DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 计算结果分析 3.1. 再压缩循环计算验证 超临界二氧化碳再压缩循环基本流程如图1所示。被热源加热的超临界二氧化碳进入透平膨胀机做功(1-2)后，经高温回热器(2-3)和低温回热器(3-4)预热高压侧流体。在进入冷却器之前进行分流，一部分经冷却器将循环废热排出(4-5)，再进入主压气机升压(5-6)，另一部分直接被压缩至高压(4-7)，并与被低温回热器预热的工质汇合。汇合后的流体被预热(7-8)后进入热源吸热(8-1)，形成闭合循环。再压缩循环通过分流再压缩，一定程度上解决了超临界二氧化碳工质在系统内高压侧比热大、低压侧比热小而导致的回热不足问题，显著提高了系统效率。 Table 1 Initial conditions and equipment parameter 参数名称 数值 选择说明 透平膨胀机效率 0.9 工业级高压气体透平的效率 压气机效率 0.89 工业级压气机的效率 热功率 600 MW 典型小型反应堆 回热器最低端部温差 10℃ 综合考虑换热器效率和成本之间的平衡 压气机入口温度 32℃ 综合考虑效率和运行稳定性 压气机入口温度 7.7 MPa 入口温度对应的拟临界点压力 系统总压降 0.9 MPa 高压侧0.55 MPa，低压侧0.35 MPa 表1. 初始条件及设备参数 图1. 再压缩循环流程图 本文首先基于上述模型和方法计算了国际上公认作为验证基准的典型工况 [ 1 ]，并将计算结果进行了比较，如表2所示。可以看出，在相同的参数条件下，本文计算结果与V. Dostal计算结果符合较好，出现的细微偏差主要是因为各自计算中回热器端部温差、系统阻力等参数取值上存在一定差别。因此可以认为，基于本文模型和方法获得的超临界二氧化碳布雷顿循环热力计算结果是可靠的。 Table 2 Calculation results comparison and model validatio 参数名称 工况1 工况2 工况3 Dostal值 计算值 Dostal值 计算值 Dostal值 计算值 透平效率 0.9 0.9 0.9 0.9 0.9 0.9 压气机效率 0.89 0.89 0.89 0.89 0.89 0.89 最高压力/MPa 20 20 20 20 20 20 压比 2.6 2.6 2.6 2.6 2.6 2.6 热源出口温度/℃ 550 550 650 650 700 700 压缩进口温度/℃ 32 32 32 32 32 32 计算热效率值 45.27% 45.15% 49.54% 49.49% 51.27% 51.38% 表2. 计算结果比较与模型验证 3.2. 循环优化研究 超临界二氧化碳工质在循环高压低温段的物性与低压高温段物性存在较大差异，不能采用理想气体模型处理。高压低温侧二氧化碳比热明显大于低压高温侧，因此简单循环单回热器的热侧端部存在较大温差，导致热源入口温度较低，系统效率不理想。再压缩循环通过对高压低温侧工质进行分流，降低了回热器端部温差，提高了热源入口和平均吸热温度，因此具有较高效率。 但通过计算分析可以发现，再压缩循环高温回热器热端仍存在较大的温差，特别在压气机入口温度较低或采用主压缩间冷时，端部温差普遍可达到50℃以上(如图2所示)，循环系统仍存在较大的改进空间。图中还可以发现，不加间冷时，当压气机入口温度升高并越过拟临界温度后，由于回热器内不存在工质拟临界区大比热问题，端部温差会显著下降。但加间冷后，由于中间冷却过程的存在，该温度转变点会明显后移，图上的温度范围内未能显示该现象。 图2. 再压缩循环高温回热器端部温差 实际上，在循环最高温度、最低温度、最高压力、最低压力等主要参数确定的条件下，提高循环效率的最主要方法就是降低回热器端部温差，提高热源入口温度，以此提高吸热平均温度，提高系统效率。从这一基本理念出发，本文在再压缩循环的基础上，再增加一级分流和回热，形成双级分流压缩循环方案，流程如图3所示。 图3. 双级分流压缩循环流程图 双级分流压缩循环在再压缩循环的基础上，额外增加了分流压缩流程支路，相应增加了一台压气机和一台回热器，系统由三台串联的回热器、三台并联的压气机及热源、透平发电机组、冷却器构成。新增的压气机从低温回热器的低压侧入口抽取工质，压缩至高温回热器高压侧入口。该循环温–熵图如图4所示。 图4. 双级分流压缩循环温熵图 从温熵图可以明显看出，双级分流压缩循环通过两次分流和压缩过程，降低了各级回热器的端部温差，进一步提高了热源入口温度，提高了热源平均吸热温度，降低了热源吸热焓值，从而达到提升循环效率的目的。 3.3. 双级分流压缩循环热力学特性研究 图5给出了在20 MPa的循环最高压力下，本文提出的双级分流压缩循环与传统再压缩循环的热效率值。可以看出，在500℃~750℃的透平进气温度范围内，双级分流压缩循环热效率比再压缩循环热效率高1~2个百分点。透平进气温度越高，双级分流压缩循环的效率优势越明显。 图5. 双级分流压缩循环与再压缩循环效率对比 相比传统再压缩循环，双级分流压缩循环通过增加分流压缩与回热级数降低高温回热器端部温差，进而提高热源入口温度，提升吸热过程的平均吸热温度，达到提高系统热效率的目的。图6给出了双级分流压缩循环和再压缩循环热源的进出口温差。可以看出，双级分流压缩循环比再压缩循环的热源进出口温差降低20℃以上，证明了本文提出的循环改进思路是正确有效的。 图6. 循环热源进出口温差对比 为进一步提高系统效率，从热力学角度出发，还可以增加主压缩间冷和再热过程。在循环最高压力20 MPa、热源出口550℃和650℃的条件下，添加间冷和一级再热过程后的双级分流压缩循环、再压缩循环的热效率计算值如表3所示。可以看出，添加间冷和一级再热过程后，循环效率比不添加间冷和一级再热过程高出1~2个百分点。添加间冷和一级再热过程后，本文提出的双级分流压缩循环的热效率比再压缩循环高出3个百分点左右，效率优势更加显著。但需要说明的是，降低热源进出口温差虽然可以提高效率，但热源进出口温差过低会导致系统流量过大，阻力增加，另外进口温度过高也会对热源结构材料提出更大挑战，增加投资成本。因此工程上需要综合平衡效率与热源进出口温差，在工程可接受的范围内，尽可能提高系统效率。 Table 3 Comparisons of calculated efficiency in different case 循环方式 温度/℃ 压力/MPa 热源温差/℃ 热效率 再压缩循环–无间冷和再热 550 20 150 44.48% 再压缩循环–有间冷和再热 550 20 108 45.53% 双级分流压缩循环–无间冷和再热 550 20 127 46.06% 双级分流压缩循环–有间冷和再热 550 20 93 48.11% 再压缩循环–无间冷和再热 650 20 161 48.84% 再压缩循环–有间冷和再热 650 20 115 49.64% 双级分流压缩循环–无间冷和再热 650 20 138 50.97% 双级分流压缩循环–有间冷和再热 650 20 101 52.63% 表3. 各种工况效率计算值比较
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user: 4. 结论 基于热力学第一定律的基本原理，研究了超临界二氧化碳布雷顿循环的热力学特性及性能优化方法，得到如下主要结论： 1) 传统再压缩循环仍存在较大的回热器端部温差，降低了热源平均吸热温度，系统热效率仍有进一步提升空间。本文在再压缩循环的基础上，提出了双级分流压缩循环，通过两次分流压缩，进一步降低了回热器端部温差，提高了热源平均吸热温度，进一步提升了超临界二氧化碳布雷顿循环的转换效率。 2) 在500℃~750℃的透平进气温度范围内，本文提出的双级分流压缩循环比传统再压缩循环的热效率高1~2个百分点，热源进出口温差降低20℃以上，且透平进气温度越高，效率优势越明显。当系统采用主压缩间冷和一级再热过程后，双级分流压缩循环比再压缩循环的热效率可高出3个百分点左右。
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user: 摘 要 本文介绍了全超导托卡马克装置EAST及其红外测温诊断系统，EAST在辅助加热模式下的上单零位形H模放电中，通过红外测温系统对偏滤器上外靶板的温度分布及演化进行了测量，观测到了热斑及不同的温度分布结构。 关键词 :EAST，H模，偏滤器，温度分布 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 托卡马克中等离子体的约束是聚变研究的中心课题之一。等离子体的约束是指将等离子体的带电粒子和热能约束在其磁场位形中，很多不稳定性会影响等离子体及其能量的约束，改变等离子体参数和位形可抑制或激发各种不稳定性，引起等离子体约束的改善或变坏 [ 1 ]。H模(high-confinement mode)是1982年最先在ASDEX上发现的高约束模式，其能量约束时间与L模约束定标相比增加了约1倍，其出现的最基本的特征是在刮削层以内出现了输运势垒(也称为台基)。H模通常还会伴随着小时间尺度的边界局域不稳定性的爆发，就是边界局域模(Edge localized modes， ELMs)。ELMs出现时会引起边界等离子体密度和温度的降低，同时伴随着第一壁释放的Hα/Dα线辐射强度以脉冲的形式出现。有ELMs存在的情况下，由于ELMs不断排出进入边界的杂质，H模放电在较好的平衡控制下可以维持更长时间，所以伴随边界局域模的H模被认为是未来聚变堆可行的运行模式 [ 2 ]。 EAST (Experimental advanced superconducting tokamak)是一个全超导D型截面托卡马克装置，在2017年已实现了超过100 s的长脉冲H模放电。其主要参数为：大半径R 0 = 1.7~1.9 m，小半径a = 0.4~0.45 m，三角形变δ = 0.4~0.7，拉长比κ接近1.9 [ 3 ] [ 4 ]。EAST具有环向对称的16个大型“D”形超导纵场磁体，产生的纵场可以达到3.5 T，具有灵活的极向场控制系统，可实现双零(Double null， DN)、上单零(Upper single null， USN)和下单零(Lower single null， LSN)位形放电 [ 5 ] [ 6 ]。EAST下偏滤器由石墨瓦块、CuCrZr热沉和不锈钢支撑组成，可承受的热流不超过4 MW/m 2 。上偏滤器，即ITER-like钨铜偏滤器，在环向上由80个模块组成，每个模块包括PFC (Plasma facing components)单元、cassette和支撑结构。钨材料由于具有高熔点、低溅射率、合理的热传导率和强度高等特点，被选为上偏滤器靶板材料，可承受的热流为10 MW/m 2 [ 7 ] [ 8 ]。EAST上安装的辅助加热系统有：低杂波电流驱动(Low hybrid wave current drive， LHCD)系统，离子回旋共振加热(Ion cyclotron resonant heating， ICRH)系统，电子回旋共振加热(Electron cyclotron resonant heating， ECRH)系统和中性束注入(Neutral beam injection， NBI)系统 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]。 高参数长脉冲稳态运行是EAST的主要目标。要实现高参数稳态运行，辅助加热是必不可少的，而不同的辅助加热模式给偏滤器靶板带来的温度、热流分布也是不同的。通过对偏滤器下靶板的研究，已发现低杂波作用下的第二峰值热负荷带、射频波与中性束引起了不同的温度分布等规律 [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]，但关于上靶板的分析还较少。本文主要对比研究了射频波混合NBI及只有射频波辅助加热下，EAST高约束模式运行过程中，偏滤器上外(Upper outer， UO)靶板温度演化与分布，为装置的安全运行及物理机制的研究提供参考。
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user: 2. 红外测温诊断系统 2014年，EAST上的红外测温系统升级为大视场红外/可见内窥镜系统，实现了大视场角47˚ × 58˚的观测，可对N、O、P窗口的上下偏滤器、低杂波天线以及限制器等重要部件的温度进行监测，图1给出了大视场红外/可见内窥镜系统的观测范围。 图1. 红外/可见内窥镜系统的观测范围 大视场红外/可见内窥镜系统主要由内窥镜机械系统、内窥镜光路系统、红外相机和可见相机构成，如图2所示。系统红外测温采用的是SC7700BB红外相机，为碲镉汞(mercury cadmium telluride， MCT)探测器红外相机，探测波长范围为2.5 um~5 um，探测温度范围为5℃~2500℃，全像素(640 × 512像素)采集下最高采样频率为115 Hz，在小窗口采集模式下(132 × 3像素)，最高采样频率可以达到2.9 KHz，可以实现高温高速采集。 图2. 红外/可见内窥镜系统结构图
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user: 3. 实验结果与分析 EAST上开展了大量的高功率上单零位形实验，使用了低杂波电流驱动、中性束注入、离子回旋共振加热和电子回旋共振加热四种辅助加热手段进行不同的组合。在中性束注入和射频波加热主导放电中，对偏滤器上外靶板温度时间演化和温度分布进行了测量及分析。本文中的靶板温度数据，是通过红外诊断系统得到的，其它数据来自EAST数据库，由各诊断给出。 #61249是低杂波和NBI共同辅助加热下的上单零H模放电，如图3所示，主要放电参数为：等离子体电流I p ~400 kA，低杂波注入功率P LHCD ~1.5 MW，NBI注入功率P NBI ~1.5~3.1 MW。EAST上配置了两条高功率中性束注入系统，分别位于A窗口和F窗口，每条系统可提供4 MW的氘中性束注入。因为NBI的两系统不是同时工作，造成了图中所示的NBI功率，也更适合分析NBI对偏滤器靶板温度的影响。图3(f)给出了偏滤器上外靶板上两个点的温度时间演化，由于上外靶板上温度最高的区域，即图4中黑色圆圈内的区域，温度已饱和，超过了设置测量值的上限，所以选择的分析点并不是温度最高的点，用以分析温度的时间演化。在本次上单零位形放电中可以看到，1.5 MW的低杂波开始工作时只引起了较小的温度增长，之后温度维持基本不变。NBI开始工作时功率只有1.5 MW，储能迅速增加，也引起了温度的较大增长，但较为缓慢，约2.2 s NBI停止工作时，温度有所下降，第二次开始工作时也引起了温度的上升，而功率达到3.1 MW时，根据等离子体储能、密度及Dα信号可判断进入H模，靶板的温度有所降低，但NBI第三和第四次开始工作时，引起了靶板温度的迅速升高，说明造成了较大的能量沉积。 图3. #61249主要放电参数及UO靶板温度随时间的演化。(a) 等离子体电流I p ，(b) LHW注入功率P LHCD ，(c) NBI注入功率P NBI ，(d) 等离子体储能W MHD ，(e) 上偏滤器D α 信号，(f) UO靶板温度(红色和黑色曲线给出两个不同位置处的温度) 图4. #61249红外温度图像(t = 2.78 s) 图4中黑色圆圈内的高温区域，是在NBI开始工作后出现的，在NBI功率较高的情况下，不但引起了靶板温度的整体升高，还造成了局部的能量沉积，在约2.2 s NBI暂停工作后，该区域温度有了很大的下降，如图3(f)中黑色曲线所示。从图4中清晰可见一条不连续的负荷带，也就是打击带区域，同时部分区域出现了第二负荷带，这与低杂波在下外靶板形成的温度分布是相似的。图5给出了t = 2.78 s时上外靶板的温度分布曲线，横坐标是上外靶板上的位置，方向沿极向，纵坐标是温度，此时的低杂波注入功率P LHCD ~1.5 MW，NBI注入功率P NBI ~3.1 MW，总注入功率达到了4.6 MW。选择了5个不同位置给出了温度剖面，其中红色、紫色和蓝色曲线的位置是在图4中黑色圆圈区域内，曲线的平顶是因为温度饱和，也就是实际的温度会更高。黑色和绿色曲线的位置是在其它区域，出现了双峰结构，但与红色、紫色和蓝色曲线相比分布却更窄。 图5. #61249 UO靶板不同位置温度极向分布曲线(t = 2.78 s) #62946是低杂波、ICRH和ECRH共同辅助加热下的上单零位形H模放电，主要放电参数如图6所示：等离子体电流I p ~450 kA，低杂波注入功率P LHCD ~2.6 MW，ICRH注入功率P ICRH ~1.0 MW，ECRH注入功率P ECRH ~0.5 MW，由于高温区域的温度也已经达到饱和，所以图6(f)中给出的也并不是最高温度，选取了未达到饱和的温度点以反映靶板温度的变化，图中两段直线部分是丢帧造成的。2.6 MW的低杂波开始工作时储能迅速升高，也引起了上外靶板温度的迅速升高，可见有较大热流作用于靶板，之后温度有较为缓慢的增长，0.5 MW的ECRH开始工作后基本没有引起温度的变化，储能有缓慢升高。1.0 MW的ICRH开始工作后引起了储能的较大升高，同时密度升高及Dα信号下降，同时靶板温度也有所下降，进入H模并且出现了ELMs。根据上偏滤器Dα信号可判断ELMs的频率为约50 Hz，即I型ELMs，ELMs带来的热流造成了上外靶板温度的迅速升高。 图7给出了#62946在t = 3.26 s时的红外温度图像，此时低杂波、ECRH和ICRH都在工作，可以看到，与#61249相比，上外靶板的温度分布要宽，并且环向分布不对称。这里只给了t = 3.26 s三种辅助加热都在工作时的图像，而2.6 MW的低杂波开始工作后就在上外靶板形成了较宽且多结构的温度分布，在ECRH和ICRH工作后也没有改变温度分布结构，如图8所示。选取了上外靶板上环向不同的两个位置提取了不同时刻的温度数据，做出图8，横坐标是上外靶板位置，方向是极向，纵坐标是温度。在1.94 s和2.48 s时，只有低杂波在工作，从黑色和红色曲线可看到此时的温度分布即为分布较宽的多峰值结构。3.05 s时ICRH刚开始工作，从蓝色曲线可看到，温度分布的结构基本没有变化，打击点处峰值温度有所升高，此时还未进入H模，6.05 s时三种辅助加热都在工作且出现边界局域模，此时的总注入功率达到了4.1 MW，温度峰值较高但温度分布结构仍然没有变化。 图6. #62946主要放电参数及UO靶板温度随时间的演化。(a) 等离子体电流I p ，(b) LHW注入功率P LHCD ，(c) ECRH和ICRH注入功率 P ECRH (黑色)，P ICRH (红色)，(d) 等离子体储能W MHD ，(e) 上偏滤器D α 信号，(f) UO靶板温度(蓝色和黑色曲线给出两个不同位置处的温度) 图7. #62946红外温度图像(t = 3.26 s) 图8. #62946不同时刻极向温度分布曲线
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user: 4. 总结 在以上分析的上单零位形放电中，最高注入功率都超过了4 MW，I型ELMs的频率都小于50 Hz，在低杂波和NBI加热模式下，上外靶板出现了热斑，温度分布出现了双峰值结构，但分布较窄；在低杂波、ECRH和ICRH加热模式下，环向温度分布不对称且出现了较宽的多峰值结构分布，与下单零位形下情况相同。结合EAST上的边界诊断，可解释为由于低杂波或NBI导致了SOL特性的变化，从而导致了热流的极向分布特性不同。
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user: 摘 要 在专利领域，长期存在着一对矛盾，即专利权人和专利技术的潜在使用者之间的矛盾，具言之，即是专利权人强调其独占享有专利技术并据此谋取收益及利润，从而反对专利技术的潜在使用者不经其授权便使用其享有专利权的技术的行为，而专利技术的潜在使用者则强调他们在符合特定条件的情况下有权分享社会演变而带来的科学技术的进步。欲调和这对矛盾，便不可避免的将形成相关公共利益和阻止专利权领域范围内的侵权行为的原则和具体规范。本文将从经济学视角对享有专利权的技术成果的产权界定问题予以初步的探析。 关键词 :经济学，科学技术成果，产权界定 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 个人产权与公共产权的概念 (一) 公共利益和个人利益 人与人之间存在着各种形式的交流与合作，正是这些形态各异的联系，形成了大千的人类社会，而每一个社会成员在形式各异的联系中，又形成了整个社会的共同需求，这种所谓的“共同需求”便是人们常说的“公共利益”。在一个制度健全、人际关系和谐的社会之中，每一个社会成员都有其特定的个人利益，而由他们共同组成的整个社会也有着其自身的公共利益，如将社会成员进行各自隔离，那么，将使得社会成员的个人利益与整个社会的公共利益不复存在，如此一来，人类社会的共同理想将无法实现，社会也将停止其发展的步伐。对于一个社会而言，个人利益和公共利益缺一不可，也正是两者的共生共存，其要求我们以专利法去规范专利技术成果的利用，以便以最优的方式在全社会分配专利技术成果。 经济学认为，专利技术成果具有一定的公共性，其原因在于技术成果的使用者每每增加一个，其交易成本几乎等于零。此外，科学技术成果的广泛传播和应用将会从整体上提升全社会的再创造能力，从而使整个社会的生产力得到提升，产能亦因此增加，这是符合这个社会的公共利益的。但是，由于技术成果的开发者在开发、创造一件技术成果的时候付出了一定的成本，如果允许不加限制地增加任意利用技术成果的免费使用者，将会使技术开发者开发、创造技术成果的成本与收益不对称，从而使得技术成果开发者的创造激情受到打击与挫伤。如此一来，若对上述这种搭便车的行为加以限制，在此条件下，技术成果总量的增加将大于在对技术成果的免费使用不加限制的条件下，科学技术成果总数的增加。 但是，换言之，科学技术成果的创造者每创造一件技术成果，这一技术成果中都将包含一定的现有人类科学技术成果，那么，依照“己所不欲，勿施于人”的成本—收益原则，科学技术的创造者毫无理由地去一味追求纯粹的私人利益便是不合理的。当然，若是绝对化地去强调科学技术成果的排他性，并以此为理由，阻止其他一切社会成员对技术成果的一切使用行为，也将在一定程度上增加社会整体的交易成本，其归根结底也将不利于这个社会的公共利益。 (二) 私人物品和公共物品 微观经济学认为，所谓私人物品和公共物品，其分类依据在于物品的使用状态或消费状态，即这一物品在使用或消费上是否具有排他性。私人物品是指在使用或消费上具有排他性的物品，而公共物品则恰恰相反，即是指在使用或消费上不具有排他性的物品。简而言之，一个人对私人物品的消费，将在一定程度上磨损该物品，并在一定程度上排斥他人对该物品的消费，而一个人对公共物品的消费，则并不会磨损该物品，也不会排斥他人对这一物品的消费。从技术角度来观察，公共物品的物理属性或其本质本身便意味着，排他使用所耗费的成本是极为高昂的。 在物品的生产和消费上，私人物品和公共物品存在着很大的差别，即私人物品的价格是公共的而数量是私人的，公共物品的数量是公共的而价格即付款意愿是私人的。 举例论之，一台私人拥有的手机显然属于私人物品，但如果存有两个人都欲使用该手机，则他们对这台手机的需求是相互排斥的，故而，这台手机的总需求便是上述二人各自需求相加的总数。但若这台手机是摆放在某手机品牌体验店柜台上供大家体验的展示机，则情况便会截然不同，即此时的手机属于公共物品，则每个人对这台手机的消费量是等同的，但是每个人对这台手机的需求量却事不等同的。这意味着尽管每个人都可以以各自想要的方式去体验、去使用这台手机，但这些使用者对该手机需求的效用评价却是不相一致的，故而，他们因使用该手机而愿意支付的费用也可能会不一致，如此一来，在同一消费数量上，若有两个人，他们愿意支付的价格是不同的，则这两个人支付的价格累加起来，得到总价格，便是他们对公共物品的总需求量。 同样的手机在不同的状态下，其消费和使用方式上的截然不同，引发我们去思考公共物品的费用及成本问题，假设存在这样一种情况，即公共物品的使用者都故意声称自己根本就不需要这一公共物品，从而将公共物品的使用费用压缩到最低，甚至为零，那么就该公共物品进行收费，其费用即为零或是收取费用将变得非常的困难。如此一来，我们就会去进一步思考，什么样的物品应当被界定为私人物品，而什么样的物品又应当被界定为公共物品呢？归纳之，这一问题即为产权所有的效率之争。
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user: 2. 科学技术成果产权界定的效率 (一) 一般财产产权界定的效率问题探析 进一步讨论产权界定的效率问题。在讨论这一问题前，首先要明确一个前提性概念，即“外部效应”，所谓“外部经济效”，即是指对于某一物品尤其是公共物品，产生的巨大影响的一种效应。著名经济学家保罗·萨缪尔森认为：“我们必须利用某种办法使得发生于外的经济效应内部化。” [ 1 ] 那么，如何将发生于外的经济效应内部化呢？其方法在于使某一特定物品的消费者愿意为其使用该物品而支付费用、承担成本。具体而言，其主要有以下几种方法：第一，国家通过征收税费以抵扣社会公众使用公共物品而产生的成本；第二，国家以法律、制度规范的形式激励或限制外部经济效应的产生，例如，可以通过赋予科学技术成果以专利权以激励科学技术的创造者，从而达到促进科技发展和社会进步的目的；第三，在谈判成本并不高昂的条件下，私人之间可以就因外部经济效应带来的收益或成本以及其他各方面进行谈判 [ 2 ]。 此外，针对上述问题，詹姆斯·布坎南提出了“俱乐部物品”的概念。其认为，社会公共物品或服务，虽然其消费带有某些‘公共性’，但这种对公共物品或服务的消费，有限度的在特定的团体内消费要多于私人或家庭的消费，且小于一个不特定的数值。换言之，即所谓的“公共”，其范围是有限的 [ 3 ]。对此，我们可以将俱乐部物品具有的特征归纳为两个方面：首先是排他性，对俱乐部物品的消费，往往只限定于特定的俱乐部成员之间；其次是非对抗性，即俱乐部成员对俱乐部物品的消费是互不干扰的，甲成员对俱乐部物品的消费不会减损乙成员对相同物品的消费。但这样俱乐部形式的物品消费需要注意有两点：一是俱乐部成员必须向俱乐部缴纳一定的会费，才能使俱乐部正常运营；二是俱乐部成员的数量不能是不无限制的，如若不然，就会造成俱乐部物品使用中的拥挤，最终导致成员的退出、俱乐部的解散。 (二) 科学技术成果的公共性和排他性 对于科学技术成果，其重要特征便是创造者为创造技术成果而付出的成本较为高昂，相反，科学技术成果一旦流入社会，其普及、传播费用却非常的低，尤其是在网络技术飞速发展的今天，这一特征尤为凸显。此外，当技术成果相关信息在网络上公开后，就其进行的商业化谈判便会产生这样的一个问题，即监督费用将变得高昂，如此一来，谈判成功的概率将变得非常的低，毕竟，借助出售已在网络上公开的技术成果信息来收回技术成果开发、创造付出的成本实属不易。况且，一旦将科学技术成果相关信息售出，由于其普及、流转的费用极低，任一社会成员一旦得到这一科学技术成信息，其便有可能即刻变成技术成果第一手创造者的潜在竞争对手，与此同时，其他的社会成员也希望借助搭便车的方式得到这一技术成果信息，毕竟他们仅仅需要为此支付信息流转费，故科学技术成果作为一种信息，其具备公共物品的所有特征，科学技术成果作为一种无形资产业，一旦对外公开，其可以在相同的时间不同的地点被不同的人共享，这正是本文上述的公共性，就像同一盏路灯能为所有路过该路灯的人照亮前路一样：这些路人在共享着路灯发出的灯光，而与此同时，他们也可以将其特有的思想，比如新颖的生产方法投入到生产的过程中去。正是无形资产具备这种公共性，其造成了极大的外部经济效应，若是说“一人创造，百人受益”，其并不为过。 科学技术成果虽然具有一定的公共性，但是要限制其外部经济效应性也不是完全没有办法，其中，最极端的方法便是将技术成果绝对保密，但诸多技术成果一旦处于绝对保密的状态，其商业价值将就此不复存在，一项技术成果如若不为社会所用，那么其商业价值将无从体现。
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user: 3. 科学技术成果产权的界定 (一) 科学技术成果产权界定的基本问题探析 由于科学技术成果公共性及排他性的基本属性，其带来的问题也是极具典型性的，社会的进步和国家的发展需要科学技术成果的流转和普及，需要科学技术成果数量的增长，然而，科学技术成果所具有的公共性则导致了严重的外部经济效应，使其创造的动力不足和数量增长缓慢。所以，对于借助专利制度来保护科学技术成果创造者的利益，经济学界存在着诸多不一的意见，其大致存在以下几种观点： 以边沁和穆勒为代表的支持以专利制度来保护科学技术成果创造者利益的观点认为，专利制度保护了专利技术成果创造者的个人产权，而这种将专利技术成果的产权归为私人所有是一种提升效率的做法，它可以鼓励技术成果创造者去发明创造更多的技术成果 [ 4 ]。 以陶西格和庇古为代表的对以专利制度来保护科学技术成果创造者利益持中立态度的观点则认为，科学技术成果的创造行为是自发的，所以以专利制度保障技术成果的产权和技术成果的数量增长之间毫无关系。 以巴塞尔和阿罗为代表的反对支持以专利制度来保护科学技术成果创造者利益的观点则认为，专利制度的存在会使得很多人为了争取尽早获得某些技术成果的专利权而展开不顾一切的重复创造和研发，然而，专利权却只能由就技术成果最早提出申请的那个人获得，这种重复创造和研发所产生的成本对整个社会有益无害。此外，科学技术成果作为公共物品，其边际成本为零，而若是将科学技术成果私有化，那么，它的边际成本将增加，最终将限制技术成果的流转和普及，这对社会百害而无一利。 对上述观点进行比对分析，认为专利制度有利无害的观点，其偏重于技术进步以及技术成果作为个人私有的产权在市场中的效率；而认为专利制度有害无益的观点则偏重于技术成果在使用过程中所产生的边际成本，其致力于减少社会的总成本。而无论是第一种观点抑或是第二种观点，它们都关注了在一个传统的社会中，技术成果创造的动力源自创造者的兴趣和创造力，不得不说，历史上，的确有很多技术成果的研发和创造与市场没有太过紧密的联系。然而，在市场经济飞速发展，商业化程度不断提升的今天，我们必须对这些观点有一个新的认识，我们所要致力于的是构建一项产权制度，以此激励科学技术成果数量的增加，与此同时，科学技术成果的创造者因研发、创造技术成果而付出的成本应当得到完全的填补和收回，故而，上文所述的几种观点均没有论及一个根本问题：专利技术成果在商业化、市场化过程中所带来的交易成本问题，这是对科学技术成果进行合理的产权界定的根本问题。 (二) 科学技术成果产权制度安排的思考 我们在探析科学技术成果的产权界定问题时，必须以产权制度的效率为基点。从历史上抑或是现实中，我们不难发现，产权制度的不相同将带来完全不同的结果，它们所带来的经济效率是截然不同的。例如在我国的农村，土地承包责任制度对农村土地的使用和收益所带来的变革，历史上，其的的确确调动了农民的生产积极性，促使了粮食产量的增加和农民收入的增长，然而，将这一制度放到当今的社会背景之下，却是漏洞百出，经济学认为，这是一种非规模经济，而对于这些问题的解决，我们需要在今后对土地承包责任制作出新的产权规划。而对于科学技术成果的产权，其思路也是大致相同的，我们必须从经济效率的角度去思考问题，要设计出激发技术成果创造者积极性、促进技术成果数量增长的产权制度，而不是毫无依据地去谈论专利制度究竟对谁有利。
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user: 4. 结语 在我们的社会中，要使收入最大化，其最有效的方法便是促使私人收益率等同于社会收益率。经济学认为，科学技术成果的创造、流转、普及不存在收益递减，在技术成果的创造、流转和普及过程中，往往存在着创造者个人收益和社会整体收益的严重不对等，界定科学技术成果和创新范围的障碍，以及使界定科学技术成果产权的障碍转化成创造者个人收益与社会整体收益偏差的一个最基本原因。新的科学技术成果研发成本和新的科学技术流转和普及的盈利性需要在技术成果本身和技术成果创新方面确立某种程度上的产权安排。
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user: 摘 要 国内生产总值(GDP)常被公认为是衡量国家经济状况的最佳指标，可以反映一个国家或地区的经济实力和市场规模。为探索影响杭州市GDP的主要因素，本文选择杭州市2000~2018年若干国民经济指标，基于多元线性回归建立回归模型。然后利用逐步回归法进行变量筛选，并对回归模型进行统计诊断，在一定标准下筛选模型中的强影响点，基于删除强影响点后的数据删除模型再次进行逐步回归分析，得到杭州市GDP与年末常住人口、固定资产投资额、居民消费指数以及财政总收入密切相关。 关键词 :GDP，多元线性回归，多重共线性，统计诊断，Cook距离，W-K统计量 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 GDP是国民经济核算的核心指标，是反映各地区经济实力和国民生活水平的指标，受到人们的广泛关注，GDP数据质量的提高，对调控宏观经济有很大的促进作用。研究影响GDP变化的主要因素，建立一个可靠合理的模型，有助于找到提高国民经济水平和地区发展的关键因素，对影响GDP的因素进行定量分析和预测具有重要意义，促进GDP不断增长。 郭芳、冷洛 [ 1 ] 通过计量分析，利用回归分析发现影响中国国内生产总值的主要因素是最终消费支出和资本形成总额，即内因是主要因素。文静 [ 2 ] 通过对国内生产总值的变动进行多因素分析，建立多元线性回归模型，提出国家在注重财政支出带来的国内生产总值增加的同时应该关注外资的利用情况。张卜元、刘冰冰、张东旭 [ 3 ] 采取多元回归方法进行模型设定，并进行自相关、异方差及多元共线性检验及修正，得出我国最终消费和资本形成对GDP有重大影响。程静 [ 4 ] 通过各种因素对经济增长的作用来进行定量分析，指出能源消耗总量对国内生产总值有影响，并提出科技进步对农村建设的重要性。单翔翔、严浩坤 [ 5 ] 基于多元回归模型，并进行了异方差的检验修正，得出国内生产总值主要受到税收、城乡储蓄存款、财政支出和固定资产投资总额的影响。多元线性回归法显然是研究区域GDP及其影响因素的一种可行方案，对于探索影响GDP的关键因素有良好的应用价值 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ]。 杭州市作为新一线城市，GDP始终保持稳步增长状态，在全国也处于领先地位。近年来杭州市农业生产形势稳定，优势特色产业增速回升；工业生产总体平稳，新制造业动能增强；服务业态势良好，现代服务业贡献突出；固定资产投资增长快速，商品销售增长稳定，外贸多元发展，居民收入增加，就业社保也不断扩大；另外杭州的优势产业数字经济持续引领GDP的增长。本文基于多元线性回归模型，深入研究影响杭州市GDP变化的主要因素，并利用统计诊断提高模型的精度，更加准确地剖析杭州市国内生产总值变化的主要原因。
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user: 2. 数据的收集和杭州市GDP变化的基本情况 本文采用的数据源自浙江省统计信息网及杭州市统计局提供的统计年鉴，从网站中获得杭州市2000~2018年的国内生产总值数据及影响GDP变化的各项指标数据。以国内生产总值(亿元)为被解释变量，下面五个指标为解释变量：年末常住人口(万人)、全社会就业人员(万人)、固定资产投资(亿元)、居民消费指数(统计年鉴中以1978年的居民消费指数为基数100进行度量)和财政总收入(亿元)。对此建立多元线性回归模型并进行统计诊断。 图1是2000~2018年杭州市GDP变化情况折线图，折线图显示杭州市GDP呈现稳步上升趋势，且上升幅度较大。从2000年的1382.56亿元到2018年的13，509.15亿元，翻了将近十倍。说明杭州市的经济发展水平和国民生活水平较高，位居全国领先位置，根据杭州市各产业的发展状况，GDP指数仍将继续上升。 图1. 2000~2018年杭州市GDP变化情况(亿元)
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user: 3. 模型建立 多元线性回归分析 基于2000~2018年杭州市反映国民经济水平(GDP)的相关指标数据，以杭州市生产总值(GDP)为因变量(Y)，以年末常住人口(X1)、全社会就业人数(X2)、固定资产投资(X3)、居民消费指数(X4)、财政总收入(X5)为自变量，拟合多元线性回归模型，得到如下结果。 Table 1 Multiple linear regression result Model Unstandardized Coefficients Standardized t Sig. B Std. Error Beta (常量) −8740.869 1997.825 −4.375 0.001 年末常住人口(X1) 2.909 1.008 0.080 2.675 0.019 全社会就业人数(X2) 3.702 1.008 0.096 3.675 0.003 固定资产投资(X3) 0.476 0.120 0.253 3.966 0.002 居民消费指数(X4) 10.702 2.977 0.249 3.595 0.003 财政总收入(X5) 1.352 0.343 0.342 3.939 0.002 a. 因变量：GDP， R 2 = 0.999 ， R a 2 = 0.999 ，Prob(F) = 0.000，AIC = 189.35 表1. 多元线性回归结果 表1是根据原始数据建立的多元回归模型，从回归结果可知多元回归模型通过了F检验，并且5个自变量的回归系数都是显著的，因此可以得到多元回归模型为： Y = 2.909 X 1 + 3.702 X 2 + 0.476 X 3 + 10.702 X 4 + 1.352 X 5 − 8740.869 (1) 由回归方程可知，5个自变量与因变量之间均呈现正线性关系，年末常住人口增加，全社会就业人数增加，固定资产投资提高，居民消费指数提高，财政总收入增加，都会带动GDP的增长，这些因素都是影响GDP的关键因素。为了进一步提高模型的精度，需要对模型进行统计诊断，找到原始数据中的强影响点，并对模型进行改进。
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user: 4. 统计诊断 4.1. 影响分析 4.1.1. 基于Cook距离的统计诊断 [ 10 ] 对给定的多元线性回归模型： Y = X β + ε ， E ( ε ) = 0 ， V a r ( ε ) = σ 2 I n 和删除第i个数据点以后的模型： Y ( i ) = X ( i ) β + ε ( i ) ， ε ( i ) ∼ N ( 0 ， σ 2 I n − 1 ) ，度量第i个数据点 ( x i T ， y i ) 对参数 β 的估计量影响大小的Cook距离定义为： C D i = ( β ^ − β ^ ( i ) ) T X T X ( β ^ − β ^ ( i ) ) ( p + 1 ) σ ^ 2 其中 X = ( x ˜ 1 ， ⋯ ， x ˜ n ) 为已知的列满秩矩阵， x ˜ i = ( 1 ， x i T ) T ， x i = ( x i 1 ， ⋯ ， x i p ) T ， X ( i ) 是删掉矩阵X的第i行向量 x ˜ i 后得到的矩阵； β ^ 是原多元线性回归模型中参数 β 的估计， β ^ ( i ) 是数据删除模型中参数 β 的估计；p 是自变量个数。在给定模型下，Cook距离也可以简化为： C D i = h i i 1 − h i i r i 2 p + 1 = h i i 1 − h i i n − p − 1 p + 1 b i ，其中 b i = r i 2 n − p − 1 ∼ Beta ( 1 2 ， n − p − 2 2 ) ，所以Cook距离不仅与残差 r i 的大小有关，还与杠杆值 h i i 的大小有关， 它度量了 β 和 σ 2 的估计量之间的距离，因此残差和杠杆值相对大的点很有可能是强影响点。 4.1.2. 基于W-K统计量的统计诊断 [ 10 ] 对给定的多元线性回归模型： Y = X β + ε ， E ( ε ) = 0 ， V a r ( ε ) = σ 2 I n 和删除第i个数据点以后的模型： Y ( i ) = X ( i ) β + ε ( i ) ， ε ( i ) ~ N ( 0 ， σ 2 I n − 1 ) ，第i个数据点 ( x i ， y i ) 删除前后对 x ˜ i 处拟合值的影响可以定义为： W K i = y ^ i − y ˜ ( i ) σ ^ ( i ) h i i = x ˜ i ( β ^ − β ^ ( i ) ) σ ^ ( i ) h i i 其中 X = ( x ˜ 1 ， ⋯ ， x ˜ n ) 为已知的列满秩矩阵， x ˜ i = ( 1 ， x i T ) T ， x i = ( x i 1 ， ⋯ ， x i p ) T ， X ( i ) 是删掉矩阵X的第i行向量 x ˜ i 后得到的矩阵； β ^ 是原多元线性回归模型中参数 β 的估计， β ^ ( i ) 和 σ ^ ( i ) 是数据删除模型中参数 β 和 σ 的估计； h i i 是杠杆值的大小。对于本文的线性模型，W-K统计量可以表示为： W K i = h i i 1 − h i i t i ， ( W K i ) 2 = C D i ( X T X ， σ ^ ( i ) 2 ) ， t i = e i σ ^ ( i ) 1 − h i i W K i 度量了 ( β ^ ， σ ^ 2 ) 与 ( β ^ ( i ) ， σ ^ ( i ) 2 ) 之间的差异，比Cook距离更加通用，也更容易地被应用到线性模型以外的各种更复杂的统计模型。 4.2. 实例研究 利用R语言软件计算出所有样本点的Cook距离和W-K统计量，并制作折线图，图2是Cook距离散点图，图3是W-K统计量散点图，在一定标准下筛选出强影响点，并在图中标注。 强影响点对模型的参数估计和统计推断会产生一定影响，通过上述两个统计量可以得到Cook距离和W-K统计量的折线图，统计量的值越大，该数据点的影响也就越大。本例中Cook距离记作 C D i ，W-K统计量记作 d f f i t ，不同情况下有不同的评价标准，此处将 C D i > 0.5 ， | d f f i t | > 1.5 的数据点视作强影响点 [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ]，由此本例共有3个强影响点，如表2所示。 图2. Cook距离散点图 图3. W-K统计量散点图 Table 2 Summary of strong impact point 异常点 C D i d f f i t GDP 2016 3.070 −5.85847 11313.72 2017 0.906 4.08337 12603.36 2018 4.340 −7.10142 13509.15 表2. 强影响点汇总表 这三年数据的Cook距离和W-K统计量相对较大，这是因为杠杆值的大小与数据点距离数据中心的距离相关，离中心值越远，杠杆值就越大，对数据产生的影响就越大，因此被认为是强影响点。杭州市GDP的强影响点呈现出聚集成堆的现象，即这3个强影响点就是近三年的数据。随机性成分一般是造成GDP出现强影响性的主要原因，随机性成分往往是在现实经济运行过程中出现的各种不可预测、非重复性或者基本没有规律的突发性情况，而且与不同情况下的经济发展政策和市场行情相关。对于杭州来说，虽然存在一系列无法掌控的挑战，但是杭州凭借自身的发展资源和优势，区域经济持续稳向走好，质量向优发展，人民的生活水平不断提高，产业结构日益凸显优势，高端技术和人才不断增加，吸引外资的潜力逐渐提升，发展的韧性和获得感明显增强，经济增长呈现出质量高、速度稳的新特点。另外近阶段由于国民经济已经经历过较大的增长，增长速度略微减缓，但是仍然保持良好的增长势头，与之前的经济状况相比，杭州市的经济发展到了一个独具特点的新阶段，虽然经济发展持续向好，但是仍然需要不断提升，获得更大的突破。
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user: 5. 模型修正 5.1. 数据删除模型概述 5.1.1. 数据删除模型 考虑多元线性回归模型： Y = X β + ε ， E ( ε ) = 0 ， V a r ( ε ) = σ 2 I n ，其中 X = ( x ˜ 1 ， ⋯ ， x ˜ n ) T 为已知的列满秩阵， x ˜ i = ( 1 ， x i T ) T ， x i = ( x i 1 ， ⋯ ， x i p ) T ； β = ( β 1 ， ⋯ ， β p ) T ， Y = ( y 1 ， ⋯ ， y n ) T ， ε = ( ε 1 ， ⋯ ， ε n ) T 。 为了研究各个数据点在统计推断中的作用，就是要检测第i个数据点是否为异常点或强影响点。数据删除模型即多元线性回归模型中删除第i个数据点之后，研究该数据点删除前后对回归模型参数 β 的估计量以及其他统计量是否有举足轻重的影响。数据删除模型的矩阵形式可以表示为： Y ( i ) = X ( i ) β + ε ( i ) ， ε ( i ) ∼ N ( 0 ， σ 2 I n − 1 ) 其中 Y ( i ) 和 ε ( i ) 表示Y和 ε 删除第i分量后的向量，而 X ( i ) 表示删掉矩阵X的第i行向量 x ˜ i 后得到的矩阵。 5.1.2. 数据删除模型的参数估计 数据删除模型中参数 β 和 σ 2 的最小二乘估计可表示为： β ^ ( i ) = β ^ − ( X T X ) − 1 x ˜ i e i 1 − h i i ， σ ^ ( i ) 2 = n − p − 1 − r i 2 n − p − 2 σ ^ 2 上式也表明第i个数据点所对应的残差 e i 越大，则估计量 β ^ ( i ) 和 β ^ 之间的差异越大，那么第i个数据点对模型的影响也越大。另外学生化内残差 r i 2 越大，估计量 β ^ ( i ) 和 β ^ 之间的差异越大。第i个数据点对应的杠杆值 h i i 越大，那么估计量 β ^ ( i ) 和 β ^ 之间的差异也会越大，即高杠杆点对模型的参数估计有较大的影响。 5.2. 实例研究 基于删除3个强影响点之后的数据，分别对因变量和自变量做一般多元线性回归和逐步回归，得到删除强影响点之后的多元回归模型。 Table 3 Modified multiple regression result Model Unstandardized Coefficients Standardized t Sig. B Std. Error Beta (常量) −13588.167 3345.005 −4.062 0.002 年末常住人口(X1) 11.994 4.582 0.130 2.618 0.026 全社会就业人数(X2) 1.212 1.392 0.040 0.871 0.404 固定资产投资(X3) 0.370 0.136 0.210 2.725 0.021 居民消费指数(X4) 10.964 2.046 0.274 5.358 0.000 财政总收入(X5) 1.513 0.454 0.354 3.331 0.008 a. 因变量：GDP， R 2 = 1.000 ， R a 2 = 0.999 ，Prob(F) = 0.000，AIC = 138.26 表3. 修正后的多元回归结果 Table 4 Stepwise regression result Model Unstandardized Coefficients Standardized t Sig. B Std. Error Beta (常量) −15326.525 2654.159 5.775 0.000 年末常住人口(X1) 14.944 3.050 0.162 4.900 0.000 固定资产投资(X3) 0.280 0.087 0.159 3.214 0.008 居民消费指数(X4) 11.622 1.880 0.291 6.181 0.000 财政总收入(X5) 1.691 0.402 0.395 4.211 0.001 a. 因变量：GDP， R 2 = 1.000 ， R a 2 = 0.999 ，Prob(F) = 0.000，AIC = 137.43 表4. 逐步回归结果 表3是删除强影响点之后得到的多元回归结果，表4是利用逐步回归法得到的回归结果。基于数据删除模型的回归模型拟合度和解释程度更高，经过变量筛选后，模型的AIC有所降低，此时的模型更接近于实际情况。由表4可得修正后的回归模型为： Y = 14.944 X 1 + 0.280 X 3 + 11.622 X 4 + 1.691 X 5 − 15326.525 (2) 此时回归模型通过F检验，并且排除了全社会就业人数这一变量，其余4个自变量的回归系数依旧显著。并且4个回归系数均为正，说明这4个自变量与因变量之间呈现正比例关系，随着年末常住人口的增多、固定资产投资额的增加、居民消费指数的提高及财政总收入的增加，杭州市GDP呈现上升趋势。因此，如若想要使杭州市GDP持续稳定增加，就要努力吸引人才和资金，提高就业率和工资水平，进而提高居民的生活消费水平。另外还要注意协调财政总收入和总支出，保持财政收入稳定增长，尽量避免不必要的财政支出。
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user: 6. 结论与建议 根据原始回归模型与数据删除模型的比较可知，近几年杭州市GDP与全社会就业人数的关系更大。而在删除了近3年的数据后，全社会就业人数的回归系数不再显著，此时得到的回归模型只有4个变量显著，分别是年末常住人口、固定资产投资额、居民消费指数以及财政总收入，且均为正相关关系。 根据以上模型的求解结果可知，杭州市GDP的发展与这些因素密不可分，进一步得出杭州市经济发展面临的主要问题。政府应该采取一系列可行措施：继续发展第三产业，扩大开放力度，吸引更多外资，努力提高固定资产投资额；提高就业率，吸引更多行业人才，特别是适应杭州发展的高端技术人员，发挥好杭州的产业优势；改善居民的生活水平，以此提高居民的收入和居民消费指数；掌握好政府与市场之间的关系，保证地区财政收入的稳定增长，并适当降低财政支出。从各个关键方面入手，共同促进杭州市国民经济的稳定、高效、全面可持续发展。
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user: 摘 要 ABO基因中几个碱基的替换、单碱基缺失导致A、B、O三种等位基因的产生，可使红细胞膜表面带有不同抗原，进而形成四种血型表型。根据三种等位基因关键位点的不同，采用PCR-RFLP方法扩增DNA片段并进行特异性酶切，根据酶切结果可以初步判断基因型，再通过测序的方法验证酶切结果。本实验对笔者和另一名同学进行了ABO基因型鉴定，结果显示，PCR-RFLP结果与测序结果相一致。 关键词 :PCR-RFLP，ABO基因型 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 背景介绍 ABO血型系统是人类最早发现的一种血型分类系统 [ 1 ]，在临床上具有重要意义。根据ABO基因参比序列(Genebank:NM_020469)，ABO血型基因位于人类染色体9q34.2，长度约25 kbp，包含7个外显子和6个内含子，基因编码糖基转移酶。A基因编码N-乙酰半乳糖转移酶，可使红细胞膜表面的H抗原的寡糖链末端携带N-乙酰半乳糖胺，成为A抗原。B基因表达半乳糖转移酶，可使H抗原的寡糖链末端携带半乳糖，成为B抗原。O基因由于碱基缺失形成移码变异，表达产物无酶活性，因此红细胞表面的H抗原无变化 [ 2 ]。O基因为隐形基因，A、B基因为共显性，二者对O基因完全显性。 根据Yamamato等人的研究 [ 3 ]，B基因的cDNA与A基因的cDNA相比有7个单碱基替换，分别是A294G，C523G，C654T，G700A，C793A，G800C，G927A。其中，C523G、G700A、C793A、G800C导致编码的氨基酸改变，使表达产物酶活性发生改变。G700A位点位于外显子7内，可被限制性内切酶Alu I、Msp I等特异性识别。O基因的cDNA发生258G缺失，导致第352位的TTA形成终止密码子TAA，提前终止翻译，使产物失去活性。这一位点位于外显子6内，可被Kpn I识别。 聚合酶链反应–限制性片段长度多态性(polymerase chain reaction-restriction fragment length polymorphism， PCR-RFLP)先PCR扩增目的片段，再用限制性内切酶特异性识别并切割待测DNA片段，然后对酶切产物进行电泳，最终，观察比较限制性图谱分析序列差异。PCR-RFLP技术可用于各种基因分型鉴定、细菌或真菌的菌种鉴定、基因突变的快速检测等。 本实验利用PCR-RFLP方法，利用两对引物分别扩增ABO基因的第6、7外显子片段，再根据A、B、O基因的序列不同，利用限制性内切酶特异性识别序列，通过酶切产物条带的不同来判断基因型。同时，通过对PCR产物直接测序并比对，再次验证基因型。
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user: 2. 实验材料与方法 2.1. 实验用品 2.1.1. 试剂 一管式口腔拭子DNA抽提试剂盒购自上海生工；引物由金唯智合成；高保真聚合酶试剂盒购自诺唯赞公司；DNA marker购自全式金公司；限制性内切酶购自NEB公司，测序由上海铂尚生物公司完成。 2.1.2. 仪器与耗材 灭菌棉签，EP管(1.5 mL、0.2 mL)，金属浴，PCR扩增仪，移液器，琼脂糖凝胶电泳装置，凝胶成像系统，离心机，250 mL锥形瓶，电子天平，药匙，微波炉，Nanodrop超微量分光光度计。 2.2. 实验方法 2.2.1. DNA提取 根据DNA抽提试剂盒的方法，用灭菌棉签刮取口腔上皮细胞，放入1.5 mLEP管，加入200 μL Qlysis-S Reagent和20 μL蛋白酶K，室温放置2 min，震荡混匀5 min。将灭菌棉签上的液体全部挤压在离心管内，弃掉棉签。室温放置5 min，95℃金属浴3 min。向离心管中加入200 μL buffer NST，震荡混匀，12，000 rpm室温离心5 min。取上清作为PCR扩增的DNA模板。分别提取笔者自己和班内另一名同学的DNA。 2.2.2. PCR扩增 根据参考文献 [ 4 ] [ 5 ]，设计2对引物如下。 引物 1: 5’-CGGAATTCACTCGCCACTGCCTGGGTCTC-3’； 引物 2: 5’-CGGGATCCATGTGGGTGGCACCCTGCCA-3’； 引物 3: 5’-GTGGAGATCCTGACTCCGCTG-3’; 引物 4: 5’-CACCGACCCCCCGAAGAA-3’。 引物1、2用于扩增包含6号外显子的片段，片段长度252 bp；引物3、4用于扩增7号外显子的片段，片段长度159 bp。PCR反应条件：95℃预变性5 min，94℃变性15 s，60℃退火15 s，72℃延伸15 s，30个循环，72℃延伸5 min，最后4℃保温。PCR结束后使用Nanodrop测量产物浓度和纯度。 2.2.3. PCR产物鉴定及测序 用2%琼脂糖凝胶进行电泳，设定电压130 V，时间25 min。取9 μL PCR产物混合1 μL 10× loading buffer上样。如果得到目的条带，取20 μL PCR产物送测序。 2.2.4. 酶切消化 使用Kpn I消化引物1、2扩增的PCR产物，使用Alu I消化引物3、4扩增的PCR产物。酶切反应体系为20 μL，37℃金属浴3 h。 2.2.5. 酶切片段检测 配制3%琼脂糖凝胶进行电泳，设定电压130 V，时间30 min。取9 μL PCR产物混合1 μL 10×上样缓冲液上样，根据条带判断基因型。 2.2.6. 测序结果比对分析 使用MEGA-X，将测序结果与ABO基因参比序列(GeneBank: NM_020469)进行序列比对，判断基因型。