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采用分層整群抽樣方法，選取黔南地區(qū)城區(qū)6所幼兒園3～6歲兒童共1 140名，測量身高、體重。采用世界衛(wèi)生組織（WHO）推薦使用的參考標(biāo)準(zhǔn)，對兒童體格發(fā)育進行評價；采用Z評分方法進行營養(yǎng)狀況評價。結(jié)果 3～6歲男女童各年齡組的身高、體重均值低于全國9市城區(qū)兒童；各年齡組民族性別之間身高、體重比較，差異有統(tǒng)計學(xué)意義。兒童低體重率為0.53%，生長遲緩率為2.98%，消瘦率為1.40% ，超重率為24.21%，肥胖率為10.18%。男童肥胖率（9.84%）略低于女童（10.59%）；漢族兒童肥胖率（11.07%）高于布依族（5.07%），低于苗族（14.47%）。多因素非條件Logistic回歸分析，父母文化程度、獨生子女和嬰兒時期喂養(yǎng)方式是低體重、生長遲緩和消瘦的主要影響因素，父母文化程度、分娩方式和家庭經(jīng)濟狀況是肥胖的主要影響因素。結(jié)論
黔南地區(qū)學(xué)齡前兒童的生長發(fā)育狀況令人擔(dān)憂。應(yīng)及時采取干預(yù)措施，提高兒童生長發(fā)育水平。
【關(guān)鍵詞】 生長和發(fā)育；身高；體重；回歸分析；兒童，學(xué)齡前
【中圖分類號】 R 179 R 195.2 【文獻標(biāo)識碼】 A 【文章編號】 1000-9817(2008)08-0747-02
為了解民族地區(qū)學(xué)齡前兒童生長發(fā)育水平和現(xiàn)時營養(yǎng)狀況，探索兒童生長發(fā)育中存在的問題及其影響因素，以便采取相應(yīng)的干預(yù)措施，促進和改善兒童生長發(fā)育水平，為開展幼兒園衛(wèi)生保健工作提供依據(jù)，筆者于2006年11-12月對黔南地區(qū)4縣市6家幼兒園的兒童進行了生長發(fā)育及營養(yǎng)狀況調(diào)查，結(jié)果報道如下。
1 對象與方法
1.1 對象 分層整群抽取黔南州4縣市6所幼兒園中的1 140名3～6歲兒童（包括漢族、布依族、苗族及其他民族）及其家庭作為調(diào)查對象，其中男童630名，女童510名，男女比例為1∶0.81。
1.2 方法 采用自行編制的相關(guān)因素調(diào)查問卷，調(diào)查兒童的基本情況及家庭情況，內(nèi)容包括兒童性別、年齡、父母文化程度與職業(yè)、嬰兒時期喂養(yǎng)狀況、父母關(guān)系和諧狀況、家庭經(jīng)濟收入等。調(diào)查員統(tǒng)一培訓(xùn)，調(diào)查表收回率為96.6％。體格測量指標(biāo)為身高和體重，使用立式身高計測量身高，被測兒童取立正姿勢，脫去鞋襪、帽子和外衣，測量結(jié)果以cm為單位，記錄至小數(shù)點后1位。采用靈敏度為50 g的落地式杠桿秤測量體重，最大載重50 kg。測定結(jié)果以kg為單位，記錄至小數(shù)點后2位。以WHO推薦的美國國家衛(wèi)生統(tǒng)計中心生長發(fā)育參考值作為評價標(biāo)準(zhǔn)，采用Z評分法［1］進行兒童營養(yǎng)評價。Z=(實測值-參考值中位數(shù))／參考值標(biāo)準(zhǔn)差。評價指標(biāo)有：(1)年齡別體重，測量值低于參考體重中位數(shù)減2個標(biāo)準(zhǔn)差(WAZ120%為肥胖。
1.3 統(tǒng)計分析 用Excel建立數(shù)據(jù)庫，應(yīng)用SPSS 13.0統(tǒng)計軟件包進行數(shù)據(jù)處理，采用t檢驗、 χ2檢驗和Logistic回歸等進行統(tǒng)計分析。
2 結(jié)果
2.1 兒童生長發(fā)育狀況 黔南地區(qū)3～6歲兒童體格發(fā)育情況見表1，2。
2.2 各年齡組兒童營養(yǎng)異常檢出情況 由表3可知，低體重、生長遲緩、消瘦檢出率分別為0.53%，2.98%和1.40%，以上3項指標(biāo)各年齡組差異均有統(tǒng)計學(xué)意義（χ2值分別為7.95，10.71，6.90；P值均
2.3 影響學(xué)齡前兒童生長發(fā)育及營養(yǎng)狀況的相關(guān)因素
2.3.1 單因素Logistic回歸分析 以低體重、生長遲緩、消瘦為因變量，以16個因素為自變量，在16項相關(guān)因素中，父親文化、母親文化、分娩方式、生活環(huán)境、健康狀況、家庭經(jīng)濟收入、獨生子女、家庭結(jié)構(gòu)以及嬰兒時期喂養(yǎng)方式等9項因素與兒童低體重、生長遲緩和消瘦3方面的相關(guān)均有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05或P＜0.01）。以肥胖為因變量，以16個因素為自變量，在16項相關(guān)因素中，兒童年齡、父親文化、母親文化、妊娠時間、分娩方式、生活環(huán)境、父母關(guān)系、健康狀況、家庭經(jīng)濟收入以及民族特征等9項因素與兒童的肥胖相關(guān)有統(tǒng)計學(xué)意義（P＜0.05或P＜0.01）。
2.3.2 多因素非條件Logistic回歸分析 將單因素分析篩選出的9項關(guān)聯(lián)因素引入非條件Logistic回歸模型，采用Wald值法，結(jié)果顯示，父親文化、母親文化、獨生子女和嬰兒時期喂養(yǎng)方式是低體重、生長遲緩、消瘦的主要影響因素，父親文化、母親文化、分娩方式和家庭經(jīng)濟收入是肥胖的主要影響因素。
3 討論
調(diào)查結(jié)果顯示，黔南地區(qū)學(xué)齡前兒童無重度營養(yǎng)不良，中度低體重、生長遲緩的檢出率分別為0.53%和2.98%，低于宋嵐芹［2］報道的3.4%和2.85%以及張曉萍等［3］報道的1.2%和1.1%；消瘦檢出率為1.40%，低于張曉萍等［3］報道的1.6%。經(jīng)多因素非條件Logistic回歸分析，低體重、生長遲緩和消瘦的主要影響因素包括父母文化程度、是否獨生子女和嬰兒時期喂養(yǎng)方式。
調(diào)查結(jié)果還顯示，兒童肥胖檢出率為10.18%（男童9.84%，女童10.59%），高于1995年全國9市城區(qū)7歲以下兒童肥胖率(1.76%)［3］以及王雁［4］報道的結(jié)果；低于夏國興等［5］報道的11.3%。超重檢出率為24.21%（男童21.27%，女童27.84%）高于張曉萍等［3］報道的8.12％。多因素非條件Logistic回歸分析，肥胖的主要影響因素是父母文化程度、分娩方式和家庭經(jīng)濟收入。
綜上所述，父母文化程度對嬰幼兒期的科學(xué)喂養(yǎng)認(rèn)識以及家庭經(jīng)濟條件等與兒童的生長發(fā)育水平有著直接或間接的關(guān)系。幼兒園應(yīng)加強與家長的溝通，特別在合理膳食等方面要給予正確指導(dǎo)，主動干預(yù)低體重、發(fā)育遲緩、超重、肥胖兒的高危影響因素，以此降低兒童成人后高血壓、冠心病、糖尿病的發(fā)生率，促進兒童生長發(fā)育。
4 參考文獻
［1］ 黎海芹．兒科學(xué).6版，北京：人民衛(wèi)生出版社，2004：12.
［2］ 宋嵐芹.簡述中國嬰幼兒營養(yǎng)狀況.中國婦幼保健，2001，16（10）：606-607.
［3］ 張曉萍，王樹杰，張瑜．沈陽市3-6歲集體園所兒童生長發(fā)育與營養(yǎng)狀況抽樣調(diào)查．中國婦幼保健，2007，22（5）：638-639.
［4］ 王雁．桂林市城區(qū)0-6歲兒童生長發(fā)育及營養(yǎng)狀況．中國學(xué)校衛(wèi)生，2004，25（3）：357-358.
【關(guān)鍵詞】AITP；CITP；單因素；多因素；血小板峰值；危險因素；預(yù)后
在臨床中，特發(fā)性血小板減少性紫癜簡稱：“ITP”，屬于出血性病癥，多發(fā)于兒童時期。在長期研究中，發(fā)現(xiàn)免疫機制和ITP發(fā)病密切相關(guān)，所以ITP當(dāng)被稱作免疫性ITP。本文，將我院診治的AITP（急性ITP）兒童分組分析，進而篩選出危險因素，使CITP（慢性ITP）可以得到有效預(yù)防。
1 資料和方法
1.1患兒資料 2008-03-29至2013-03-29，在我院確診并且診治的從AITP變成CITP的兒童78例，將他們歸為愈合組。其中，男性51例，女性27例，年齡：2個月至11歲，人均：4.50歲。與此同時，隨機抽選同期患AITP且在急性期中診治康復(fù)的兒童78例為慢性組。在慢性組中，男女之比：50：28，愈合組與慢性組的診斷標(biāo)準(zhǔn)均和血液病學(xué)術(shù)診療建議（1998年修訂）相符[1]。
1.2分析方法 1）調(diào)查分析。調(diào)查因素：個人史、母孕產(chǎn)史、家族史、既往史、家長生活習(xí)慣以及家庭住址等，經(jīng)面對面詢問兒童家長之后，將信息填入調(diào)查表中。2）實驗室分析。經(jīng)細胞分析儀（sysmex SE-9000）檢驗血常規(guī)，骨髓聚合細胞的具體數(shù)目即為巨核細胞在每單位涂片上的具體數(shù)目，每單位涂片面積：1.5cm×3cm。經(jīng)免疫比濁法對補體C3、IgA、IgM水平（免疫球蛋白）進行檢驗。3）診治方法。經(jīng)地塞米松醫(yī)治，前3d至5d，每日劑量：0.5mg/kg靜脈滴注之后，降至每日0.25mg/kg，此劑量持續(xù)時間：3d至5d。之后，停用地塞米松，服用潑尼松，在兒童的PLT（即為：血小板）為25×109/L、小于25×109/L之時，增添丙種球蛋白，日用劑量：0.4g/kg靜脈滴注，應(yīng)用時間：5d。在兒童出血明顯，且PLT為20×109/L、低于20×109/L之時，輸入血小板。4）診治效果。住院之后，早期的診治效果可經(jīng)每日化驗血常規(guī)、身體檢查確定。5）身體預(yù)后情況。在出院之后，定期對患兒實施門診隨訪，并復(fù)查患兒的血常規(guī)，整個隨訪時間持續(xù)1年至4年。
1.3統(tǒng)計學(xué)處理 將調(diào)查數(shù)據(jù)錄入Excel表格，與此同時，經(jīng)統(tǒng)計軟件SPSS15.0予以分析，定量資料：秩和檢驗[2-3]，計數(shù)資料：X2檢驗，分析有意義、可探討的因素。
[關(guān)鍵詞] 25-羥維生素D3；兒童；舟山；維生素D缺乏；佝僂病
[中圖分類號] R195 [文獻標(biāo)識碼] B [文章編號] 1673-9701（2013）21-0006-03
維生素D是人體發(fā)育過程中必需的維生素，具有多種生物活性，并且參與對激素合成及活性的調(diào)節(jié)，對于甲狀腺的功能以及鈣、磷等礦物質(zhì)的代謝具有重要調(diào)節(jié)作用。尤其對于嬰幼兒，維生素D是維持正常生長發(fā)育的必需物質(zhì)[1]。維生素D缺乏能引起發(fā)育遲緩以及佝僂病等疾病，影響兒童的正常生長發(fā)育甚至引起骨質(zhì)畸形。維生素D是在體內(nèi)經(jīng)轉(zhuǎn)化合成的維生素類，因此在嬰幼兒時期發(fā)生維生素D缺乏的病例較為常見[2]，維生素D在發(fā)揮生物活性前需要轉(zhuǎn)化為25-羥維生素D3或1，25-二羥維生素D3[25-（OH）D3和1，25-（OH）2D3]，因此對其轉(zhuǎn)化活性成分的檢測是判斷嬰幼兒體內(nèi)維生素D水平的理想指標(biāo)。為了評估舟山地區(qū)嬰幼兒維生素D缺乏的現(xiàn)狀，本文對舟山地區(qū)1～5歲兒童血清25-羥維生素D3水平及維生素D缺乏的現(xiàn)狀進行調(diào)查，并分析其影響因素，為兒童保健及疾病預(yù)防提供參考依據(jù)。
1 資料與方法
1.1 調(diào)查對象
本文1 420例嬰幼兒為2011年1月～2012年1月在本院進行健康檢查的兒童，其中男796例，女624例，年齡1～5歲，平均（3.2±1.6）歲，并排除伴有先天性疾病患兒、腎病患兒以及應(yīng)用激素可能影響維生素D代謝患兒。接受調(diào)查兒童家長對研究內(nèi)容均知情，并簽署知情同意書。
1.2 檢測方法
受檢兒童清晨禁食水4 h，抽取靜脈血1 mL，低溫離心血清，保存于深低溫冰箱，分批檢測，采用酶聯(lián)免疫法檢測靜脈血血清25-羥維生素D3水平，試劑購自美國Sigma公司，原裝進口，檢測過程嚴(yán)格按照儀器使用說明書及試劑使用說明書進行。
1.3 判斷標(biāo)準(zhǔn)
受檢者25-羥維生素D3水平及診斷標(biāo)準(zhǔn)依據(jù)參考文獻制定[3]，其中低于50 nmol/L為Vit D缺乏，（50～75） nmol/L為Vit D相對缺乏，（75～375） nmol/L為Vit D正常。在相關(guān)因素及影響因素分析中維生素缺乏及相對缺乏判定為維生素D缺乏。
1.4 相關(guān)因素調(diào)查
由經(jīng)過培訓(xùn)的醫(yī)護人員對研究對象進行問卷調(diào)查，問卷調(diào)查內(nèi)容包括研究對象年齡、性別、既往健康狀況及疾病史、既往應(yīng)用藥物情況、兒童喂養(yǎng)方式、食欲狀況、健康狀況、戶外活動時間、魚肝油服用情況及患病情況、家庭經(jīng)濟收入和父母文化程度等情況，研究對象經(jīng)濟條件按受調(diào)查者自述，能夠滿足基本生活需要者判定為較好，不能滿足基本生活需要者判斷為較差。
1.5 相關(guān)因素賦值
相關(guān)因素調(diào)查結(jié)束后進行賦值，年齡：1～3歲=0，4～5歲=1；性別：男=0，女=1；季節(jié)：夏秋季=0，冬春季=1；喂養(yǎng)方式：母乳喂養(yǎng)=0，混合喂養(yǎng)及人工喂養(yǎng)=1；戶外活動：時間≥2 h=0，
1.6 統(tǒng)計學(xué)方法
數(shù)據(jù)采用SPSS 17.0統(tǒng)計學(xué)軟件包進行分析，相關(guān)因素分析采用χ2檢驗，獨立影響因素分析采用單因素Logistic回歸分析，P < 0.05為差異有統(tǒng)計學(xué)意義。
2 結(jié)果
2.1 舟山地區(qū)1～5歲兒童維生素D缺乏相關(guān)因素
舟山地區(qū)1～5歲兒童血清25-羥維生素D3水平為（124±39.6） nmol/L，在建議參考值范圍內(nèi)，其中維生素D缺乏發(fā)病率為7.3%（104/1 420），維生素D相對缺乏發(fā)病率為14.9%（212/1 420）。
2.2 舟山地區(qū)1～5歲兒童血清25-羥維生素D3水平相關(guān)因素
單因素Logistic分析結(jié)果顯示，年齡、季節(jié)、戶外活動時間、厭食、經(jīng)常腹瀉及是否規(guī)律服用魚肝油與兒童維生素D缺乏相關(guān)。性別、喂養(yǎng)方式、經(jīng)濟條件及父母文化程度與維生素D缺乏無關(guān)。見表1。
表1 舟山地區(qū)1～5歲兒童維生素D3缺乏相關(guān)因素分析
2.3 舟山地區(qū)1～5歲兒童維生素D缺乏影響因素分析
多因素Logistic回歸分析結(jié)果顯示，厭食及經(jīng)常腹瀉是舟山地區(qū)兒童維生素D缺乏的獨立危險因素，戶外活動及規(guī)律服用魚肝油是舟山地區(qū)兒童保持維生素D正常水平的保護性因素。見表2。
表2 舟山地區(qū)1～5歲兒童血維生素D缺乏的獨立影響因素分析
3 討論
維生素D是人體必需的營養(yǎng)物質(zhì)，維生素D包括D3及D2兩種形式，其中維生素D3是機體代謝需要的營養(yǎng)成分，維生素D3通過其代謝活性產(chǎn)物25-羥維生素D3和1，25-二羥維生素D3發(fā)揮生理作用，25-羥維生素D3的半衰期較短，能夠穩(wěn)定地反映體內(nèi)維生素D的水平。維生素D對于人體鈣鹽的代謝具有重要的意義，維生素D為固醇類衍生物，具有激素樣作用，也是多種激素的前體物質(zhì)，能夠通過與維生素D受體結(jié)合發(fā)揮作用，維生素D與受體的作用通過代謝產(chǎn)物25-羥維生素D3實現(xiàn)，與受體結(jié)合后能夠調(diào)節(jié)細胞核內(nèi)受維生素D反應(yīng)原件調(diào)控基因的表達活性，從而在分子生物學(xué)水平上發(fā)揮作用。維生素D能夠維持正常的鈣磷水平，并且能夠?qū)谞钆韵俚墓δ苓M行調(diào)節(jié)[4，5]，維持腎小管對鈣磷的正常排泄水平，在維生素D缺乏時，鈣鹽代謝障礙，能夠引起兒童的骨質(zhì)發(fā)育障礙，導(dǎo)致佝僂病的發(fā)生[6]，甚至能夠引起神經(jīng)系統(tǒng)的發(fā)育異常。除了對鈣磷代謝的調(diào)節(jié)作用，維生素D尚且能夠通過對腎素、血管緊張素系統(tǒng)的影響調(diào)節(jié)心血管系統(tǒng)的功能。此外臨床研究結(jié)果表明，維生素D缺乏與腫瘤以及免疫系統(tǒng)的疾病發(fā)病具有相關(guān)性，說明正常的維生素D水平對于維持生長發(fā)育及機體的正常功能具有重要的意義。
維生素D通過外源性直接攝入的很少，大部分維生素D是通過從食物中攝入維生素D原或麥角固醇，皮膚經(jīng)過紫外線照射后轉(zhuǎn)化成維生素D，因此維生素D缺乏較為常見，尤其是嬰幼兒，發(fā)生維生素D缺乏的病例發(fā)病率較高，引起骨質(zhì)的發(fā)育障礙，甚至導(dǎo)致佝僂病的發(fā)生，影響兒童的生長發(fā)育，因此對于維生素D缺乏及佝僂病的預(yù)防，是兒童保健的重點內(nèi)容之一[7]。雖然近年來伴隨生活水平及兒童保健意識的提高，佝僂病的發(fā)病率逐年降低，但是維生素D缺乏的病例并不少見，維生素D缺乏后并不會馬上表現(xiàn)出臨床癥狀，需要經(jīng)過半年至1年的持續(xù)維生素D低水平才會引發(fā)較為明顯的骨質(zhì)改變等，因此維生素D的檢測對于相關(guān)疾病的預(yù)防與控制具有積極的意義[8]。維生素的直接檢測較為困難，目前多將其代謝活性產(chǎn)物25-羥維生素D3作為間接檢測指標(biāo)，在對舟山地區(qū)的1～5歲兒童檢測發(fā)現(xiàn)，1～5歲兒童的血清25-羥維生素D3平均水平為（124±39.6）nmol/L，基本維持在正常水平，但是維生素D缺乏及相對缺乏的比例為7.3%及14.9%，仍然值得注意。
兒童是維生素D缺乏的主要發(fā)病人群，維生素D能夠直接從食物中獲取的非常少，而且外源性的維生素D及維生素D原的吸收需要脂肪的參與，而且需要良好的腸道功能及肝臟功能，伴有腸道吸收功能不良者能夠影響維生素D原的吸收，維生素D原吸收后要經(jīng)過紫外線照射才會轉(zhuǎn)化為維生素D，維生素D經(jīng)血液轉(zhuǎn)運到肝臟，在羥化酶的作用下轉(zhuǎn)化為具有生物活性的25-羥維生素D3，因此在攝入、吸收及轉(zhuǎn)化等過程的異常均可能引起維生素D的缺乏。研究結(jié)果顯示，在本地區(qū)接收調(diào)查的1 420名兒童的分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，年齡、季節(jié)、戶外活性時間、厭食、經(jīng)常腹瀉、是否規(guī)律服用魚肝油、父母的文化程度均與兒童的25-羥維生素D3水平具有相關(guān)性，嬰幼兒是維生素D3缺乏的主體人群[9]，0～3歲的嬰幼兒維生素D缺乏比例較高，其可能與嬰幼兒的生長發(fā)育較快以及補充外源性維生素D不足有關(guān)。戶外活動時間及季節(jié)是與維生素D缺乏密切相關(guān)的因素，維生素D原需要接收紫外線照射后才能合成維生素D，進行戶外活動接收足夠的日光照射是保證維生素D能夠合成和滿足需要的保證，每天進行戶外活動或日光照射少于2 h的兒童發(fā)生維生素D缺乏的風(fēng)險大大增加，單因素分析的結(jié)果也顯示，戶外活動是維生素D維持生長水平的保護性因素，說明嬰幼兒進行戶外活動的必要性[10]。而在對季節(jié)因素的分析中發(fā)現(xiàn)，季節(jié)因素與維生素D缺乏具有相關(guān)性，冬春季節(jié)維生素D缺乏的比例高于夏秋季節(jié)，本地區(qū)屬亞熱帶季風(fēng)氣候，全年光照充足，但是本地區(qū)地處東南沿海，冬、春季節(jié)時冷空氣仍較為明顯，導(dǎo)致戶外活動時間較短，而且日照時間及日照強度均有不同程度的下降，因此在冬春季節(jié)需要適當(dāng)進行足夠時間的戶外活動，或者選擇戶內(nèi)陽光充足的地方進行足夠時間的日光浴，保證維生素D的體內(nèi)合成過程，降低維生素D缺乏的危險，但是目前對于室內(nèi)日光照射是否能夠改善維生素D的合成尚存在爭議[11]，有研究認(rèn)為普通玻璃中含有的金屬氧化物能夠吸收紫外線，降低紫外線的強度，因此要適當(dāng)延長光照的時間?；純旱娘嬍城闆r、腸道功能以及外源性維生素D的補充情況與兒童維生素D的水平密切相關(guān)，而且在進一步分析中也發(fā)現(xiàn)，厭食及經(jīng)常腹瀉是兒童維生素D降低的危險因素，而規(guī)律服用魚肝油是維持正常維生素D水平的保護性因素，動物性的維生素D原是維生素D合成的原料，在肝臟、深海魚類等食物中含量較為豐富，厭食、偏食的兒童難以從食物中獲得足夠的維生素D原，發(fā)生維生素D缺乏的幾率增加。維生素D主要在空腸及回腸吸收，而且在吸收過程中需要脂肪的參與，經(jīng)常腹瀉的患兒食物在腸道中停留的時間過短，維生素D原不易充分吸收[12]，而且腹瀉患兒多具有脂肪吸收障礙，也不利于維生素D原的吸收，從而造成維生素D的缺乏。父母的文化程度同維生素D缺乏具有相關(guān)關(guān)系，與文化水平相對較高的家長對維生素D科普教育內(nèi)容認(rèn)知及了解程度較高有關(guān)[13]，因此在科普教育過程中，針對不同的人群還要區(qū)別對待，保證科普教育的效果。
經(jīng)濟條件以及喂養(yǎng)方式與維生素D缺乏無明顯相關(guān)性，既往的研究結(jié)果顯示，在父母文化程度偏低及經(jīng)濟條件較差家庭的兒童維生素D缺乏的風(fēng)險加大[14]，其與兒童的輔食習(xí)慣、喂養(yǎng)條件不同有關(guān)[15]。舟山屬我國經(jīng)濟文化相對發(fā)達地區(qū)，而且居民的平均生活水平相對較高，兒童的營養(yǎng)要求基本能夠得到滿足，其可能是差別不明顯原因，但是值得注意的是，母乳中含有合適的鈣磷比例有利于吸收，但是仍然要適量補充維生素D[16]，而輔食中的鈣磷比例及利用度多難以達到母乳的條件，雖然人工喂養(yǎng)及混合喂養(yǎng)的兒童維生素D缺乏的幾率無明顯提高，但是仍然可能存在缺鈣等營養(yǎng)障礙，要更加注意對鈣的補充。
調(diào)查研究的結(jié)果顯示，舟山地區(qū)1～5歲兒童維生素D缺乏及相對缺乏的發(fā)病率約為22.2%，略低于其他地區(qū)大規(guī)模的調(diào)查結(jié)果[17，18]，但是仍不容忽視，在對相關(guān)的影響因素分析發(fā)現(xiàn)，維生素D缺乏的原因大多數(shù)與兒童的喂養(yǎng)及生活方式有關(guān)，如戶外活動不足、偏食以及魚肝油補充不充分等，因此在兒童預(yù)防保健工作中，仍然要加強宣傳力度，注意對兒童保健知識的普及工作，改善本地區(qū)兒童保健預(yù)防工作的水平及質(zhì)量。
[參考文獻]
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1、統(tǒng)計分析方法包括邏輯思維方法和數(shù)量關(guān)系分析方法。在統(tǒng)計分析中二者密不可分，應(yīng)結(jié)合運用。
2、邏輯思維方法是指辯證唯物主義認(rèn)識論的方法。統(tǒng)計分析必須以哲學(xué)作為世界觀和方法論的指導(dǎo)。唯物辯證法對于事物的認(rèn)識要從簡單到復(fù)雜，從特殊到一般，從偶然到必然，從現(xiàn)象到本質(zhì)。堅持辨證的觀點、發(fā)展的觀點，從事物的發(fā)展變化中觀察問題，從事物的相互依存、相互制約中來分析問題，對統(tǒng)計分析具有重要的指導(dǎo)意義。
3、數(shù)量關(guān)系分析方法是運用統(tǒng)計學(xué)中論述的方法對社會經(jīng)濟現(xiàn)象的數(shù)量表現(xiàn)，包括社會經(jīng)濟現(xiàn)象的規(guī)模、水平、速度、結(jié)構(gòu)比例、事物之間的聯(lián)系進行分析的方法。如對比分析法、平均和變異分析法、綜合評價分析法、結(jié)構(gòu)分析法、平衡分析法、動態(tài)分析法、因素分析法、相關(guān)分析法等。
（來源：文章屋網(wǎng) ）
Abstract： Directing at two-factor analysis of average index which is fundamental to enterprise management decision， the authors present brand-new solution methods combined with one typical example. This method greatly simplifies the computational process，reduces the difficulty of learning， improves the students' learning interest and the teachers' teaching effect，and provides the beneficial reference to the convenient application for the factor analysis of index system as well， and so on.
關(guān)鍵詞： 平均指標(biāo)；指數(shù)體系；因素分析
Key words： average index；index system；factor analysis
中圖分類號：F272 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-4311（2013）01-0142-02
0 引言
《統(tǒng)計學(xué)原理》是應(yīng)用型普通高校本/?？茣媽W(xué)專業(yè)應(yīng)修的一門學(xué)科基礎(chǔ)課程。在《統(tǒng)計學(xué)》和其它有關(guān)教科書上同樣也都講到了對平均指標(biāo)進行因素分析。在講解《統(tǒng)計學(xué)原理》的“指數(shù)體系和因素分析”中“平均指標(biāo)的兩因素分析”部分的內(nèi)容時，我們根據(jù)自己多年的教學(xué)經(jīng)驗，提出了自己全新的解題方法，以期達到簡明、易學(xué)、易教、易用的目的。
1 相關(guān)概念和理論
算術(shù)平均數(shù)的基本計算形式是用總體的單位總數(shù)去除總體的標(biāo)志總量[1]。平均指標(biāo)就同質(zhì)總體內(nèi)某一數(shù)量標(biāo)志求得。平均指標(biāo)指數(shù)中的平均指標(biāo)通常是加權(quán)算術(shù)平均數(shù)，計算加權(quán)算術(shù)平均數(shù)所依據(jù)的資料是統(tǒng)計分組后所形成的變量數(shù)列。在統(tǒng)計分析中，將一系列相互聯(lián)系、彼此間在數(shù)量上存在推算關(guān)系的統(tǒng)計指數(shù)所構(gòu)成的整體稱為指數(shù)體系。指數(shù)體系是進行因素分析的基本依據(jù)。因素分析法就是根據(jù)指數(shù)體系，從數(shù)量上分析能反映某種社會經(jīng)濟現(xiàn)象總體變動情況的經(jīng)濟指標(biāo)變動，受多種影響因素的指標(biāo)變動的影響方向、影響程度[2]和影響數(shù)額（絕對值）的一種分析方法。因素分析按其被研究指標(biāo)性質(zhì)的不同可分為兩類：總量指標(biāo)的因素分析和平均指標(biāo)的因素分析。因素分析的結(jié)果表現(xiàn)為相對數(shù)和絕對數(shù)兩種形式[3]。準(zhǔn)確計算和便捷運用因素分析法，提供客觀、科學(xué)的統(tǒng)計信息，對企業(yè)的管理決策無疑十分重要。
[關(guān)鍵詞] 統(tǒng)計指數(shù)；傳統(tǒng)因素分析法；定基定比法；影響系數(shù)分析法
[中圖分類號] F224.9
[文獻標(biāo)識碼] A
[文章編號] 1006-5024(2007)05-0144-03
[作者簡介] 杜家龍，荊門職業(yè)技術(shù)學(xué)院教授，研究方向為統(tǒng)計理論。(湖北 荊門 448000)
一、問題的提出
統(tǒng)計指數(shù)因素分析理論問題研究由來已久，許多專家學(xué)者在此項研究上作出過重要貢獻，提出了一系列理論和方法。這些理論在克服傳統(tǒng)因素分析方法的不一致性、不確定性和不真實性方面，或多或少，都取得了一定進展。但是，從根本上說，沒有徹底解決問題。究其原因，主要是沒能徹底區(qū)分被研究指標(biāo)變動中，各因素影響額的構(gòu)成，不能正確反映各因素指標(biāo)在總指標(biāo)及其各構(gòu)成部分變動中所起作用的大小。基于此種考慮，筆者擬在繼承前人研究成果的基礎(chǔ)上，構(gòu)建一種因素分析新方法，力求徹底克服傳統(tǒng)因素分析方法的缺陷，推動因素分析理論的發(fā)展。
二、因素分析新方法構(gòu)想
分析表明，因素分析理論通過眾多學(xué)者的不懈努力，在傳統(tǒng)理論的基礎(chǔ)上，得到了不斷地發(fā)展和進步，到定基定比法為止，其科學(xué)性和合理性達到了前所未有的程度。定基定比法正確地區(qū)分出了總指標(biāo)變動中各因素單獨變動、交叉變動和同時變動所形成的影響絕對額，并且揭示了各部分影響額形成中所有參與影響的因素指標(biāo)，同時還提出了交叉變動影響額和同時變動影響額應(yīng)在參與影響的因素間進行分配的思想。其不足之處在于，對各因素交叉變動和同時變動所形成的差異額的分配不盡合理。鑒于此種情況，因素分析新方法的構(gòu)建，可以在定基定比法的基礎(chǔ)上，通過修正其共變影響額分配方法來實現(xiàn)。
首先，要把總指標(biāo)的變動額根據(jù)各因素的影響區(qū)分成不同部分，如上述三因素分析可區(qū)分成七個不同部分；
第二，對交叉變動影響額和同時變動影響額，按照各因素影響程度大小在各影響因素間進行分配；
第三，確定各因素變動對總指標(biāo)的絕對影響和相對影響。
以簡單現(xiàn)象三因素分析為例，其計算步驟如下：
1.對總指標(biāo)的差異進行分解
a1b1c1-a0b0c0=(a1-a0)b0c0+(b1-b0)a0c0+(c1-c0)a0b0+(a1-a0)(b1-b0)c0+(a1-a0)(c1-c0)b0+(b1-b0)(c1-c0)a0+(a1-a0)(b1-b0)(c1-c0)
2.對交叉變動影響額和同時變動影響額進行分配
在簡單現(xiàn)象三因素分析中，有(a1-a0)(b1-b0)c0、(a1-a0)(c1-c0)b0、(b1-b0)(c1-c0)a0和(a1-a0)(b1-b0)(c1-c0)四項需要在各影響因素間進行分配。而要進行科學(xué)合理的分配，首先必須確定參與分配的因素和分配標(biāo)準(zhǔn)。參與分配的因素應(yīng)當(dāng)是在各該部分差異形成中，指標(biāo)數(shù)值發(fā)生變動了的因素。分配標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)當(dāng)反映各該因素在各部分差異形成中的影響程度。在各部分差異形成中，參與影響的因素是顯而易見的，但分配標(biāo)準(zhǔn)的確定是比較困難的。由于在確定分配標(biāo)準(zhǔn)時，我們所掌握的資料只有兩個時期的總指標(biāo)及其變動額、各因素單獨變動影響額、各因素交叉變動影響額和各因素同時變動影響額等，在這些資料中，能夠單獨反映各因素指標(biāo)變動影響的只有各因素單獨變動影響額。于是我們可將各因素單獨變動影響額在這些因素單獨變動影響額的總和中所占比重(可稱為影響系數(shù))，作為分配標(biāo)準(zhǔn)。按照此種思路，我們對交叉變動影響額和同時變動影響額可作如下分配計算：
設(shè)：T=a1b1c1-a0b0c0；A1=(a1-a0)b0c0；B1=(b1-b0)a0c0；C1=(c1-c0)a0b0；AB=(a1-a0)(b1-b0)c0；AC=(a1-a0)(c1-c0)b0；BC=((b1-b0)(c1-c0)a0；
ABC=(a1-a0)(b1-b0)(c1-c0)。
于是，在AB=(a1-a0)(b1-b0)c0中，a因素的影響額為AB×A1/(A1+B1)，b因素的影響額為AB×B1/(A1+B1)。
同理，在AC=(a1-a0)(c1-c0) b0中，a因素的影響額為AC×A1/(A1+C1)，c因素的影響額為AC×C1/(A1+C1)；在BC=((b1-b0)(c1-c0)a0中b因素的影響額為BC×B1/(B1+C1)，C因素的影響額為BC×C1/(B1+C1)；在ABC=(a1-a0)(b1-b0)(c1-c0)中，a因素的影響額為ABC×A1/(A1+B1+C1)，b因素的影響額為ABC×B1/(A1+B1+C1)，c因素的影響額為ABC×C1/(A1+B1+C1)。如果設(shè)a、b、c三因素的全部影響額依次為A、B、C，則有：
A=A1+AB×A1/(A1+B1)+AC×A1/(A1+C1)+ABC×A1/(A1+B1+C1)；
B=B1+AB×B1/(A1+B1)+BC×B1/(B1+C1)+ABC×B1/(A1+B1+C1)；
C=C1+AC×C1/(A1+C1)+BC×C1/(B1+C1)+ABC×C1/(A1+B1+C1)。
令：Yab=AB/(A1+B1)；
Yac=AC/(A1+C1)；
Ybc=BC/(B1+C1；
Yabc=ABC/(A1+B1+C1)。
于是有：
A=A1+A1Yab+A1Yac+A1Yabc=A1(1+Yab+Yac+Yabc)
B=B1+B1Yab+B1Ybc+B1Yabc=B1(1+Yab+Ybc+Yabc)
C=C1+C1Yac+C1Ybc+C1Yabc=C1(1+Yac+Ybc+Yabc)
3.構(gòu)建新的因素分析方法體系
利用以上分析計算所求得的各因素單獨變動影響額、交叉變動影響額、同時變動影響以及相關(guān)比率指標(biāo)Y，我們可以構(gòu)建出一套新的因素分析方法體系：
絕對數(shù)體系：T=A+B+C
相對數(shù)體系：T/a0b0c0=A/a0b0c0+B/a0b0c0+C/a0b0c0
三、新方法的運用與比較
下面，我們舉例說明影響系數(shù)分析法在復(fù)雜現(xiàn)象三因素分析中的運用及其與傳統(tǒng)方法的比較。
解：
T=∑q1m1p1-∑q0m0p0
=(200×10×110+400×1.8×25+300×6×40)-(160×12×100+300×2×20+200×5×50)=310000-254000=56000(元)
Q1=∑(q1-q0)m0p0
=(200-160)×12×100+(400-300)×2×20+(300-200)×5×50=77000
M1=∑(m1-m0)q0p0=(10-12)×160×100+(1.8-2)×300×20+(6-5)×200×50=-23200
P1=∑(p1-p0)q0m0=(110-100)×160×12+(25-20)×300×2+(40-50)×200×5=12200
QM=∑(q1-q0)(m1-m0)p0
=(200-160)×(10-12)×100+(400-300)×(1.8-2)×20+(300-200)×(6-5)×50=-3400
QP=∑(q1-q0)(p1-p0)m0
=(200-160)×(110-100)×12+(400-300)×(25-20)×2+(300-200)×(40-50)×5=800
MP=∑(m1-m0)(p1-p0)q0=(10-12)×(110-100)×160+(1.8-2)×(25-20)×300+(6-5)×(40-50)×200=-5500
QMP=∑(q1-q0)(m1-m0)(p1-p0)=(200-160)×(10-12)×(110-100)+(400-300)×(1.8-2)×(25-20)+(300-200)×(6-5)×(40-50)=-1900
Yqm=QM/(Q1+M1)=-3400/(77000-23200)=-0.0632
Yqp=QP/(Q1+P1)=800/(77000+12200)=0.0090
Ymp=MP/(M1+P1)=-5500/(-23200+12200)=0.5000
Yqmp=QMP/(Q1+M1+P1)=-1900/(77000-23200+12200)=-0.0288
Q=Q1×(1+Yqm+Yqp+Yqmp)=77000×(1-0.0632+0.0090-0.0288)=70609.0
M=M1×(1+Yqm+Ymp+Yqmp)=-23200×(1-0.0632+0.5000-0.0288)=-32665.6
P=P1×(1+Yqp+Ymp+Yqmp)=12200×(1+0.0090+0.5000-0.0288)=18058.4
T=Q+M+P
代入本例數(shù)據(jù)則有：56000=70609-32666+18058。
T/q0m0p0=Q/q0m0p0+M/q0m0p0+P/q0m0p0
代入本例數(shù)據(jù)有：
56000/254000=70609/254000-32666/254000+18058/254000
即：0.2205=0.2780-0.1286+0.0711
以上計算分析表明，該企業(yè)原材料費用總額增加了22.05%，增加的絕對額為56000元。這是由于產(chǎn)量、單位產(chǎn)品原材料消耗量和原材料價格三個因素變動共同作用的結(jié)果。其中，由于產(chǎn)量增長27.8%，使費用增加了70609元；由于單位產(chǎn)品原材料消耗下降12.86%，使費用減少了32666元；由于原材料價格上升7.11%，使費用增加了18058元。
對于此例，如果用傳統(tǒng)方法分析，可作如下計算：
∑q1m1p1-∑q0m0p0=(200×10×110+400×1.8×25+300×6×40)-(160×12×100+300×2×20+200×5×50)=310000-254000=56000(元)
∑q1m1p1/∑q0m0p0=310000/254000=1.2247。
即該企業(yè)原材料費用總額指數(shù)為122.47%，它表明原材料費用總額增長了22.47%，增加的絕對費用是56000元。其中各因素變動的影響是：
產(chǎn)量(q)變動的影響：
∑q1m0p0/∑q0m0p0=(200×12×100+400×2×20+300 ×5×50)/(160×12×100+300×2×20+200×5×50)
= 331000/254000=1.30315
∑q1m0p0-∑q0m0p0=331000-254000=77000(元)；
單位產(chǎn)品原材料消耗量(m)變動的影響：
∑q1m1p0/∑q1m0p0=(200×10×100+400×1.8×20+300×6×50)/(200×12×100+400×2×20+300×5×50)=304400/33100=0.91964
∑q1m1p0-∑q1m0p0=304400-33100=-26600(元)；
原材料價格(p)變動的影響：
∑q1m1p1/∑q1m1p0=(200×10×110+400×1.8×25+300×6×40)/(200×10×100+400×1.8×20+300×6×50)=310000/304400=1.01840
∑q1m1p1-∑q1m1p0=310000-304400=5600。
兩種計算結(jié)果存在較大差距，其原因主要是傳統(tǒng)方法沒有考慮各因素交叉變動和共同變動的影響。如產(chǎn)量變動的影響，影響系數(shù)分析計算結(jié)果是70609元，傳統(tǒng)因素分析法計算結(jié)果是77000元。這是因為傳統(tǒng)方法沒考慮各因素交叉變動和共同變動所造成的費用減少額6391元[77000×(-0.0632+0.0090-0.0288)=-6391]。原材料價格變動的影響，傳統(tǒng)方法計算結(jié)果是5600元，而影響系數(shù)分析法計算的結(jié)果是18058元，相差12000多元，其原因是傳統(tǒng)方法反映p因素影響的算式∑q1m1p1-∑q1m1p0中，包含有q、m與p因素交叉變動和共同變動的影響，而分析計算中沒把屬于q、m兩因素的影響額剔除掉。從展開式來看：
∑q1m1(p1-p0)=∑(p1-p0)q0m0+∑(p1-p0)(q1-q0)m0+∑(p1-p0)(m1-m0)q0+∑(q1-q0)(m1-m0)(p1-p0)
=P1+QP+MP+QMP
=12200+800-5500-1900
=5600
此展開式中除P1應(yīng)直接計為p因素的影響額外，QP、MP、QMP三項應(yīng)按各參與影響因素的影響程度大小在相應(yīng)因素間進行分配。這里按影響系數(shù)分析法計算，p因素的影響額應(yīng)為：
P=P1+QP×P1/(Q1+P1)+MP×P1/(M1+P1)+QMP×P1/(Q1+M1+P1)
=12200+800×12200/(77000+12200)-5500×12200/(-23200+12200)-1900×12200/(77000-23200+ 12200) =12200+800×0.1368-5500×(-1.1091)-1900×0.1848 =12200+109.44+6100.05-351.12=18058(元)
計算表明，原材料價格變動對費用總額總的影響是使其增加了18058元。其中，原材料價格p單獨變動使費用總額增加12200元，產(chǎn)量q和價格p共同作用使費用總額增加了109.44元，單位產(chǎn)品原材料消耗量m和原材料價格p共同作用使費用總額增加了6100.05元，q、m、p三因素同時變動影響費用總額減少351.12元。
筆者認(rèn)為，本文構(gòu)建的因素分析新方法――影響系數(shù)分析法，既劃清了總指標(biāo)差異的不同構(gòu)成部分，又區(qū)別了不同因素在不同部分差異額形成中的影響大小，并且徹底克服了傳統(tǒng)因素分析法的不確定性、不一致性、不真實性缺陷，與其它因素分析方法比較而言，更具科學(xué)性和合理性。
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【關(guān)鍵詞】肝膽手術(shù)；感染；危險因素；分析術(shù)后切口受到感染是肝膽手術(shù)中最為常見的并發(fā)癥, 隨著近年來廣譜抗生素的廣泛應(yīng)用以及無菌操作技術(shù)的嚴(yán)格要求, 術(shù)后切口感染率得到了一定的控制, 但是由于手術(shù)類型不同, 手術(shù)操作的復(fù)雜程度不同, 因此手術(shù)后相關(guān)部位的感染發(fā)生率仍然存在, 其不僅影響治療效果也嚴(yán)重危害著患者的身心健康, 因此本文對肝膽手術(shù)部位感染的相關(guān)危險因素進行臨床分析, 現(xiàn)將分析結(jié)果報告如下［1］。
1資料與方法
1. 1一般資料本院自2010年5月~2013年5月共收治實施肝膽手術(shù)患者共計200例, 對這些病患資料進行臨床分析, 并應(yīng)用單因素分析法對誘發(fā)手術(shù)部位感染的相關(guān)原因進行探究與總結(jié)。
本院實施肝膽手術(shù)的患者中實施膽囊切除術(shù)的患者有26例, 實施膽管癌根治術(shù)的患者有34例, 實施膽總管探查并T管引流術(shù)的患者有25例, 實施膽腸內(nèi)引流術(shù)的患者有35例, 實施肝血管瘤切除術(shù)的患者有30例, 實施規(guī)則性肝葉切除術(shù)的患者有30例, 實施肝膿腫切開引流術(shù)的患者有20例。
患者中男性134例, 女性66例, 年齡在19~77歲之間, 平均年齡為(55.37±4.23)歲。其中并發(fā)切口感染的患者共有40例, 其中男性有28例, 女性有12例, 年齡在23~74歲之間, 平均年齡為(65.41±4.53)歲。
1. 2方法按照我國衛(wèi)生部門規(guī)定的《醫(yī)院感染診斷標(biāo)準(zhǔn)》作為臨床診斷依據(jù), 對患者手術(shù)部位感染情況進行臨床診斷。同時采用一般資料調(diào)查法以及單因素分析法對本院收治的200例患者資料進行臨床分析, 觀察患者體溫單、醫(yī)囑單、病程記錄、切口分泌物培養(yǎng)結(jié)果、輔助檢查結(jié)果等資料中存在的異常情況, 同時觀察術(shù)后切口感染患者的臨床情況, 對比術(shù)后未并發(fā)切口感染的患者進行臨床對比性分析, 總結(jié)肝膽手術(shù)后患者手術(shù)部位感染的相關(guān)危險性因素［2］。
1. 3統(tǒng)計學(xué)方法首先進行數(shù)據(jù)分析, 選用的軟件為SPSS 17.0。其次采用假設(shè)檢驗方法即χ2檢驗進行計數(shù)資料的對比應(yīng)用。再次應(yīng)用Student t檢測方法進行計量資料的對比應(yīng)用。最后檢測P值, P
2結(jié)果
2. 1探討手術(shù)部位感染與患者年齡之間的關(guān)系 從表1中可以看出, 隨著患者年齡的增加, 其免疫能力低下, 身體機能逐漸退化, 患病幾率也會隨著生活環(huán)境的改變而增加。其中≥60歲的患者術(shù)后切口感染率明顯高于
2. 2探討手術(shù)部位感染與患者體重指數(shù)之間的關(guān)系 從表2可以看出, 患者體重過高或過低, 其術(shù)后部位感染率也就越高, 因此其數(shù)據(jù)比較差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(P
2. 3探討抗生素使用方法與部位感染的關(guān)系 見表3。
從表3可以看出, 在圍手術(shù)期應(yīng)用抗生素, 其臨床感染率明顯低于常規(guī)手術(shù)后, 使用方法的不同影響著患者肝膽手術(shù)后部位感染的發(fā)生率, 其數(shù)據(jù)比較差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(P
2. 4探討手術(shù)時長與部位感染的關(guān)系 見表4。
從表4可以看出, 患者手術(shù)時長越短, 越有利于降低感染率, 患者手術(shù)時長誘發(fā)的感染率差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(P
2. 5探討手術(shù)切口類型與感染的關(guān)系 見表5。
從表5可以看出, Ⅲ型手術(shù)切口類型是最易誘發(fā)手術(shù)部位感染的切口類型, 因此臨床數(shù)據(jù)比較差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(P
由此可以看出, 手術(shù)時長、手術(shù)切口類型、術(shù)中出血量以及抗生素使用方法、患者年齡、體重等因素是在單因素分析法下總結(jié)出來的與肝膽手術(shù)部位感染相關(guān)的危險性因素。
3討論
在肝膽外科中, 肝膽手術(shù)是最易誘發(fā)切口感染的手術(shù)類型, 其中手術(shù)部位的感染最為常見, 一般情況下, 肝膽手術(shù)在腹部實施, 因此當(dāng)腸道病源菌發(fā)生易位時, 便會導(dǎo)致內(nèi)源性感染, 在實施手術(shù)時腸道菌群紊亂從而影響腸黏膜的屏障功能, 因此提高感染率［3, 4］。
從本院臨床研究可以發(fā)現(xiàn), 手術(shù)時長、手術(shù)切口類型、術(shù)中出血量以及抗生素使用方法、患者年齡、體重等因素均為誘發(fā)肝膽手術(shù)后部位感染的危險性因素, 因此對于老年患者而言, 在實施手術(shù)前應(yīng)增強護理手段, 提高患者機體免疫力；對于體重偏高的患者, 在術(shù)中應(yīng)用電刀時, 應(yīng)該重視脂肪的液化情況, 控制細菌的生長與繁殖, 而對于體重偏低的患者而言, 則應(yīng)該進行飲食護理, 保證患者營養(yǎng)均衡, 提高吸收功能的屏障作用, 從而降低術(shù)后感染率；在患者圍手術(shù)期應(yīng)用抗生素能夠有效殺死感染細菌, 進而降低感染率, 因此在進行治療時應(yīng)該重視抗生素的使用；手術(shù)時長影響著感染危險因素的增減, 因此應(yīng)該縮短手術(shù)時長, 降低感染發(fā)生率, 與此同時, 還應(yīng)該避免在手術(shù)過程中污染切口, 防止細菌定植等［5］。
綜上所述, 了解肝膽手術(shù)部位感染的相關(guān)危險因素, 有利于制定預(yù)防措施, 提高臨床治愈率, 降低感染發(fā)生率, 值得臨床推廣與應(yīng)用。
參考文獻
［1］ 周宏, 韓方正, 茅一平, 等.肝膽手術(shù)手術(shù)部位感染相關(guān)危險因素研究.中國感染控制雜志, 2010, 09(5):334-336.
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關(guān)鍵詞：因素分析法 石化公司 盈利能力分析 應(yīng)用
1 因素分析法應(yīng)用的提出
因素分析法（Factor Analysis Approach），又稱指數(shù)因素分析法，是利用統(tǒng)計指數(shù)體系分解分析現(xiàn)象總變動中每個因素影響程度的一種統(tǒng)計分析方法，包括連環(huán)替代法、差額分析法、指標(biāo)分解法、定基替代法。因素分析方法能夠使研究者把一組反映事物特性的變量簡化為能夠反映出影響事物特征的幾個關(guān)鍵因素，繼而運用數(shù)理統(tǒng)計方法運算、分解、刨析每一關(guān)鍵因素對所研究現(xiàn)象的影響程度。它是現(xiàn)代統(tǒng)計學(xué)中多元統(tǒng)計分析中一種重要而準(zhǔn)確的分析方法。
針對2012年某石化公司在同行業(yè)效益排名較為落后，盈利能力較差現(xiàn)象（圖1），采用多因素分析方法，找準(zhǔn)影響效益的關(guān)鍵因素及其影響程度，制定確實可行的措施，以提高公司整體效益。分析如下：
找準(zhǔn)主要矛盾：2012年上半年與同期相比，進裝置原油價格上漲830元/噸，為生產(chǎn)成本提升的主要原因；在成本擴大的前提下，如何提高公司效益是我們統(tǒng)計分析的主攻方向；剔除成本影響，高效產(chǎn)出是提高效益的唯一渠道。
（1）不考慮產(chǎn)品出廠均衡性，剔除產(chǎn)成品庫存影響，即收入設(shè)定為產(chǎn)出的概念范圍。目的為找出影響撫順公司較長期內(nèi)產(chǎn)出水平的內(nèi)外部因素。
（2）確定影響產(chǎn)出水平的主要三因素：加工量、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品出廠價格。重點分析和評價加工規(guī)模、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)及市場變動對當(dāng)期產(chǎn)出的影響。
（3）確定三因素在數(shù)量指標(biāo)與質(zhì)量指標(biāo)概念之間的相對性，以確定同度量的時期標(biāo)準(zhǔn)，數(shù)量指標(biāo)趨勢：加工量>產(chǎn)品收率>產(chǎn)品出廠價格。
（4）為反映撫順公司在生產(chǎn)結(jié)構(gòu)上的進步，分析選取與同期比較；為反映撫順公司在技術(shù)基本相同、生產(chǎn)能力及結(jié)構(gòu)相近的同類企業(yè)中的生產(chǎn)水平，選擇與大慶石化進行比較。
（5）產(chǎn)出為凈產(chǎn)出的觀點，扣消費稅價格計算，以分析最終效益的變動程度。
2 重要因素的確定及因素分析的應(yīng)用
進行因素分析的目的在于將對總產(chǎn)出的影響區(qū)分為相對不可控因素（加工量、價格）影響，及可控因素（生產(chǎn)結(jié)構(gòu)）影響。
因資源充足度、管輸能力、非計劃停工造成一、二次加工的不配套等條件影響，致使加工量存在一定的相對不可控性，產(chǎn)品出廠價格由銷售公司制定出廠結(jié)算價格，亦是非企業(yè)可控因素。
企業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)為相對可控因素，是決定企業(yè)創(chuàng)效能力的關(guān)鍵。
公司影響效益因素分析：
總體收入差==原料油加工量Q1×產(chǎn)品收率P1×產(chǎn)品價格M1-原料油加工量Q0×產(chǎn)品收率P0×產(chǎn)品價格M0
=181787萬元，噸油收入增加545元。
（1）分析加工量對加工收入的影響：
相對于加工量指標(biāo)，產(chǎn)品收率及價格均為質(zhì)量指標(biāo)，同度量因素時期選取基期。
因加工量變化影響產(chǎn)出=∑（Q1-Q0）×P0×MO
=54791萬元，噸油收入增加164元。
（2）分析產(chǎn)品收率（生產(chǎn)結(jié)構(gòu)）對收入的影響：
相對于產(chǎn)品收率指標(biāo)，加工量指標(biāo)為數(shù)量指標(biāo)，同度量因素選取報告期；價格指標(biāo)為質(zhì)量指標(biāo)，同度量選取基期。
因產(chǎn)品結(jié)構(gòu)變化影響產(chǎn)出=∑Q1×（P1- P0）×MO
=37308，噸油收入增加269元。
（3）分析產(chǎn)品出廠價格對收入的影響：
相對于產(chǎn)品價格指標(biāo)，加工量指標(biāo)及產(chǎn)品結(jié)構(gòu)均為數(shù)量指標(biāo)，同度量因素選取報告期。
因產(chǎn)品價格變化影響產(chǎn)出=∑Q1×P1×（M1-MO）
=89689萬元，噸油收入增加269元。
2012年上半年撫順石化公司產(chǎn)出因素分析對比表
第三部分 分析的結(jié)論
上半年該公司煉油噸油產(chǎn)出（非稅）比同期增加545元/噸，因素分析的結(jié)論為：
（1）因加工量增加，噸油收入增加164元/噸；
2011年該公司因“1.19”事故影響，一、二次加工能力不能完全匹配，造成上半年一次加工均處于低負荷生產(chǎn)。2012年，重催裝置重新開工、加氫裂化、酮苯裝置原始開工，使二次加工能力大幅提高，為蒸餾裝置提高負荷創(chuàng)造了條件。
（2）因結(jié)構(gòu)優(yōu)化，噸油收入增加112萬元/噸；
結(jié)構(gòu)優(yōu)化是增強創(chuàng)效能力的關(guān)鍵，2012年重點為高標(biāo)號汽油、低凝柴油、石蠟、油基礎(chǔ)油等高效產(chǎn)品產(chǎn)率高于同期。
采取因素分析的方法，同樣進行了與加工流程及工藝技術(shù)接近的大慶石化公司進行對比：在結(jié)構(gòu)（產(chǎn)品收率）影響上，大慶石化在結(jié)構(gòu)優(yōu)化上比撫順石化收入高2.3億元，噸油收入差39元。重點為石蠟、丙烯 、油基礎(chǔ)油收率合計高于撫順石化1.8%，可比計算（剔除加工量因素影響）產(chǎn)量為7.3萬噸。
（3）因權(quán)重產(chǎn)品（占60%）---成品油價格的上漲，帶動副產(chǎn)---化工輕油及公司整體產(chǎn)品收入的上漲，噸油收入增加269元/噸（表1）。
3 優(yōu)化措施的制定及實施
通過以上針對撫順石化的盈利能力的因素分析，可以看出，撫順石化在結(jié)構(gòu)優(yōu)化上還有一定的潛力可挖掘，為充分發(fā)揮煉化一體化優(yōu)勢，實現(xiàn)煉油和化工的原料優(yōu)化利用，增強企業(yè)創(chuàng)效能力，相應(yīng)制定如下措施，并納入相應(yīng)單位的績效考核中。
（1）增產(chǎn)分子篩脫蠟原料，保證兩套分子篩和兩套烷基苯較高負荷運行，四季度烷基苯產(chǎn)量達到5萬噸。
（2）將大乙烯產(chǎn)芳烴抽余油作為重整原料，替代直餾石腦油，四季度可將1噸直餾石腦油轉(zhuǎn)作乙烯裂解原料。
（3）將大乙烯部分芳烴產(chǎn)品轉(zhuǎn)供煉油，用于調(diào)合高標(biāo)號汽油。優(yōu)化調(diào)整重油催化裝置操作參數(shù)，提高汽油餾出口辛烷值到90.5RON以上，四季度增產(chǎn)97號汽油產(chǎn)量達到3萬噸以上。
（4）四季度投用40萬噸/年酮苯脫蠟及糠醛裝置，石蠟生產(chǎn)能力將有效放大，四季度可增產(chǎn)石蠟1.3萬噸，油基礎(chǔ)油2.5萬噸。
