中国人群

中国人群（精选十篇）

中国人群 篇1

在国内外学者对中国普通人群生命质量开展的系列研究中,EQ-5D-3L量表是最主要的测量方法。但是,这些研究由于研究目的、样本来源、抽样方法等方面的差异,可能对研究结果会造成不同程度的偏倚,从而很难全面客观地呈现中国普通人群生命质量现状。基于此,对这些文献进行系统综述,力求对中国普通人群的生命质量有一个更加准确的判断,进而为制定相关卫生决策提供参考。

1 材料与方法

1.1 文献检索策略

中文以“生命质量、生存质量、生活质量、eq-5d”、英文以“health related quality of life、quality of life、eq-5d、China、Chinese”为主题词,在Pub Med、EMbase、The Cochrane Library、中国知网、维普和万方数据库检索国内外公开发表的文献,检索时限均为建库至2015年8月。

1.2 纳入与排除标准

纳入标准:(1)中国普通人群;(2)使用EQ-5D-3L量表;(3)报告了健康效用值。

排除标准:(1)疾病人群;(2)非中国普通人群;(3)某类特殊人群;(4)仅有摘要;(5)综述;(6)重复发表。

1.3 文献筛选

剔除重复文献后,两名研究员根据题目和摘要信息分别独立进行文献初筛,然后阅读文献全文分进行复筛,并相互核实筛选结果。对存在争议的文献,在有第三名研究者参与的情况下讨论是否纳入。

1.4 资料分析

将纳入样本进行分类,比较同类人群不同研究中样本来源、构成、特征和效用值积分体系的异同,对各类普通人群的健康效用值、VAS评分和在五个维度上出现问题的比例进行分析。

2 结果

2.1 文献检索结果

根据前述检索策略进行检索,共获得803篇文献,剔除重复的272篇后,经过初筛排除482篇和复筛排除32篇,最终纳入17篇文献。纳入的17篇文献基本特征如下(详见表1)。

2.1.1 数据来源

数据源于全国多省份调查研究有4项[34616],单省份多城市调查研究2项[58],其余11项[]研究均为单个城市调查。

2.1.2 样本量

纳入研究中样本量最大为146231人次,最小为162人次。有3项[3,4,5]研究样本量超过一万人次,6项[679131419]研究样本量在一千到一万之间,其余8项[]研究均在一千以内。

2.1.3 样本人群

全年龄段人群中,4项研究[]选取15岁及以上城乡居民,1项[6]研究为16岁及以上城乡居民,1项[9]为14~99岁城市居民,1项[8]为农村居民。

老年人群中,4项[10,11,12,13]研究选取了65岁及以上老人作为样本人群,其中1项[13]为65~79岁郊区老人。6项[14,15,16,17,18,19]研究选取了60岁及以上老人为样本人群,除1项[16]为农村老人外,其余均为城乡老人。

注:年龄均值及标准差均处理为保留一位小数

2.2 EQ-5D量表健康效用值及VAS评分

2.2.1 全年龄段人群与老年人群

报告全样本健康效用值的研究[]中(见表2),全年龄段人群健康效用均值最高为0.96,在同一研究中分别使用英国和日本积分体系;健康效用均值最低为0.80,使用日本积分体系。老年人群研究中,健康效用值最高为0.89,最低为0.79,这两项研究均使用日本积分体系。

2.2.2 性别差异

7项[]研究报告了男性和女性各自的健康效用值,各研究中男性效用值均高于女性。其中2项[46]的研究对象为全年龄段人群研究,男性健康效用值分别为0.96和0.95,女性均为0.95;5项[]为老年人群,男性健康效用值最高为0.90,最低为0.82,女性最高为0.89,最低为0.79。

2.2.3 城乡差异

6篇[]研究报告了城市和农村各自的健康效用值,各项研究中城市人群健康效用值均高于农村。其中4项[3,4,5,6]为全年龄段人群研究,城市人群健康效用值最高为0.96,最低为0.95,农村人群中最高为0.96,最低为0.94;2项[1719]老年人群研究中,城市分别为0.90和0.89,农村则分别为0.86和0.85。

2.2.4 VAS评分

共8项[]研究报告了VAS评分,其中3项[4616]在报告全样本VAS评分的同时还报告了男女各自的评分,1项[14]则仅报告了男女各自的VAS评分。在全年龄段人群的6项[]研究中,VAS评分最高为86,最低为77,在老年人群中,仅2项[1416]报告了VAS评分:1项[16]报告了整体的VAS评分,为67,而另1项[14]仅报告了男性和女性各自的VAS评分,分别为73和71。在全年龄段人群中,2项[46]研究均显示男性VAS评分高于女性,而在老年人群中则相反,2项[1416]则显示女性均高于男性。报告城乡VAS评分的3项[346]研究均为全年龄段人群研究,城市最高为87,最低为79,而农村最高为89,最低为80,同一研究中城市均低于农村。

2.3 EQ-5D量表各维度选择

在全年龄段人群中,除刘艳[9]外,各项研究均在“疼痛/不舒服”维度选择存在问题比例最高,范围为9.0%~26.5%;而“自我照顾”维度选择比例最低,范围为1.2%~3.8%。刘艳[9]的研究中“焦虑/抑郁”维度选择存在问题人群比例高于其他维度,为29.6%,“行动”维度最低,为4.6%。

在老年人群研究中,“疼痛/不舒服”维度仍然是存在问题比例最高的维度,范围为32.6%~52.9%;除武轶群[13]外,选择存在问题人群比例最低的维度均为“自我照顾”,范围为3.2%~20.5%。

报告了男女各维度选择的9项[]研究中,无论是全年龄段人群还是老年人群,男性与女性选择存在问题比例最高的维度均为“疼痛/不舒服”,男性的选择比例范围为7.1%~47.6%,女性为10.3%~56.9%。除周伟[16]的研究中“行动”维度选择存在问题比例男性为30.7%高于女性28.0%外,其余研究在五个维度中男性选择存在问题的比例均低于女性。

报告了城乡各维度选择的3项[3,4,5]研究均为全年龄段人群研究,无论城市还是农村居民,“疼痛/不舒服”是存在问题比例最高的维度,城市居民在该维度上存在问题比例范围为7.5%~12.1%,农村人群则为9.6%~15.3%。在这3项研究中,城市人群在各维度选择存在问题的比例均低于农村人群。

3 讨论

本研究基于EQ-5D-3L量表,对中国普通人群生命质量的研究文献进行了系统综述,研究发现:第一,在全年龄段中,健康效用值最高为0.96,最低为0.80,VAS评分最高为86,最低为77;在老年人群中,健康效用值最高为0.89,最低为0.79。第二,多数研究显示,中国普通居民在“疼痛/不舒服”维度上出现问题的比例最高,全年龄段为9.0%~26.5%,老年人群为32.6%~52.9%,“自我照顾”维度出现问题的比例最低,全年龄段为1.2%~3.8%,老年人群为3.2%~20.5%。第三,在同一研究中,男性的健康效用值高于女性,VAS评分则不一致,男性和女性出现问题比例最高的维度均为“疼痛/不舒服”。城市居民的健康效用值高于农村居民,而VAS评分则相反。

年龄、性别、患病率和积分体系等均会对健康效用值产生影响。随着年龄的增长,健康效用值呈下降趋势。现有研究显示男性的健康效用值高于女性,表明男性生命质量更高,可能是对五个维度的问题承受能力更好。样本居民中疾病人群的比例对测量结果也有影响,在全年龄段人群中患病率为11.8%~58.9%,而老年人群为35.2%~78.1%。此外,EQ-5D量表积分体系是基于人群社会文化及健康偏好所构建,通过不同国家积分体系换算得到的效用值存在差异,目前,中国已构建起EQ-5D-3L的效用积分体系[20],故应优先考虑使用。此外,有研究表明[21],农村人群收入水平也会影响其生命质量。

中国富裕人群学历高年龄低 篇2

2007-8-16 8:35:44 深圳特区报

一则消息引发投资者担忧 快速洗盘将现?

“十拿九稳”重大利好将出

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万事达卡在京沪穗三城市300富裕人士中进行的调查显示

中国富裕人群学历高年龄低

核心提示

中国内地正在崛起并不断壮大的富裕人群，对消费、旅游、文化艺术等相关市场存在多大的影响力？近日，万事达卡国际组织正式发布了一项全新的指数报告“万事达卡中国富裕人群指数”，对上述问题进行了揭示。

“中国内地的富裕人群呈现快速增长的态势，这一族群的市场消费潜力更是不可估量。就国内市场而言，富裕消费者的消费能力、生活选择和心理转变中蕴含着新的财富，并且将会改变中国的市场格局。此外，中国内地富裕人群对境外旅游十分有兴趣，因此他们的消费能力将对全球的旅游和观光业造成影响。”万事达卡国际组织亚太区首席经济顾问王月魂博士指出。

据悉，该指数报告重点关注的对象是在中国这一全球人口最多的市场中快速兴起的富裕人群的消费行为。首次调查在北京、上海和广州三大城市各挑选300个家庭富裕人群代表进行面对面访谈，调查与分析其消费模式、生活方式和价值观，以及对十种顶级品牌产品和服

务偏好。此调查上半年着重于分析中国内地富裕人群重要的生活方式，包括消费模式以及对于工作、家庭、及社会的态度。下半年则着重于鉴别富裕人群对于国际及国内顶级品牌产品和服务的喜好度。

内地富裕人群年龄偏低

据介绍，报告对中国内地富裕人群的界定标准是家庭年收入在2.5万美元以上（约合人民币18.9万元）。

据分析预测，在2005年中国的富裕人群约为290万户，到2015年将增长到850万户。

调查显示，中国富裕人群年龄低于亚洲平均水平，在中国内地的富裕人群中，30岁以下的占22％，31至46岁的占64％，46岁以上的占14％。王月魂博士称，内地富裕人群主要由相对年纪较轻的人士构成，这在整个亚太地区都相当罕见，比如在日本的富裕人群中，70％的富翁在46岁以上。尽管年轻，但内地富裕人群大都具备较高学历，50％的人拥有本科学历，33％拥有硕士以上学历，11％拥有大专学历，高中毕业和高中以下文化程度的分别占5％和1％。

热衷购置房地产

调查显示，多数内地富裕人群在2000年前已经购置了第一处房产。其中18％的人在1996年前购置，41％的人在1996年至2000年间购置，41％的人在2000年后购置。

报告分析认为，富裕人群把房地产作为一项重要的投资。随着房产购置的增加，房产的面积也逐步扩大。富裕人群第一处房产的平均面积为129平方米，第二处为171平方米，第三处为184平方米，第四处高达208平方米。王月魂博士表示，可以预期，中国将出现更多的金融投资工具，如果其投资回报率超过房地产，则富裕人群大量购置房产的情况可能发生变化。

普遍喜欢旅游

研究结果显示，中国富裕人群喜好休闲娱乐，其中国内外旅游是他们休闲娱乐的最大支出项。

调查发现，2006年92.6％的富裕家庭在休闲和娱乐活动方面的花费高达1万美元，国内外旅游是最大的支出项，其次是健身、游览主题乐园、运动和社交活动。过去一年内，有43.3％的富裕人群至少在国内旅游三次，30％的富裕人群一年出国旅游至少三次。

对于内地以外的个人旅游目的地，中国香港仍是富裕族群的首选，有85.6％的中国内地富裕人群造访过香港。其他热门旅游地点包括中国澳门（51.7％）、泰国（34.8％）、新加坡（30.5％）及日本（18.7％），不到10％的富裕人群2006年去过法国、德国和意大利。王月魂博士预测：“这些国家也会渐渐地发展成如同美国和澳大利亚一样受欢迎的旅游胜地。”

中国内地与中国香港间具有强大且密切的经济联动关系，因此香港也同时成为内地富裕人群最常造访的商务旅行目的地。对北京的富裕人群而言，美国（34％）及新加坡（15％）分列商务旅游目的地的第二及第三位；对上海的富裕人群来说则是新加坡（31％）及日本（25％）；对广州的富裕人群而言，中国澳门（49％）为第二名，泰国（13％）排名第三。

接近一半的富裕人群在国内旅游时最喜欢前往风景区，仅有少于四分之一的富裕人群喜爱名胜古迹。有趣的是，三大城市的富裕人群国内旅游的模式不尽相同。近三分之一的北京富裕人群热爱滨海度假胜地，然而上海（5.5％）和广州（6％）的富裕人群却不甚喜欢。

艺术欣赏尚处起步阶段

在对艺术与文化的喜好方面，调查显示国内的富裕人群可谓尚处在初级阶段，但令人关注的是，有四分之一的富裕人群已开始计划收藏艺术品及古董，这表明，目前正在不断升温的国内艺术品收藏和拍卖市场未来拥有巨大的潜在客户群，有望发展成为一项空前广大的新产业。

目前，中国内地的富裕人群以观赏外国电影为休闲活动的人最为普遍，数据显示，在北京有81.5％、上海有86％，在广州则有63.8％的人选择了这项休闲活动。此族群普遍年轻，受过高等教育，且以女性为主。

喜欢参加音乐演唱会／表演活动的人群比例分别为上海（57％）、广州（55.6％）；北京的富裕人群（31.9％）则喜欢观赏传统戏曲及音乐会。

2006年有高达27％的上海富裕人群会定期参加外国歌剧及音乐会活动，但此类活动却不受北京及广州富裕人群的青睐。

相当重视家庭生活

与一般人印象中成功人士大多是“工作狂”不同，调查发现79％的中国内地富裕人群认为工作与休闲娱乐同等重要，平均每天的工作时间约8-10小时。上海的富裕人群会尽量避免加班，仅有8％的人每天工作10-12小时，低于1％的受调查者每日工作超过12小时。

有趣的是，富裕人群相当重视家庭生活。他们了解家庭幸福的重要，因此希望将时间多花在与家人相处上。富裕人群认为“拥有幸福家庭是人生中最重要的事”极为重要，若以1-5分（5分为满分）的标准来计算，他们获得的分数为4.46；他们接受调查时流露出“尽可能花时间陪伴家人”的强烈意愿，分数为4.19。然而他们也认可“为了事业发展，必须牺牲与家人相处的休闲时间”的观点，在“为了工作愿意牺牲与家人相处的时间”项上分数为2.61。

热心公益慈善与环境保护

中国内地的富裕人群热心公益，73.6％的人愿意支持公益活动，38.9％的人支持环境保护活动。参与其他公益活动的比例分别是：献血（29.6％）、担任志愿者（21.8％）及参与文化遗产的保护工作（8.2％）。39.5％的中国内地富裕人群表示他们有持续投入公益活动及环境保护的计划，但还有一大部分的富裕阶层尚未决定。

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银行争推高端客户理财服务

私人银行是指金融机构推出的一种高端客户理财服务。开办这项业务的金融机构通常需具备三大条件：全球化的运营、金融综合经营模式和丰富的管理经验。

在私人银行服务较成熟的西方银行，银行除帮助客户管理庞大的资产（如投资规划、避税）外，还提供并购案的建议及标的，甚至还提供收藏鉴定，代表客户到拍卖场所竞标古董。客户也能通过私人银行服务接触到许多常人无法购买的股票、债券，获得许多投资私人公司、优先购买IPO（首次公开发行）股票的机会。

中国（大陆）高净值人群探秘 篇3

中国40%的富裕家庭

每周至少网购一次

未来五年，国内消费市场增长的主要动力来自于中产阶层和富裕家庭。波士顿咨询公司（BCG）最新研究发现，中国消费者市场呈现“双速并行”的状态，低端消费者市场的态度相对谨慎，高端消费者市场则较为积极乐观。值得一提的是，报告称40%的富裕家庭每周至少网购一次，而准中产家庭仅为20%。这意味着网购对象早已不是学生和廉价消费者。

浅谈中国箱包品牌的消费人群定位 篇4

关键词：箱包品牌,产品定位,消费者诉求

“中国制造”作为一个生产标签, 在全球制造业有着举足轻重的地位, 但是品牌的建设和发展始终是制造业领导者最终期待的愿景。发展至今, 国内箱包行业的新局面也逐渐起步。企业思想的转变、技术的更新、品牌文化的提高、自主创新设计的融入……中国发展箱包产业的诸多优势呈现了出来。尽管国内企业已经认识到, 并且已经不断开始提高自主研发能力和技术装备水平。现今在国内市场上的旅行箱包, 其设计风格与种类也是一味的向国外的产品靠拢、借鉴, 缺乏本土的特色与文化。所以在国内, 旅行箱包设计的产品定位为扩宽消费市场, 拉近消费者与箱包品牌之间的关系显得十分重要。

“锁定目标群体。”营销大师菲利普·科特勒先生强调, 只存在一种成功的战略, 就是仔细的定位目标市场。产品定位, 是指企业对用什么样的产品来满足目标消费者或目标消费市场的需求。产品定位是对目标市场的选择与企业产品结合的过程, 也即是将市场定位企业化、产品化的工作。箱包的产品定位也是要充分考虑目标人群的分类, 来将自身的产品设计和品牌建设找到一个准确的定位。

在箱包产品这个概念下, 消费者人群分类的基础分类依据主要来自用户的性别特称、年龄阶段;消费者人群分类的消费水平依据主要来自用户的教育背景、职业特点、收入水平等。根据上述人群特称主要分4类, 分别是奢华张扬类、时尚职场类、户外运动类、平价亲民类。这四类产品定位将箱包产品做了比较概括的分类。

奢华张扬类的箱包产品对应的消费人群定位为高产阶层, 也就是奢侈品。这类消费者在购买箱包时不仅考虑箱包的使用价值, 还会考虑到其附加价值, 即使用这个箱包时所能获得诸如地位、身份、意境等方面的享受。奢侈品类的箱包价值在于消费者能够从消费中获得一种社会群体的认可。中国现今成为奢侈品消费的第二大国, 但是消费的往往是国外的奢侈品箱包品牌, 如GUCCI、HERMES、FENDI、纪梵希等奢侈品牌。中国本土的奢侈品发展可谓任重而道远, 照搬国外的奢侈品运营模式是不符合中国环境现状的, 定位奢侈品类的中国箱包品牌比较要了解客户人群, 深入把握他们的高端消费主张。

户外运动类箱包产品是分类中对用户人群定位最为清晰的一类, 户外运动, 是一项在自然场地举行的一组集体项目群。其中包括登山、攀岩、悬崖速降、在野外露营、野炊、定向运动、溪流、探险等项目。户外运动人群主要包含专业登山爱好者、穿越/徒步爱好者和户外旅行爱好者。他们具备一定的专业技能, 具有曾经攀登经验。他们在户外旅程的状态是没有外界的协助, 穿越/徒步者将可能会经历一整天或者几天的漫长跋涉, 能够充分应对复杂的地形和天气环境的挑战, 穿越/徒步者需要自我负重, 携带所有能够帮助其实现目标的装备。这类人群的重要特点是经济独立, 追求实际生活体验胜过表面虚浮时尚伪装, 自我认同感强, 并且希望得到周边社会环境承认;乐于尝试, 追求个人空间, 高度自我保护。基于上述特征, 户外运动箱包需要出色的强度、结构和背负系统, 没有华而不实的设计, 相反着重实用性、坚韧性、耐磨性等特称。

时尚职业类的人群多是上班的白领阶层。这类阶层就工作性质而言, 是非体力劳动者, 他们大多数从事商业、制造业、传媒业、建筑业、金融业、专业咨询及服务等行业。就收入水平而言, 这类人群的职业特点决定了他们相比于体力工作者有着丰厚的收入。最后, 就社会地位而言, 由于大多受过良好的教育, 工作的接触范围较广。这类人群年龄主要在22—45岁之间, 追求生活的多样化和高质量, 有一定的时尚水准, 有着强烈的务实主义精神, 容易精神紧张和焦虑。经常出差, 每年会有特定的时间去度假旅行以减缓压力。时尚职业类人群对箱包产品一般会有2种诉求, 一类是职业类, 适合工作和商务出行;一类是休闲类, 适合度假旅行, 这两类在箱包设计上有较大差异。

平价亲民类箱包定位的人群一般是低产人群和没有固定经济来源的学生群体。这类人群大多工作收入中等偏下, 但是大多靠自己的双手去实现梦想, 个人经济基础正在起步的阶段, 对未来充满信心, 这类人群对箱包的价格诉求就是实惠并且实用, 满足日常生活的基本需求, 在售价亲民的前提下, 根据自己的喜好选择箱包产品。低收入人群占了国内消费对象的大多数份额, 市场需求量较大, 销售场所一般设在超市和零售商的门店, 售价一般在低产消费人群可接受的范围。这类定位的产品是箱包生产企业的根基, 在全球金融海啸的影响下, 出口的箱包和中高端品牌均遭到重创, 但平价亲民类的品牌却相对安全, 没有受到太大影响, 由此可以看出最广大的消费者即低产收入者对箱包的基本需求, 是企业维系根基的重要因素, 所以一般箱包企业在追求发展高端品牌的时候, 也要坚持生产和发展平价亲民的箱包产品。

中国高净值财富人群需求调查报告 篇5

1.1 中国超高净值人群构成

1.1.1 中国高净值人群构成

“高净值”是中国超高净值人群(本文指个人总资产――包括实物资产和金融资产，超过5亿元人民币的人群)成长的必经阶段，高净值人群(本文指个人总资产――包括实物资产和金融资产，超过1亿元人民币的人群)是聚焦超高净值人群开展研究的更为广泛的基础人群。因此，在本次研究开展之前，我们首先对包括超高净值人群在内的高净值人群的总体情况进行总领性研究。

数据显示，截至 年9 月末，中国高净值人群约6.7 万人，比上一年度增加了2500 人，上升比例为3.9%。2009 年至 年，高净值人群规模快速增长，每年增长比例均超过5%。受经济下行因素影响， 年增长率仅为1.6%，涨幅为5 年来最小，而2014 年又有所回升。

高净值人群主要由三部分人群构成：

企业主：企业的拥有者，占80%，大约5.4万人。企业资产总量占其所有资产的62%。企业主平均拥有1200 万元以上的自住房产，350万元的汽车。

炒房者：主要指投资房地产，拥有数套房产的人，占15%，大约1万人。房产投资总量占其所有资产的60%。炒房者平均拥有2200万元以上的自住房产，300万元的汽车。

职业股民：收益主要来自股票投资的人，占5%，大约有3350人。股票、现金和其他投资总量占其所有资产的73%。职业股民平均拥有2500万元以上的自住房产和200万元的汽车。

1.1.2 中国超高净值人群构成

中国超高净值人群约17,000 人，总计资产规模约31 万亿元人民币，平均资产规模18.2 亿元人民币。这部分人群主要以企业主为主。

1.2 中国超高净值人群区域分布

从地区分布看，北部和东部人数占比最高，分别超过1/3;中西部涵盖的省市最多，但总人数占比最低;南部虽然只有三个省，但总人数占比近1/5。

从省市分布看，北京、广东、上海、浙江的占比最高，均超过10%。这四个省市共拥有超高净值人士9,703 位，占全国总人数的57%。

1.3 中国超高净值人群财富变化趋势

从 年到2014 年，《胡润百富榜》历年的上榜人数始终保持在1,000位以上。纵观这七年，我们可

以发现上榜门槛从的7亿元人民币上升到现在的20亿元人民币;平均财富也由30亿元人民币上升到64亿元人民币;百亿富豪人数由50人扩大到176人，财富规模和人群数量都在提升。七年中，除了2012 年受经济下行因素影响造成上榜人士的财富减少，其余历年财富规模均保持快速上升。

与历年的GDP总量相比，《胡润百富榜》上榜人士的总财富占GDP总量的10%-13%。除了和2012两年，其余五年上榜人士总财富的上升速度均超过GDP的增长速度。

《胡润百富榜》在中国已有15 年的发榜历史。在此期间共诞生11 位首富，且这11 位首富所处的行业也完全不同，这说明了中国的财富发展与变化趋势非常快速。

第二章、中国超高净值人群特征

2.1 个人基本特征

中国超高净值人群以男性为主，占84%;女性占比16%。平均年龄51 岁，其中主力人群年龄为40-59 岁，占比76%;40 岁以下人群占比仅为7%。从学历角度来看，博士、高中及以下学历占比很低。

中国超高净值人群按照不同财富量级来看，5 亿资产以上人群的平均年龄51 岁，20 亿资产以上人群的平均年龄53 岁，60 亿资产(10 亿美金)以上人群的平均年龄58 岁。与全球超高净值人群相比，全球60 亿资产人群平均年龄为64 岁――中国富豪比全球富豪年轻6 岁。

我们在定性访谈中还发现，几乎所有的超高净值人士都保持低调谨慎的处事作风，生活习惯偏向简单化，注重生活品质。具体来看，休闲时喜欢看书、旅游和家庭活动;平均每年拥有假期22 天;平均睡眠时间为工作日6.4 小时，周末6.5 小时;四成抽烟，七成喝酒。

2.2 公司基本特征

根据胡润研究院的数据来看，中国现阶段超高净值人士以企业主为主。其中，上市公司(含全部上市和部分上市)占比超过六成，非上市公司占四成不到。这些上市企业中，在国内深交所和上交所上市的比例超过七成。

从行业分布看，制造业是最主要的行业，占比近1/4，其次是房地产和TMT ，均超过一成，这三大行业合计占比将近一半。其他服务业、投资、重工业、制药和能源也是占比较高的行业。

分析上榜门槛10 亿美金的《 胡润全球富豪榜》中全球富豪的行业分布现状。TMT 是冠军行业，占比14.2%。创新科技支持下的颠覆性价值创造在最近成就了更多的富豪，这其中财富增速最快的包括：京东(346%)、信威通信(324%)、阿里巴巴(245%)、小米(198%)、用友(123%)和百度(80%)。房地产行业排名第二，占10.5%，制造业排名第三，占10.5%。

中国超高净值人群目前处于财富积累的快速增长阶段，因此在制造业占比方面远高于全球富豪。与此同时，全球富豪在投资、零售、食品饮料、金融服务等行业的比例也远高于中国。

2.3 中国超高净值人群信心指数

总体而言，超高净值人群对于企业经营环境持较乐观态度，半数左右认为未来三年内企业的融资便利性、整体经济形势表现、企业家社会地位表现会更好;而对于企业的盈利能力看法相对保守，34% 认为会更好，43% 认为差不多，23% 认为会更糟。

我们在定性访谈中发现，尽管超高净值人群对于整体经济环境持较乐观态度，但他们目前仍然受到了来自内外的双重压力：外部压力来源于宏观环境的不确定性，如经济增长放缓、经济结构调整等;内部压力来源于企业自身的转型挑战，尤其是面对目前越发模糊的产业边界，多元化、集团化、跨界融合等发展趋势为企业发展带来诸多不确定性。

第三章、中国超高净值人群金融需求

3.1 融资需求

作为资产规模级别最高的人群，超高净值人群中仍有七成表示有融资需求，且融资目的以企业发展为主。其中，以企业扩张占比最高，达65%;其次为企业并购，占比27%;而用于企业经营周转的比例仅为8%。

中国人群 篇6

公司高管为贵富人群的主要构成

结合2011年最新数据，中国贵富人群的人员构成和消费主力为“有稳定职业的公司高层管理者”，而私营企业主的整体比例和消费力均有限。从年龄上看，25岁至44岁的正值人生黄金年龄段的人群比例占到66.6%。而从职位来看，公司管理层人群占到21%，他们拥有强大的个人及家庭消费实力及公司采购的决策权，是贵富人群的中坚力量。

品质、超前、独特、高档是贵富人群消费的核心诉求

贵富人群在产品消费方面存在很强的“品牌依附力”。他们认同品牌背后所蕴藏的品质与保证，而且他们比普通消费者更有实力来为这些附加值买单。此外，品牌消费所带来的身份和地位的象征，也是这群人高度依附品牌的一个重要原因。数据显示，在品牌信任和品牌忠诚两个方面，贵富人群均明显高于城市居民总体，他们在购买IT产品、家电时，品牌是重要的选购因素。深入分析这群人的品牌消费观，可以发现：贵富人群对品牌的依附具有一定的特征倾向。“高品质”、“独特”、“体验感”是他们最为关注的特性，这些特征在高档新品（尤其在索尼、苹果等高端IT产品）的消费方面表现得更为直接。

超前的社会责任意识是区别贵富与大众的关键因素

马斯洛人类需求五层次理论中，将处于不同发展阶段的人的需求做了精辟的划分。“贵富人群”属于满足温饱、安全，得到爱与尊重的群体，社会价值的实现是这群人的内在需求。良好的教育背景和职业发展过程使得这群人更加具有社会责任感。在“人应该有责任感而不是只顾自己享受”的同意比例上，贵富人群远远高于城市居民总体，他们对公益活动和环保生活方式的支持热度也高于城市居民总体。

对垂直型网站需求的进一步深化，焦点化社交网络有望成为贵富人群的媒体新宠

尽管用网络浏览新闻及搜索信息的比例仍相当高，贵富人群开始更多选择浏览专业新闻网站如财经、房产、金融等专业网站， 泛泛的浏览已越来越向纵深化发展。同时，社交网络正朝小众化方向发展，焦点化社交网络正是将具有共同特征或具有相同兴趣、爱好的用户聚合在一起，从而让社交用户的群体更具有针对性，让社交活动更具有目的性的一种专业网站。焦点化社交网站随着贵富人群的青睐已迎来了春天。

收入门槛——境外购物的分水岭

随着越来越多女性贵富的出现，奢侈品的需求量也在逐年增加。根据2011的最新数据发现，女性贵富在购买名牌服饰及手提包的地点与她们的收入存在着某种意义的正关系。当女性月收入在8000元左右时，她们在港澳台购买手提包和服饰的比例超过了在境内商场购买此类商品的比例；当月收入达到15000元时， 她们购买手提包等奢侈品的地点显得更“宽泛”化了，逐渐从港澳台转移到了欧美国家。

服饰和IT数码全面拉动高端人群网购消费

与大众居民相比，贵富人群的网购参与度明显更高。2009~2011年，贵富人群的网购产品主要集中在图书、化妆品、食品等个人用品上，其中网购率最高同时也是增长最快的两类产品为服饰和IT数码产品。2011年，分别有12.4%和7.6%的贵富人群曾网购过服饰和IT数码产品，远高于其他网购产品。

中国人群 篇7

1 资料与方法

1. 1 资料

本次研究资料来源于Hapmap( http: / /hapmap. ncbi. nlm. nih. gov / ) 计划Ⅱ期公布的CHB( 45人) 的ABCA4基因的SNPs数据。

1. 2 方法

1. 2. 1分析SNPs的确定本研究分析的SNPs为1000genomes计划提供的ABCA4基因的所有SNPs。对任一给定SNPs的入选标准: 基因型测定率≥80% 、Hardy-Weinberg平衡 ( P > 0. 01 ) 、MAF > 0. 01。MAF计算方法为: MAF = ( 2n1 + n2) /2N。其中,N代表样本个体数,n1表示基因型为最小等位基因纯合子的个体数,n2表示杂合子的个体数[9]。

1. 2. 2标签SNPs的判定根据人群中成对SNPs间r2≥0. 8和LOD≥3的原则。r2代表SNPs间的统计学关联程度,一般认为r2≥0. 08,即可用一个SNP位点代替另一个SNP位点。2点最大似然值( LOD) 代表SNPs间是否存在连锁,判断连锁的标准为LOD≥3[10,11]。

1. 2. 3单体域的构建根据Gabriel等[12]提出的连锁不平衡系数( D') 置信区间法( confidence intervals,CI) ,将D '值95% CI在0. 70% ~ 0. 98% 范围的相邻SNPs归入同一个单体域。单体型频率通过最大期望算法获得[13]。以上分析均通过Haploview 4. 2软件实现[14]( http: / /www. broadinstitute. org /scientific-community / science / programs / medical-and-population-genetics / haploview / haploview) 。

2 结 果

2. 1 基本情况

Hap Map计划二期资料中提供的北京汉族人群ABCA4基因的资料包括343个SNPs的数据。基因型测定率均高于80% 的SNPs且符合H-W平衡 ( P >0. 01) 的SNPs,其中129个纯合基因型SNPs不符合研究条件, 符合研究 条件的SNPs为214个( 62. 4% ) 。

2. 2 标签 SNPs 及微效等位基因频率

符合研究条件的214个SNPs中,MAF > 10% 的SNPs 132个,占61. 7% 。其中95个被确定为标签SNPs( 表1) 。标签SNPs中,MAF为0 - 、0. 05 - 、0. 10- 的组段所占比例最高,均为15. 8% ; 其次为0. 15 - 、0. 20 - 、0. 30 - ,所占比例在9. 0% ~ 15. 0% 之间;0. 20 - 、0. 35 - 、0. 40 - 组段占1. 0% ~ 8. 0% ( 表2) 。

2. 3 单体域及单体型频率

注: 1: 形成单体域的 SNPs; 2: 一次标签 SNPs 的结果,平均 r2= 0. 976

上述95个标签SNPs共构建了3个单体域( 图1) ,3个单体域中频率≥1% 的单体型数目分别为5、3、3个。3个单体域均以前2种单体型为主,累积单体型频率分别为93. 2% 、91. 1% 和94. 0% ( 表3) 。

3 讨 论

Hap Map计划是一个由来自日本、英国、加拿大、中国、尼日利亚和美国的科学家和资助机构参与的合作项目,是人类基因组计划的延伸,旨在确定和编目人类遗传的相似性和差异性。

MAF是筛选SNPs的一个重要指标。MAF水平与研究效能有关,在遗传易感性研究中,常选取MAF >0. 1的SNPs进行研究。本次研究表明,Hap Map计划网站公布的CHB人群ABCA4基因的343个SNPs中,纯合基因型的SNPs共129个,占37. 6% ; 在符合条件的214个SNPs中,MAF > 10% 的有132个,比例为61. 7% ,有足够的标记可供选择。

挑选标签SNPs是在疾病关联研究中提高效能、降低成本的一个重要的策略,而且随着高密度HapMap计划的完成它变得更为重要[15]。由于强关联SNPs之间可相互随机替代,Haploview选择标签SNPs存在一定的随机性,为研究SNPs的确定奠定了基础。

单体型又称单倍体型或单元型,是指一个染色单体里面具有统计学关联性的一类SNPs,可以提供比单个SNPs更为丰富信息量[16]。本研究在北京汉族人群ABCA4基因标签SNPs中确定了单体域和主要单体型,为进一步研究提供了依据。

ABCA4是全基因组关联研究首次发现的在亚洲人群与NSCL/P呈统计学关联的2个易感基因之一,是NSCL/P的重要候选基因。随后的验证性研究中,多数研究中rs560426和/或rs481931显示具有统计学意义,同时在巴西人中也发现了该基因与NSCL/P的关联[7]。本研究利用haploview软件对Hap Map计划所提供的北京汉族人群ABCA4基因SNPs数据进行分析,为该人群中基因与相关疾病的病因学研究打下了基础,也为其它基因的类似研究提供了方法。

摘要：目的:研究北京汉族人群中ABCA4基因单核苷酸多态性,为病因学研究提供依据。方法:选取国际人类基因组单体型图计划(Hap Map)公布的北京汉族人群(Han Chinese in Beijing,China,CHB)ABCA4基因SNPs基因型数据,利用Haploview4.2软件对其进行分析。结果:Hapmap提供的343个ABCA4基因的SNPs中,有129个(37.6%)纯合基因型SNPs和214个(62.39%)合格SNPs。本研究共确定95个标签SNPs,构建了3个单体域,各单体域均以前2种单体型为主,累计频率在91.1%~94.0%之间。结论:通过分析北京汉族人群ABCA4基因SNPs数据,得到了标签SNPs、单体域和主要单体型,为进一步的病因学研究打下了基础。

中国人群 篇8

关键词：青少年,癔症,Meta分析

流行性癔症 ( epidemic hysteria, EH) 又称为群体性癔症 ( mass hysteria) 、群发性心因性疾病 ( mass psychogenic illness) 或群体性社会性疾病 ( mass sociogenic illness) , 医学上主要表现为在不同社会文化历史背景下, 用来描述不明原因群体性精神疾病的一种情形, 有共同的“暴露”史, 涉及到的临床症状、体征通常是相似的[1]。多见于心理情感脆弱的儿童青少年, 尤其是小学生[1,2,3,4,5,6,7]。文献表明, 近年来青少年流行性癔症的发生率不断上升[3], 我国是青少年流行性癔症的易发地区。为了评估中国青少年流行性癔症的罹患率及人群分布特征, 本文对13 a来中国发生的青少年流行性癔症研究进行Meta分析。

1 资料来源和方法

1. 1检索资源和策略通过向信息检索及儿童青少年心理学研究领域的多位专家咨询, 并经研究小组讨论后确定检索数据库。包括Pub Med、Ovid - MEDLINE、Global Science Press、Elsevier Science Direct全文电子期刊、Springer LINK、Kluwer OVID BP、Pro Quest博硕士论文数据库、Web of Sciencee及国内电子文献数据库检索如中国期刊全文数据库 ( CJFD) 、维普中文科技期刊数据库、万方电子期刊数据库等, 另外采用Google scholar网络进行检索。运用主题词与 / 或关键词方法进行检索, 检索年限从2000年1月1日至2013年12月31日。采用青少年、群体性癔症、流行性癔症、群发性心因性疾病或群体性社会性疾病等主题词或关键词进行检索, 主题词或关键词之间使用逻辑符号“并 ( AND) ”连接, 每部分之 间检索词 使用“或 ( OR) ”连接。依据各数据库特点制定相应检索式, 并使用数据库提供的相似性检索功能。同时追踪检索已确定文献的参考文献。

1. 2文献的纳入与排除标准以观察性研究的报告标准 ( STROBE) [8]为参照进行。纳入标准: ( 1) 研究设计合理, 统计方法正确; ( 2) 采用公认的流行病学调查工具, 主要为“设、查、验、计 ( DELA ) ”方法, 即调查设计 ( investigative design) 、现场工作 ( field epidemiology) 、检验实验 ( laboratory examination ) 、统计分析 ( statistical analysis) ; ( 3) 研究对象为6 ~ 20岁年龄组青少年; ( 4) 有供Meta分析的完整数据; ( 5) 只检索中文和英文数据库, 纳入中英文文献。排除标准: ( 1) 研究设计不符合要求; ( 2) 明显错误如文中数据前后不符, 导致结果不可信; ( 3) 数据不完整, 或联系作者后缺乏基本数据; ( 4) 研究对象明确为中、高危青少年人群, 即一级亲属有癔症、焦虑、抑郁等精神病史患者; ( 5) 重复报道文献。

1. 3文献筛选根据研究目的和纳入排除标准, 由2名研究人员分别对文章标题和摘要进行初筛, 排除明显不符合要求的文献。对初步纳入的文献阅读全文, 最终确定纳入文献。对2人判断不同或不确定的文献, 由研究小组讨论确定。

1. 4文献评价及资料提取采用英国牛津循证医学中心文献严格评价项目 ( the Critical Appraisal SkillsProgramme tool, CASP) 进行文献阅读和评价[9]。提取资料包括一般资料 ( 标题、研究者、发表日期和文献来源) 、研究特征 ( 研究设计、研究对象的基本特征等) 、研究结果 ( 中国青少年群体性癔症的罹患率) 。研究质量由本文作者程庆林和徐勇评估。CASP评价方案由10个项目构成, 每个项目的评分标准: 全满足质量标准评为2分, 部分满足评为1分和不符合评分为0分。研究质量得分在75百分点以上 ( 即≥15分) 被归类为“高质量”研究。10 ~ 15分被评为“中等质量”的研究。研究得分低于10分被认为是“低 质量”的研究。

1. 5统计分析使用R软件i386 3. 0. 2版本完成所有的统计分析检验和相关图形制作。通过计算罹患率、比值比和95% 可信区间评估不同性别、民族、教育水平、触发因素、首发病例的青少年流行性癔症罹患率差异。对于罹患率的Meta分析, 当P < 0. 3或P >0. 7时, 且Meta分析的样本含量≥10, 使用FreemanTukey双反正弦变换作罹患率点估计和95% 置信区间;如果Meta分析的样本含量 < 10, 则应用PLOGIT ( logit转换) 作罹患率点估计和95% 可信区间分析。如果罹患率有显著的异质性, 则采用随机效应模型分析, 并报告相应的P值和I2值。

2 结果

2. 1纳入研究文献特征和质量评估

数据库检索出713篇摘要, 应用纳入和排除标准, 共70篇文献74项研究[10 - 79]纳入分析, 均为现况研究。覆盖26个省市, 共涉及35 476名青少年儿童, 其中罹患癔症4 927名。70篇文献系统质量评价结果如下: 平均得分为11. 6分 ( SD = 2. 52, 范围为7 ~ 17) 。有8篇高质量文献 ( 12% ) , 44篇中等质量文献 ( 57% ) 和22篇低质量文献 ( 31% ) 。见表1。

2. 2青少年流行性癔症总罹患率Meta分析

经异质性检验具有异质性 ( I2= 99. 2% , P < 0. 1) , 采用随机效应模型, Meta分析结果显示, 中国青少年流行性癔症总罹患率为20. 5% ( 95% CI = 0. 158 ~ 0. 257, P < 0.01) 。见表2。

2. 3青少年流行性癔症罹患率性别分布Meta分析

分析分析男、女性青少年流行性癔症罹患率, 经异质性检验具有异质性 ( I2值分别为91. 1% , 95. 3% , P值均 <0. 1) , 采用随机效应模型, Meta分析结果显示, 中国男、女性青少年流行性癔症罹患率分别为10. 1% ( 95% CI = 6. 4% ~ 15. 5% , P < 0. 01) , 24. 6% ( 95% CI= 16. 7% ~ 34. 8% , P < 0. 01) 。见表2。

中国青少年罹患流行性癔症男女性别对比分析具有异质性 ( I2= 58. 3% , P < 0. 05) , 采用随机效应模型, Meta分析结果显示, 中国女性青少年罹患流行性癔症的风险是男性青少年的2. 99倍。见图1。

2. 4不同民族青少年流行性癔症罹患率分析

经异质性检验具有异质性 ( I2均 > 50. 0% , P值均 < 0.05) , 采用随机效应模型, Meta分析结果显示, 汉族、少数民族青少年流行性癔症总罹患率分别为22. 7% ( 95% CI = 17. 1% ~ 28. 9% , P < 0. 01) , 6. 5% ( 95% CI= 1. 9% ~ 19. 9% , P < 0. 01) 。见表2。

2. 5不同教育状况青少年流行性癔症罹患率分析

经异质性检验具有异质性 ( I2值均 > 50. 0% , P值均 <0. 05) , 采用随机效应模型, Meta分析结果显示, 小学、初中、高中的流行性癔症罹患率分别为24. 2% ( 95%CI = 17. 9% ~ 31. 0% , P < 0. 01) , 11. 6% ( 95% CI = 7.2% ~ 16. 7% , P < 0. 01 ) , 20. 7% ( 95% CI = 6. 7% ~48. 6% , P < 0. 01) 。见表2。

2. 6主要触发因子的青少年流行性癔症罹患率分析

经异质性检验具有异质性 ( I2均 >50.0%, P值均 <0.1) , 采用随机效应模型, Meta分析结果显示, 群体性预防接种、心理暗示、迷信谣传、疑似食物中毒、学习压力触发的青少年流行性癔症罹患率分别为30. 0% ( 95% CI = 16. 1~ 46. 0% , P < 0. 01) , 4. 1% ( 95% CI = 1. 8% ~ 9. 1% , P <0. 01) , 36. 7% ( 95% CI = 25. 3 ~ 49. 8% , P < 0. 01) , 21. 9% ( 95%CI =14. 5% ~ 30. 2%, P < 0. 01) , 14.0% ( 95% CI =4. 8% ~ 34. 3% , P < 0. 01) 。见表2。

2. 7不同性别首发病例的青少年流行性癔症罹患率分析

经异质性检验具有异质性 ( I2均 > 50. 0% , P 值均 < 0. 1) , 采用随机效应模型, Meta 分析结果显示, 首发病例为男、女性的青少年流行性癔症罹患率分别为13. 3% ( 95% CI = 9. 8% ~ 17. 9% , P < 0. 01) , 21. 9% ( 95% CI = 9. 2% ~ 43. 7% , P < 0. 01) 。见表2。

3 讨论

目前, 有关青少年流行性癔症评估性研究很少, 根据现有文献检索发现, 大多数研究只是调查报告和描述性分析, 缺乏有效的评估分析。本研究通过Meta分析的方法, 评估与分析中国青少年罹患流行性癔症的发生率和人群学特征, 目的在于早期识别和评估青少年流行性癔症的发生。

国外相关文献报道, 男性青少年流行性癔症罹患率在7. 5% ~ 18. 0% 之间, 而女性青少年罹患率在20. 0% ~ 25. 8% 之间, 青少年流行性癔症总罹患率在3. 1% ~ 46. 0% 之间[1,5,80,81]。本研究结果显示, 中国青少年流行性癔症不同性别罹患率相似于国外青少年人群, 但是总罹患率却有所差别。进一步研究发现, 中国青少年流行性癔症的罹患水平相当于国外青少年的中等水平。另据国外报道, 女性青少年比男性更易罹患流行性癔症[3,82,83,84], 与本研究结果一致。本研究结果发现, 中国汉族青少年流行性癔症的罹患率远高于少数民族, 可能原因在于报道偏倚导致。然而, 有研究者认为, 文化和宗教因素在青少年流行性癔症的发生往往扮演着十分重要的作用[4,85], 这可能是汉族青少年流行性癔症罹患率较高的原因之一。检索国外研究发现, 青少年对于无法缓解的压力释放途径主要是通过癔症和聚集性生活事件[4,80,86,87], 青少年流行性癔症的触发因子主要有迷信谣传、心理暗示、群体性预防接种、疑似食物中毒、空气污染[1,2,3,4,5,6,7], 与本分析结果一致。Ha等[87]证实, 小学生人群最易发生流行性癔症, 原因之一在于小学生的认知还不够成熟, 这也与本研究结果相似。本研究也发现, 高中生的流行性癔症罹患率明显高于初中生, 原因可能是升学压力引起。首发病例为女性青少年的暴露人群流行性癔症罹患率高于首发病例为男性青少年的暴露人群, 具体原因有待进一步研究。

中国人群 篇9

1 资料与方法

1.1 研究对象

.我中心2005年6月至2007年9月行踏车运动负荷试验的患者,其中非高血压患者313例,静息血压收缩压97～140mmHg,舒张压55～90mmHg,其中男性156例,女性157例,年龄24～74岁,并除外冠心病、脑卒中等心脑血管疾病;已确诊为高血压病患者104例,静息血压收缩压97～166mmHg,舒张压59～109mmHg,其中男性52例,女性52例,年龄19～72岁,并除外继发性高血压。高血压诊断使用中国高血压防治指南2005年版标准:3次不同时间测静息血压≥140/90mmHg。

1.2 试验仪器

使用德国JAEGER ER900L全自动卧式踏车运动功量仪,45°半卧位运动试验。根据研究对象性别,年龄,身高,体重的输入,通过GEMS IT Cardiosoft V4.2软件自动计算出目标心率及目标负荷。采用次极量ERGO 25/2运动方案,以达到目标心率(最大心率的85%)为完成试验的标准,目标心率=(220-年龄)×85%。入选者均达到目标心率后终止试验。

1.3 EH诊断标准

根据现有文献,筛选出以下6种备选诊断方案:

方案1:收缩压≥200mmHg,及/或舒张压≥95mmHg[1]。方案2:收缩压≥220mmHg,及/或舒张压≥95mmHg[2]。方案3:收缩压≥200mmHg,及/或舒张压升高幅度≥10mmHg或舒张压>90mmHg[3]。方案4:男性收缩压≥210mmHg,女性≥190mmHg[4]。方案5:踏车运动负荷试验3分钟内,收缩压≥220mmHg,及/或舒张压升高幅度≥15mmHg[5]。方案6:收缩压≥170mmHg,及/或舒张压≥92mmHg[6]。

1.4 统计学方法

使用SPSS11.5软件包进行数据分析。计量资料采用方差分析;计数资料采用χ2检验。以P<0.05为差异有统计学意义。

注:组1:非高血压组的EH检出例数;组2:高血压病组的检出例数。与1组比较,a:P<0.05

2 结果

由表1可见,使用方案1在静息收缩压(rest SBP)、最大收缩压(peak SBP)、收缩压升高幅度(△SBP)、最大舒张压(peak DBP)各项指标可检出非高血压组和高血压组的EH检出例数之间差异均具有统计学意义(P<0.05)。方案2对于EH的定义主要涉及峰值收缩压和/或舒张压,而非高血压组和高血压组的EH检出例数的差异仅在rest SBP方面存在统计学意义,其余参数差异均未见统计学意义(P>0.05)。方案3对于EH的定义涉及peakSBP、peakDBP和舒张压升高幅度(△DBP),在非高血压组和高血压病组的EH检出例数方面,restSBP、peakSBP、peakDBP的差异均存在统计学意义(P<0.05)。方案4显示非高血压组和高血压组的EH检出例数在peakSBP方面的差异不存在统计学意义(P>0.05)。使用方案5检验高血压病组及非高血压组restSBP、peak SBP差异均存在统计学意义(P<0.05)。方案6检验高血压病组及非高血压组restSBP、peak SBP差异均不存在统计学意义(P<0.05)。

使用χ2检验将非高血压组和高血压病组的发生EH情况进行两两比较,6种方案非高血压组及高血压病组总的EH发生情况如表1所示。可见方案3和方案5检出的EH发生率的差异不存在统计学意义(P>0.05)。而其它方案的结果均显示两组EH发生率的差异存在统计学意义(P<0.05)。

对高血压病组和高血压病组中出现EH的患者的血压数值运用方差分析进行检验,可见方案1的两组数据在方面的差异均未见统计学意义(P>0.05),而其它方案有不同的EH诊断衡量指标差异则存在统计学意义(P<0.05)。结果如表3所示。

注:*P<0.05

3 讨论

EH的现有诊断标准有10余种。本研究中选择的6种方案各有侧重。方案1见于一些医学参考书中,我国学者曾使用该标准进行研究,具有一定代表性[1];从表1可见,使用方案1在restSBP、peakSBP、△SBP、peakDBP各项指标可检出非高血压组和高血压病组的EH检出例数之间差异均具有统计学意义(P<0.05)。方案2是发表时间最近[2],主要涉及峰值收缩压和/或舒张压,而非高血压组和高血压病组的EH检出例数的差异仅在静息收缩压方面存在统计学意义,其余参数差异均未见统计学意义(P>0.05),因此认为方案2不适合作为国人EH诊断标准。方案3具有随访资料,国外学者随访平均5.8年,发展成静息高血压者的发生率为10.6%[3];国内学者随访(8.7±0.8)年,静息性高血压多发生于随访第5,6年[7];本研究显示非高血压组和高血压病组restSBP、peakSBP、peakDBP的差异均存在统计学意义(P<0.05)。方案4来源于Framingham Heart Study,是目前文献中最常用到的标准[4],以峰值收缩压作为主要衡量指标,而本研究显示非高血压组和高血压病组的检出EH者在peakSBP方面的差异不存在统计学意义(P>0.05),因此不推荐此方案用于国人。方案5针对踏车运动试验[5],表1显示使用该方案检验高血压病组及非高血压组restSBP、peak SBP差异均存在统计学意义(P<0.05)。方案6来自国内研究,我国正常人运动中血压为(154±15)/(81±10) mmHg[6],SBP和DBP数值最低,因此EH检出率也最高;从表1可见,使用该方案检验高血压病组及非高血压组restSBP、peak SBP差异均不存在统计学意义(P<0.05)。根据以上数据分析,方案1、3、5、6可能作为国人的EH诊断备选方案。

表2显示使用方案3和方案5,两组EH检出发生率的差异不存在统计学意义(P>0.05),而其它方案的结果均显示存在统计学意义(P<0.05),因此考虑方案3、方案5可能不适合用于国人EH的诊断。

最后比较方案1和方案6。高血压病组和高血压病组中出现EH的患者的血压数值来自同一人群,如数据间差异无明显统计学意义则可能为较好的结果。根据表3数据显示,方案1的两组数据在各方面的差异均未见统计学意义(P>0.05),而方案6作为EH诊断的主要衡量指标peakSBP的差异则存在统计学意义(P<0.05)。由此可见,方案1可能为几种方案中最适合国人的EH诊断标准。.

EH对于高血压病有重要的预测价值,也是一种独立危险因素。1/3～2/3以上的EH可在3～5年后发展为稳定性静息高血压[8]。使用运动负荷试验中测量血压为早期发现高血压易患人群提供了相对简便、经济的手段。这对早期发现易患人群,积极采取预防措施,延缓高血压病的发生发展有重要意义[9]。而找到适合国人的EH诊断标准也同样具有重要意义。通过本研究,我们推荐较为适合国人的EH诊断标准为peakSBP≥200mmHg和/或peakDBP≥95mmHg。本研究使用的样本例数相对较大,为避免统计学偏倚,最好采取医学参考范围的表达方式,peakSBP在(203.7±21.4) mmHg和/或peakDBP在(96.1±12.8)mmHg。当然,由于EH诊断缺乏金标准,评价其诊断意义仍存在一定的难度。如需进一步确定,应继续扩大研究样本量,并进行长期随访以助深入研究。

摘要：目的:探索较适合国人的运动性高血压的诊断标准。方法:对313例非高血压者及104例高血压病患者进行踏车运动负荷试验,通过6种不同的运动性高血压诊断方案对静息收缩压(restSBP)、峰值收缩压(peakSBP)、收缩压变化幅度(△SBP)、静息舒张压(restDBP)、峰值舒张压(peakDBP)和舒张压变化幅度(△DBP)情况进行衡量,分别检出运动性高血压者,并进行组间对比分柝。结果:6种方案中,方案1(peakSBP≥200mmHg和/或peakDBP≥95mmHg)检验非高血压组与高血压组restSBP、peakSBP、△SBP和peak-DBP差异均具有统计学意义(P<0.05)。同时,高血压组和高血压组中发生运动性高血压组之间各项血压指标均未见统计学差异(P>0.05)。方案1是相对适合国人的运动性高血压诊断标准。结论:推荐较为适合国人的运动性高血压诊断标准为peakSBP≥200mmHg和/或peakDBP≥95mmHg。

关键词：运动高血压,诊断标准,踏车运动负荷试验

参考文献

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中国人群 篇10

1 材料与方法

1.1 研究人口和样品采集

本次研究的研究对象间无相关性, 均来自中国湖南省衡阳地区的患者, 都于2010年1月和2010年12月间在南华大学附属一医院泌尿外科就诊。此次病例对照研究中, 患者的入选标准如下:由于血清PSA浓度>4 ng/m L或者常规直肠指检异常而疑似患有前列腺患者。250例对照组来自本院男性体检者, 年龄和种族与病例组患者无显著性差异, 对照组成员均无癌症史, 根据年龄频率匹配随机分组。

1.2 标本采集及外周血白细胞DNA

提取抽取外周静脉血5 m L, 经枸橼酸钠抗凝, 于4℃冰箱保存, 并于采血后1周内, 以蛋白酶K消化饱和氯化钠盐析法提取外周血白细胞DNA。

1.3 COX-2基因的分型及基因多态性

COX-2基因型检测应用聚合酶链反应-限制性片段长度多态性分析 (polymerase chain reactionrestriction fragment length polymorphism, PCR-RFLP) 方法进行。PCR反应体系为25μL, 其中模板DNA100 ng, 10×PCR缓冲液2.5μL, Taq-DNA聚合酶 (博大泰克公司) 2.5 U, 10 mmol/L d NTPs 0.5μL, 5μmo L/L上游引物 (5'-TATTATGACGAGAATTTAC CTTTCGC-3') 和下游引物 (5'-GCTAAGTTGCTTTCA ACAGAAGAAAT-3') 各1μL, 25 mmol/L Mg Cl21.85μL。PCR反应条件为:94℃预变性5 min, 然后94℃30 s、65℃30 s、72℃60 s, 30个循环后, 72℃延伸5 min。聚合链酶反应产物在37℃下使用限制性内切酶Hhal消化过夜, 然后用15%的聚丙烯酰胺凝胶电泳进行分析。100 bp条带与COX-2 GG基因型对应, 而100, 75及25 bp条带为杂合子, 75和25bp条带是纯合子CC基因型。COX-2+8473T/C基因型检测也在一个总体积为25μL的PCR反应体系中进行。该反应体系包括25 pmo L的正向和反向引物, 200 ng基因组DNA, 2×PCR反应混合液。聚合链酶反应的条件如下:变性95℃预变性5 min, 95℃30 s, 65℃30 s, 72℃30 s, 35个循环, 最后在72℃下延伸5 min。大约5μL的PCR反应产物在55℃使用5 U Bcl I消化过夜。消化产物用15%的聚丙烯酰胺凝胶电泳进行分离。聚合链酶反应产物与+8473C等位基因产生两个片段124和23 bp, 野生型的+8473T等位基因产生一个单一的DNA片段147 bp。在每个基因分型检测中都使用阴性和阳性对照, 且其他实验室的工作人员对5%的随机抽取的样品进行基因型重新分析, 达到100%的一致性。

1.4 统计学分析

使用Quanto software v.1.0软件计算统计学效能, 软件中输入以下变量:病例对照研究设计, 显著水平 (α) <0.05, 遗传模型=添加的记录, 等位基因频率, 遗传效应的比值比 (≥1.6或≤0.6) , 本研究达到了80%的统计学效能。χ2分析用来评估稳定率的偏差和比较对照组和患者之间基因型频率、等位基因频率和单倍体型分布以及相关临床资料。采用多变量非条件性Logistic回归分析模型进行分析, 获得相对危险度 (ORs) 。对可能的混杂因素如年龄、吸烟史等进行校正后分析。不同的格里森等级和骨转移状态的前列腺癌患者间由前面所提到的相同的统计来识辨确定。所有的统计学分析采用SPSS18.0软件, P<0.05为有显著性差异。

2 结果

2.1 研究对象的人口统计学资料及临床资料

这项研究共有445人参加 (其中195例前列腺癌患者, 250例对照) 。前列腺癌患者组和对照组碱PSA血清含量间存在显著性差异 (表1) 。

2.2 COX-2 (-765, +8473) 基因变异与前列腺癌发病风险的关系

在对照组中所观察到基因型频率对于两者的多态性都符合HWE。为了评价遗传性变异与前列腺癌发病率之间的关系, 本研究比较了前列腺癌患者组和对照组中COX-2基因型频率分布 (表2) 。在本研究发现, COX-2-765 (GC+CC基因型) 基因型携带者前列腺癌发病风险明显高于野生型GG基因型, 表明多态性在前列腺癌发病风险中的主导作用 (P=0.016;OR=1.74) 。此外, COX-2+8473的CC突变体基因型携带者CC前列腺癌发病风险增加了1.8倍 (P=0.045;OR=1.82) 。将两组COX-2+8473 (TC+CC) 杂合和纯合基因型结合, 前列腺癌发病风险仍增加了1.5倍 (P=0.040;OR=1.52) 。

2.3 COX-2 (-765, +8473) 与双体型的关系

为研究两个基因多态性的综合影响, 本研究构建了COX-2 (-765和+843) 基因多态性的双体型。双体型分析中可以观察到四种可能的双体型结合, 即G-T, C-T, G-C以及C-C (图1) 。前列腺癌患者组的C-C双体型频率高于对照组 (10.3%VS2.4%) , C-C双体型基因型携带者前列腺癌的发病风险增加4倍[OR=4.26;Bonferroni corrected p value (Pc) =0.004]。

2.4 COX-2 (-765, +8473) 基因多态性与肿瘤分级/等级的关系

为了调查COX-2基因多态性与前列腺癌肿瘤分级的关系, 本研究根据细胞的分化程度不同将具有不同的格里森分级的前列腺癌患者分为三组 (低级别组<7, 中级别组7, 高级别组>7) 。COX-2基因的多态性在前列腺癌肿瘤分级中的频率分布几乎相同, 且没有发现与肿瘤分级有很大关系 (表3) 。

2.5 COX-2-765G>C和COX-2+8473 T>C基因多态性与前列腺癌发病风险的综合效应

为了分析COX-2基因多态性的综合效应, 本研究进行了基因-基因交互分析 (表4) 。结果表明携带-765杂合体GT以及+8473CC基因型变异体的个体前列腺癌发病风险都高于携带两种基因野生型的个体 (GG-TT) (OR=10.97;Bonferroni corrected p value (Pc) =0.018) 。

2.6 COX-2 (-765, +8473) 基因多态性与骨转移风险间的关系

本研究还分析了COX-2基因变异体及它们与骨转移风险的关系。前列腺癌患者分为两组, 一组骨转移为阳性, 另一组为阴性。对有两种多态性的两个群体进行骨转移易感性的风险分析后, 结果表明两组基因多态性和骨转移易感性间无相关性 (图2) 。

2.7 前列腺癌患者中COX-2基因多态性与吸烟习惯的相关性研究

本研究评估了基因-吸烟的相互作用以研究关于COX-2基因多态性前列腺癌风险的调整。本研究将前列腺癌患者分为两组:不吸烟组和吸烟组 (吸烟超过5年) 。对这两组人群进行前列腺癌的易感性的基因频率分析, 结果未发现COX-2基因多态性, 吸烟和前列腺癌间存在关联。

3 讨论

本研究采用logistic回归分析发现与健康对照组相比两种COX-2基因多态性携带人群的前列腺癌发病风险显著升高。这项发现提示COX-2基因多态性可能会改变前列腺癌敏感性, 且有可能被用作该疾病的生物标志物。根据目前作者所能检索到的文献, 本研究是首次分析COX-2-7765G>C和+8473T>C基因多态性与中国湖南恒通地区人群前列腺癌发病风险的关系。

COX-2基因多态性与前列腺癌的关系表明炎症在该疾病的发展中是一个重要因素。到目前为止, COX-2基因的单核苷酸多态性与前列腺癌易感性之间的关系并没有被广泛的探讨。在以中国湖南衡阳地区人口为主的模型中, 本研究发现COX-2-765G>C基因多态性与前列腺癌发生风险间存在明显的相关性。UPADHYA等和ACHUT等的研究也报道了一个C等位基因携带者与食管鳞状细胞癌胃癌的发生有很大的关系[4,5]。显著增加的发病风险能被观察到是因为-765C载体的基因型很明显, 正如之前体外研究表明, -765CC纯合子产生的前列腺素明显高于-765GG纯合子产生的前列腺素, 而-765GC基因型产生的前列腺素则在两者之间[6]。这些结果表明COX-2-765C载体基因型的存在可能导致COX-2的过表达和增加前列腺癌的产生。

在前列腺癌发病风险与COX-2+8473T>C单核苷酸多态性的关系的研究中, 本研究观察到CC基因型变异使得前列腺癌发病风险增加了1.8倍。这些发现与ACHYUT等在胃癌中的发现及PIRANDA等在乳腺癌中的发现相符合[5,7]。对于COX-2-765G>C和+8473T>C进行双体型分析后发现一种C-C有较高的前列腺癌风险, 而其他双体型则没有改变前列腺癌的发生风险。本研究还采用不同的组合分析了基因-基因的交互作用来评价对前列腺癌的协同效应。研究表明COX-2 (765 GOC和t8473TOC) 组合 (杂合和纯合变异GG-CC) 增加了前列腺癌发生风险。在分析这两个基因多态性与Gleason分级和骨转移关系时, 本研究没有发现COX-2基因多态性与前列腺癌患者Gleason分级和骨转移间存在相关性。

总之, 本研究发现COX-2基因多态性变异与中国湖南衡阳前列腺癌风险存在显著的遗传关联。这些发现为炎症与前列腺癌之间的联系提供了证据支持。对其他基因变异体的基因型分析是必要的, 且COX-2启动子变异体对基因表达的影响需要在更大的样本量中和不同种族的独立研究人群中加以研究证实。

摘要：目的 探讨COX-2基因的序列变异是否与前列腺癌的发病风险有关。方法 在基于医院的病例/对照研究中, 采用PCR-RFLP研究250例前列腺癌患者与195例健康对照组COX-2-765 G>C (rs20417) 和+8473 T>C (rs5275) 启动子多态性与前列腺癌易感性的关系。结果 载变异等位基因C的COX-2-765G>C的多态性与1.7倍增加的前列腺癌的发病风险相关。COX-2+8473 T>C基因型CC的多态性被认为与整体前列腺癌较高的发病风险显著相关。组合基因型 (TC+CC) 也证明了一个1.5倍的显著前列腺癌发病风险。C-C的属性与显著增高的前列腺癌发病风险有关。根据临床病理分级发现病例的层理与前列腺癌的风险无关。结论 本研究结果表明COX-2-765 G>C和t8473 T>C的多态性和C-C的属性为前列腺癌的危险因子。然而, 需要基于大规模人群更进一步的研究来证实该研究。

关键词：COX-2,前列腺癌,基因多态性

参考文献

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