血浆皮质醇水平与应激测量模型

血浆皮质醇水平与应激测量模型 V o l. 19 N o. 1 泰 山 医 学 院 学 报第 19 卷 第 1 期 1998 16 1998 年 JOU RN A L O F TA ISHA N M ED ICA L COL L E GE 血浆皮质醇水平与应激测量模型 宗传龙 王增贤 周白云 ()基础部 内容提要 目的 定义应激量和基础量, 合理地区分不同的皮质醇反应, 揭示应激反应的线性特 征。方法 在安静、应激时和应激后三种生理状态下, 群体的血浆皮质醇水平变化描述为守恒量, 由此定义出应激量 和基础量 , 并构造上述二量的理论值和实际值的模型以及 和 的模型, 借以揭示应 y1 y2 y1 y2 () () 激反应的线性特征。结果和 与相应的实际值 和 间呈显著相关 < 0. 001, 其回归方程系 y1 y2 x 1 x2 P ()) 数通过 检验 < 0. 001: = 1. 73- 0. 34。结论 按守恒量的观点定义的应激量和基础量是合理 t P y2 y1 的; 该模型完全可以揭示应激反应的特征。 关键词 血浆皮质醇; 应激量; 基础量; 应激测量 () () , 时间紧迫感 与无端敌意 合计得分 T H H 以往有关行为类型对应激反应影响的临床 与实验研究, 大多集中于交感—肾上腺髓质系统 ?31 分者为型行为倾向, 否则为非型。实测 A A 的变化上, 而对不同行为类型在不同应激状态下 () 95 人, 有效 掩饰分份。血浆皮质醇 < 668 L 〔1〕血浆皮质醇水平的变化报道甚少。应激研究的 () 浓度测定: 1安静状态下: 选择部队常规不出早困难之一是缺乏客观的生理指标来确定应激的 操日, 于晨 7—8 时, 空腹、安静时采血, 用放射免程度。在心理应激下, 我们取得安静、应激时和应 ( 疫法测定血浆皮质醇浓度 双抗体法, 试剂盒由激后三种状态的血浆皮质醇样本值, 经统计分析 〔1, 2〕〔6〕得到一些结果。 由于血浆皮质醇自身的变化 )() 上海生物制品研究所提供。2应激状态下: 在较大, 常掩盖其对应激的反应性变化, 因此将两 ( 相同环境下, 令被试者先做限时心算测验 从种变化既同时考虑又相互区分是合理的、必要 ) 1000 连续逐个减去 13, 限时 5 分钟算完。测验时的。 2- 3 人一组, 以增加竞争性与紧张性。 被试在受〔3〕本文首次引入物理守恒量观点, 将两种变 此应激源刺激后 3 分钟采血, 检测血浆皮质醇浓化作为两守恒量来描述, 借以构造守恒量的算子 ( ) () 矩阵, 从而确定皮质醇的基础量 和应激量 y2 度。3应激后状态下: 被试在应激源刺激后 20 分( ) () , 统计检验 和 与相应样本值 和 y1 y1 y2 x1 x 2 钟后采血测血浆皮质醇浓度。间相关性。结果肯定。 Ξ 2 问题提法 211 设基础皮质醇水平与应激时皮质醇水平为 〔4, 5〕( 二物理量, 在三种生理状态下的分布态论为 安 ?1 对象与方法 )() ( ) 静态、?应激时和 ?应激后, D 和D 为相应 1 2 111 对象 武警支队某部官兵 68 人, 均男性。平 矩阵算子。( ) 均年龄为 21153?2108 岁 18—29 岁, 平均受教 〔3〕) 12 2有: 若 < 0 | 0 > ƒ由= 0 a? ? taa( )育 10146?1160 年 9—15 年。 医学生 75 人, 均 即< 0 | 0 > = < 1 | 1 > = < 2 | 2 > ? ? ? ? ? ? ( ) 男性。平均年龄为 21123?2111 岁 18—24 岁, ()平均受教育 13145?1132 年 10—14 年。 则 < i | j > ƒ= 0 a??at 112 方法 行为类型评估: 选用张伯源等人修 订的型行为类型问卷进行调查。按该问卷分型A Ξ 本文中记号按〔3〕中惯用符号 宗传龙等 1 血浆皮质醇水平与应激测量模型 第 1 期17 ( )[, ] > = 0| |, = 0, 1, 2 D 1 D 2 ?0 ij 即< | > = < | > = < | >?0 ?1 ?0 ?2 ?1 ?2 3 模型实现) ( )又 > = >||= 1, 2 b D i?0 ?i i 即 | > = | > , | > = | >D 1 ?0 ?1 D 2 ?0 ?2 11 态矩阵 取血浆皮质醇安静态、应激时和 3则 > < ||= 0ƒ应激后三样本值, 观察分类, 求出下中前两项, a?0 D i?0 at 第三项为前两项之积的方根作为态矩阵的元素, ) ) ) ( ) c 由 a 和 b 知< ?D j ?> i, j= 0, 1, 2均 ||ii 见表 1。在该取法下总有 ( ) 为守恒量, = 1, 2为守恒算子。D j j< > = < > = < > = 1|||?0 ?0 ?1 ?1 ?2 ?2 213 守恒判定: 只要下式成立: 成立, 符合 2 中所设条件。< > > + < ||= < ||ƒƒd?0 D 1 ?0 d t?0 aD 1 at?0 ?0 表 1 态阵的元素计算值表 ( )( ) 类均值 = 1×2i ?( ) ( ) 样 本 1: 2: 相应频率 样本均值 ( )= 0, 1, 2 i 1813 0179 ?: 0. 800 安静态 11280 0111 0138 = 68n 21167 0110 0146 0144 0109 : 01200?1 应激时 01720 0164 01680 n = 75 11120 0111 01350 2135 0116 016101433 01090 : 0. 200?2 应激后 01708 01620 01660 = 75n 11360 01200 01520 21750 01090 01500 312 算子矩阵 得D , D 为守恒算 Α, 取为实对称 1 2 0. 372 - 0. 278 1. 110 11. 200 ( ) 阵〔〔〕= 1, 2; , = 1, 2, 3, 4= 〕 = D ia jk ijk a jk ak j - 0. 278 0. 813 0. 476 - 0. 373 由 2 有下列方程组成立:=D 1 1. 110 0. 476 1. 280 0. 019 () 非本征态表象D ?= ? 1 0 1I: 11. 20 - 0. 373 0. 019 2. 167 < ?D ?> = 0. 96 01 0 () 任意表象0. 806 - 0. 298 4. 017 2. 366 < ?D ?> = 0. 96 11 1 0. 813 0. 476 - 0. 373 - 0. 298 =2 D I′:D ?= ?2 0 2 4. 017 0. 476 1. 280 0. 019 < ?D ?> = 0. 9602 0 2. 366 - 0. 373 0. 019 2. 167 0 - 0. 239 0. 595 7. 048 < ?D ?> = 0. 9622 2 0. 239 0 - 0. 530 - 10. 473 : ? , =[ 1 D 2 D ?0()D ? = Κ? 1 本征态本征态 本征态表象- 0. 595 0. 530 0 20. 2 )(< ?| ?> = 0. 889 几率守恒 0 本征态- 7. 048 10. 473 - 20. 2 0 ( 其它不合题意舍去; 其中 元素由 , a11 D 1 D 2′: ? D ? = Κ? 2 本征态 本征态)的迹求得。 < ? ?> = 0. 889 |0 本征态313 计算结果 [D , D = ?0 - 1 2 2 1 1 2 D D D D ( ) < [, ]> = 0而= 0, 1, 2 由l|I , 代入表中数值解; l|I ′, ′解, ?i D 1 D 2 ?i ? ? iD 1D 2 泰山医学院学报第 19 卷18 < > = 2. 609> = 2. 494态上真正应激量由它们的总和确定。 由此定义应< ?2D 2 ?2 ?1D 2 ?1 < > = 4. 092< > = 3. 755激量 : ?1D 1 ?1 ?2D 1 ?2 y1 + λ < > - < > < >y1 ?1D 1 ?1 ?1D 2 ?1 ?2D 1 ?2 4 解释与讨论()l|I ( ) 右边第一项为应激反应的量 守恒量, 第二、411 在群体上, 因[, ] ?0, 若守恒存在, 应 D 1 D 2 第三项为应激反应转移的量值。 类似定义基础量aD ƒat= D , D , 且 D , D 不能同时确定, 但因 1 1 2 1 2 :为( ) [, ] 对 = 0, 1, 2作用量为 0, 故仍可同时 D 1 D 2 ?i i λ < > - < > < >+ y2 ?2D 2 ?2 ?2D 1 ?2 ?1D 2 ?1 确定其量值。此时[, ]阵可视为随机涨落阵。D 1 D 2 () ?412 从守恒量看, 可以分别计算D 在 ?态上贡 1 2 这样计算区分了自身变化与反应性变化。 对献值及D 在 ?态上的贡献值, 它们各占< ?D ? 2 1 11 1 上所对应的行列计算, 于每个个体的应激量由D 1 ( ) > 应激反应值 守恒量的百分比为: < > ƒ?1D 2 ?1 基础量由阵上行列对应计算。D 2 < > = 60. 9% ; < > < > =ƒ?1D 1 ?1 ?2D 1 ?2 ?1D 1 ?1 () 413 统计检验: 将守恒量、定义量 和 分别 y1 y2 91. 8% ; < > < > = 91. 8% 应 ƒ?2D 1 ?2 ?1D 1 ?1 () 与实际值 和 作统计相关性检验。见表 2。 x 1 x2 激时和应激后的反应量值转移程度。 因而在应激 表 2 群体皮质醇水平实际值和理论值的相关分析结果 相关系数 r ( ) < > < > ′ : ? < > ′x 1?1D 1?1?2D 2?2y2?0D 1?0 = 75n ? 3 0. 1916 - 0. 1386 - 0. 5301: < >x2?2D 2?2 ? 0. 5682- 0. 064 0. 0561 3 < > ′?1D 1?1 ? ( )0. 4218 0. 2570 - 0. 55723 : 公式l|I y1 3 3 3 - 0. 573 < >?0D 1?0 < ?> : 为实际值; < ?> ′: 为理论值, ?: < 0. 001, 3 : 未计算 值。 P r ( ) ( 由表 2 知, 定义量 和 与实际值间 ; 也说明按守恒量观点 以揭示出应激反应的特征y1 y2 x 1 ) 和 呈极显著相关, 可说明这一模型方法的可靠 定义的应激量和基础量是合理的。 相应回归方程x2 ( ) () 性, 尽管在守恒量 反应量与实际值间不全具有 如下, 其系数均通过 检验 表 3, 说明 和 是 t y1 y2 相关性; 而且在模型上守恒量间并不具有相关性,不同的总体的量, 该模型能区分实际皮质醇反应 但定义量却具有极显著相关, 说明用该模型确可 () 应激时与自身的。 定义量、实际量值的回归方程及其 - 表 3t检验 ( )= + = 75, ta tb tb1, b2 ty1, y2 tx1, x2 y ia ib ix i n P a P b 3. 973 < 0. 001 = - 0. 18+ 0. 85? y1x 1 ? 5. 874 4. 829 < 0. 001 = 2. 19- 0. 76? y2x 2 ()()P > 0. 05 P < 0. 001 ()P < 0. 001 9. 975 3. 465 < 0. 001 = 1. 73- 0. 342y1 y21742 ? : 未记录 V o l. 19 N o. 1 泰 山 医 学 院 学 报第 19 卷 第 1 期 JOU RN A L O F TA ISHA N M ED ICA L COL L E GE 1998 年1998 19 3 程淮 1 医学生与青年军人型行为者低应激时 A 5 说明与结论血浆皮质醇水平变化的比较研究 1 中国行为医学杂志, ( ) 1993; 1 1: 46 在安静态样本值取自青年军人组, 而应激时和应激4 Sm ith T E , F rench JA. P sycho so c ia l stve ss and 后为同一群体的医学生样本值, 因此群体间差异的影响 ( 〔2〕u r ina ry co r t iso l exc re t io n in m a rm o se t m o nk ey s a llith r ix 要考虑但较小, 而且安静态样本均是应激时和应激后 样本所共同参照。 )( ) . , 1997; 62 2 : 225 k uh liP h y sio lo g ica l B eh av io u r A ug在应激测量模型和统计检验确定其可行性和可靠性 - 232 基础上, 定义的应激量和基础量合理地区分不同的皮质 5 . F lanagan D EU r ina ry g row th ho rm o ne fo llow 2 醇反应, 揭示应激反应的线性特征。为研究型行为类 A ing exevc ise to a sse ss g row th ho rm o ne p ro duc t io n in 型、神经活动类型等提供一种测量方法。 () ( ) . , 1997 ; 46 4: 425-adu lt sC lin E ndo c r ino l O xfA p r l 429 6 . S ive W JT h e m ea sw rem en t o f p sychop h y sio 2 参考文献 lo g ica l reac t io n s o f p ilo t s to a st re sso r in a t ligh t sim u la2 1 程淮 1型与非型行为者低应激时血浆皮质 A A ( ) . , 1991 ; 62 9 :to rA v ia t Sp ace E nv iro n M edSep lP t l ( ) 醇水平的变化 1 心理科学, 1993; 16 3: 50 831- 836 2 邹鹏程 1 量子力学 1 北京: 高等教育出版社, ( )收稿日期 1997- 05- 20 1989: 133- 296 CO NCENTRA T IO N O F PL A ZM A CO RT ISOL A ND M OD EL FO R STRESS M EA SUREM ENT , , Z ong C h u an long W ang Z eng x ian Z h ou B a iy u n (), B a sic dep a r tm en tT a ish an m ed ica l co llege A BSTRACT O b jec t ive T o def ine th e st re ss am o un t and ba sic am o un t, to d ist ingu ish d iffe ren t , . co r t iso l reac t io n sand to revea l th e linea r fea tu re o f st re ss reac t io nM e tho d s S t re ss am o un t y1 and ba sic am o un t y2 w e re def ined by rega rd ing th e co ncen t ra t io n o f p la sm a co r t isa l in a ce r ta in g ro up o f p eo 2 () , .p le a t th ree k ind s o f p h y sio lo g ica l sta te s a t re stin st re ss and af te r st re ssa s a co n se rva t ive va lue . T h e m o de l fo r st re ss m ea su rem en t w a s m adeR e su lt s Y 1 and y2 sign if ican t ly co r re la te w ith x1 and x2 ( )() < 0. 001. - < 0. 001: = 1. 73-P T h e co eff ic ien t o f th e reg re ssio n equa t io n p a ssed th ro ugh tte st P y2 0. 34.y1 Co nc lu sio n S t re ss am o un t and ba sic am o un t can be rea so nab ly def ined in v iew o f co n se rva t ive va lue. T h e m o de l can revea l th e fea tu re o f st re ss reac t io n. ; ; ; KEY W O RD S P lazm a co r t iso lst re ss am o un tst re ss m ea su rem en tba sic am o un t 分光光度法监测茶碱血药浓度 姜 智 李惠娟 亓久生 徐佳月 ()泰山医学院第一教学医院, 271000 剂的扩张支气管效应, 主要取决于无水茶碱的含 氨茶碱为茶碱与乙二胺的复盐, 茶碱盐类制