別和計數，如本文研究中的紅細胞、白細胞以及上皮細胞等[1-4]。在自動檢測的過程中，標本通過自動混合均勻，來大大降低因采取離心沉淀法計算體積而出現的誤差，且也在很大程度降低了細胞成分附壁，沉淀過程中出現變形等因素的影響，因此測定的結果較為客觀、可靠性高。這就是說UF-100全自動尿沉渣分析儀對送檢標本中紅細胞、白細胞以及上皮細胞的檢測結果在相當大范圍內計數較為準確，可作出定量報告[2-4]。本文研究表明，在使用UF-100全自動尿沉渣分析儀和光學顯微鏡人工檢驗法對上述選取的46例胸腹水檢驗標本進行分析發現，兩種檢驗方法在紅細胞、白細胞、上皮細胞三種檢驗結果對比上均無顯著性差異和統計學意義（P>0.05），而兩者在白細胞檢驗數據有一定的差別，可很有可能與送檢胸腹水樣本中的特殊性有關；與新鮮的尿液相對比而言，取樣胸腹水的標本在體內停留時間長，這段時間內取樣物中的白細胞可能會出現溶解、聚集以及變形等現象。
綜上所述，UF-100全自動尿沉渣分析儀在胸腹水細胞計數檢測與人工計數法在各項檢測數據上無太大差異性，定量分析的良好檢查方法，可作為常規的胸腔積液WBC分析工具，但是有的標本還需要鏡檢計數來糾正補充，以使結果更加準確。UF-100全自動尿沉渣分析儀較人工計數法具有效率高、速度快以及重復性好等優點，因此UF-100全自動尿沉渣分析儀在胸腹水細胞檢測中有明顯的臨床推廣及應用價值。
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【關鍵詞】一氧化氮；齦溝液；牙周炎
一氧化氮（nitric oxide，NO）是一種毒性強，不穩定，易擴散，化學性質活潑，半衰期極短的自由基[1-2]，是一種特殊的多功能的信號分子和效應分子在機體內可充當信使、介質和細胞功能調節因子，對多種器官、系統的功能具有重要的調節作用，參與眾多的生理病理過程。隨著NO在唾液中的檢出，其在口腔疾病中作用的研究正逐漸成為口腔研究領域的熱點之一。內源性NO以L-精氨酸為底物，由一氧化氮合酶（nitric oxide syntheses，NOS）催化合成，可在體內廣泛存在，研究表明，NO可以參與牙周微循環的調節，并且在牙周炎患者與牙周健康者的唾液、齦溝液及牙齦組織中NO的含量有明顯區別[3]。
本實驗通過檢測不同嚴重程度牙周炎患者齦溝液中NO的含量，觀察NO的表達與牙周炎發生發展之間的關系。
1資料與方法
1.1儀器與材料一氧化氮試劑盒（南京建成生物工程研究所）；721型可見光光度計（上海精密科學儀器有限公司）；高速冷凍離心機（湖南儀器儀表廠）；可調式移液器（型號：YYQ-1000P，北京明力普瑞科技有限公司）
1.2研究對象及分組從我院口腔科門診就診患者中隨機選擇慢性牙周炎患者30例作為研究對象，其中男33例，女27例。納入標準：①1年內未進行過任何牙周治療。②臨床檢查和X線片診斷為全口多數牙牙周袋形成，牙槽骨吸收。③每位患者全口余留牙≥20個。④6個月內未服用過抗生素或免疫抑制劑。⑤全身健康，無免疫缺陷病、內分泌等系統性疾病。⑥女性患者不在妊娠、哺乳期。對研究對象進行牙周探診，根據附著喪失（clinical attachment loss，CAL）程度分別分為輕、中、重度組。輕度組：至少15個位點附著喪失≤4mm；中度組：至少15個位點附著喪失在3-5mm之間；重度組：至少15個位點附著喪失≥5mm[4]。另選牙周健康的本院職工10例作為正常對照組，其中男13例，女15例。所有受試者均知情同意，自愿參加本研究。
1.3實驗方法根據牙周探診記錄，選擇實驗組牙周炎患者口內兩個以上不同象限2-4顆病變最嚴重牙位和對照組牙周健康者4顆第一磨牙作為取樣牙，均分別在牙齒頰、舌側的近、遠中點取樣。去除取樣牙齦上菌斑及牙石，受試者清水漱口后，隔濕取樣牙，輕輕吹干牙面，1min后，將已稱重的2mm×8mm Whatman濾紙條輕輕插入齦溝或牙周袋內至遇有輕微阻力時止，留置30s后取出，迅速放入Eppendorf管中。將每顆牙的4條濾紙條作為一份樣本置入同一Eppendorf管中。棄去帶血或明顯被唾液污染的樣本。根據取樣前、后濾紙條重量差換算出GCF體積，定量后將樣本密封、-20℃凍存、待檢。取樣后記錄CAL、牙周袋探診深度（pocketprobing depth，PPD）和出血指數（bleeding index，BI）。
1.4NO測定將凍存樣本常溫下解凍，每管加入PBS液（0.01mol/L，pH7.4）300μl，室溫振蕩1h，4℃，10000r/min離心10min，棄去濾紙條，上清液4℃保存。取上清液100μl按NO試劑盒說明通過硝酸還原酶法檢測GCF樣本中NO水平，每樣本均設復管，空白對照為100μl雙蒸水。各樣本分別于721型分光光度計550nm波長、0.5cm光徑比色測定光密度，根據試劑盒提供公式計算GCF樣本中NO濃度，單位為μmol/L。
1.5統計學處理各指標以位點牙為單位，實驗數據以均數±標準差（χ±s）表示，采用SPSS11.0軟件包對數據進行Student t-test檢驗。
2結果
2.1研究對象及取樣牙位一般情況本組研究對象共40人，男28人、女12人。其中輕、中、重度組10人，平均年齡分別為43.9±2.6、42.5±2.2、43.6±1.8歲；對照組10人，平均年齡43.1±2.6歲，實驗與對照組年齡的差異無統計學意義（P>0.05）。四組取樣牙BI、PPD、CAL的差異均具有統計學意義（P
3討論
NO是一種特殊的多功能的信號分子和效應分子在機體內可充當信使、介質和細胞功能調節因子，對多種器官、系統的功能具有重要的調節作用，參與眾多的生理病理過程。
研究顯示，NO信號通路除可以在心血管系統、神經系統等發揮效用外，還可與機體的免疫功能特別是機體的非特異性宿主防御反應有關。NO介導了LPS、TNF、IL-1等細胞因子的病理作用，調節白細胞與EC粘附，抑制T細胞增殖，提高NK細胞活性等，這些均顯示了NO與機體免疫功能密切相關[5]。而LPS、TNF、IL-1均參與了牙周病的發生發展過程。國內外已有學者[3-7]在牙周病患者的唾液及齦溝液中檢測出了NO，說明NO參與了牙周病的進程。本實驗在不同程度的牙周炎患者的齦溝液中均檢測出了NO且其含量要高于相對正常對照組，也再一次驗證了這一結論。
齦溝液從牙齦結締組織通過溝內上皮和結合上皮滲入到齦溝中的液體，其主要成分與血清相似。包括補體-抗體系統的成分、各種電解質、蛋白質、葡萄糖、酶等，其他成分來自則可鄰近牙周組織還有細菌及其他微生物[4]。由于其來自牙周組織，可與牙周病的嚴重程度和活動期有一定關系。
齦溝液中成分的變化可較準確地反映牙周組織的狀態，對牙周炎活動期的診斷、預測疾病的發展等均具有重要意義。目前，各類研究中多采集唾液中的NO來研究其與牙周病的關系，而分析齦溝液中NO含量變化的文獻仍較少見。通過本研究通過采集不同程度牙周炎患者的齦溝液，采用硝酸還原酶法檢測NO含量發現，在正常對照組及各實驗組中均存在有NO，但實驗組齦溝液中NO的含量要遠遠高于正常對照組，且隨著牙周炎程度的加重，NO的含量也在增加。本結果與國內學者葛頌、龔斌[6-7]的研究結果一致，說明NO參與了牙周炎的發生與發展，也為進一步研究NO在牙周炎中的作用機制奠定了實驗基礎。
參考文獻
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