DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 资料概况 2.1. 研究区概况 唐山位于渤海湾的中心地带，在河北省的东部。唐山北依燕山，南临渤海，东隔滦河，西靠天津市，东经介于117˚31'~119˚19'，北纬介于38˚55'~40˚28'之间，东西横宽约130千米，南北径长约150千米，占地总面积为13472平方千米 [ 8 ]。唐山的气候属于暖温带半湿润季风气候，全年累计日照2600~2900小时，年平均气温约12.5℃，气温最高约32.9℃，最低约−14.8℃，常年降水约500~700 mm，霜降天数年平均约10天。唐山气候温和，地貌多样，土壤肥沃，是多种农副产品的富集产区，因此又被称为“京东宝地”。最适宜种植板栗、核桃、苹果、葡萄、红枣等干鲜果品 [ 9 ]。 2.2. 数据内容 研究数据包括唐山市3个气象站点(区域站、国家气象观测站、大棚内小气候站) 2018~2019年玫瑰香葡萄催芽期的气象资料。该实验的玫瑰香葡萄的催芽期为：12月18日到2月5日。选取了大棚外逐时正点气温、相对湿度，大棚内0.5 m和1.5 m逐时气温，大棚内0.5 m和1.5 m逐时湿度，温度单位为℃，湿度单位为%。 2.3. 催芽期大棚管理措施 催芽期内大棚管理措施如下：昼夜覆盖棚膜，关闭通风口，夜间加盖保温被。一般情况下，每天上午9~10时全部揭开保温被，下午16~17时盖上保温被，阴雨天基本上不揭开保温被。 2.4. 研究方法 对唐山市3个气象观测站(区域站、国家气象观测站、大棚内小气候站)的大棚葡萄催芽期气象数据进行剔除和筛选，剔除掉无关数据，筛选出影响大棚葡萄的气象要素数据，筛选出的数据包括：大棚外逐时正点气温、相对湿度，大棚内0.5 m和1.5 m逐时气温，大棚内0.5 m和1.5 m逐时湿度。采用数理统计方法对影响大棚葡萄催芽期的气象要素进行大棚内外对比分析。
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user: 3. 河北省唐山市大棚葡萄催芽期气象要素调控效果分析 3.1. 玫瑰香葡萄催芽期气象指标 加温第一周，白天15℃~20℃，夜间5℃~10℃；第二周白天15℃~20℃，夜间10℃~15℃；第三周白天20℃~25℃，夜间10℃~15℃；第四周及以后白天25℃~28℃，夜间13℃~15℃。相对湿度最好在90%以上 [ 10 ]，白天可适当低，如果过低会导致芽眼失水抽干，发芽率就会下降，或者发芽不整齐。 3.2. 催芽期大棚调控作用 按照玫瑰香葡萄催芽期的气象指标要求，将催芽期分为4个阶段，这四个阶段大棚的调控作用也按照指标要求变化。在催芽期各阶段葡萄的生长发育主要受大棚内温度和湿度这两个气象要素的影响，所以对大棚内玫瑰香葡萄催芽期各阶段的温度和湿度进行了分析。 图1. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第一周大棚内外温度变化图；(b) 玫瑰香葡萄催芽期第一周大棚内外湿度变化图 图1(a)可以看出大棚内气温一直高于外界，说明该阶段大棚的调控作用有增温作用，增温幅度最大在中午12时，最大增温幅度为20℃/小时，并且大棚的增温作用使大棚在第一周满足气象指标白天15℃~20℃，随着时间变化夜晚的温度也逐渐增温并稳定在5℃~10℃。 由(b)可以分析得出大棚的调控作用有增加棚内湿度，使得棚内湿度始终高于外界，并控制湿度尽量在90%以上，白天的湿度可以适当低。大棚的最大增湿幅度为68%/小时。 图2(a)可以分析出在催芽期大棚对棚内温度依然有调控作用，棚内各层的温度变化趋势是一致的，但大棚内温度从高层到低层呈现逐渐升高的趋势，并且在大棚内从棚顶至地面平均每降0.5 m温度上升0.8℃。 由(b)可以分析出在催芽期大棚对棚内湿度依然有调控作用，棚内各层的湿度变化趋势是一致的，大棚内控制各层湿度尽量保持一致，且湿度尽量在90%以上，只有白天有少许降低。 图2. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第一周大棚内温度变化图；(b) 玫瑰香葡萄催芽期第一周大棚内湿度变化图 图3. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第二周大棚内外温度变化图；(b) 玫瑰香葡萄催芽期第二周大棚内外湿度变化图 图3研究的时间为2018年12月25日至12月31日，该阶段为催芽期的第二阶段。由图(a)可以看出大棚内气温一直高于外界，说明该阶段大棚的调控作用有增温作用，增温幅度最大在下午13时，最大增温幅度为22.1℃/小时，并且大棚的增温作用使大棚在第一周满足气象指标白天15℃~20℃。 由(b)可以分析得出大棚的调控作用有增加棚内湿度，使得棚内湿度始终高于外界，并控制湿度基本在90%以上，只有白天短时间的湿度适当低于90%。大棚的最大增湿幅度为60%/小时。 图4. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第二周大棚内温度变化图；(b)玫瑰香葡萄催芽期第二周大棚内湿度变化图 图4(a)可以分析出在催芽期大棚对棚内温度依然有调控作用，棚内各层的温度变化趋势是一致的，但大棚内温度从高层到低层呈现逐渐升高的趋势，并且在大棚内从棚顶至地面平均每降0.5 m温度上升0.8℃~1.1℃。 由(b)可以分析出在催芽期大棚对棚内湿度依然有调控作用，棚内各层的湿度变化趋势是一致的，大棚内控制各层湿度尽量保持一致，且湿度基本都在90%以上，只有白天有少许低于90%。 图5. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第三周大棚内外温度变化图；(b) 玫瑰香葡萄催芽期第三周大棚内外湿度变化图 图5研究的时间为2019年1月1日至1月7日，该阶段为催芽期的第三阶段。由(a)可以看出大棚内气温一直高于外界，说明该阶段大棚的调控作用有增温作用，增温幅度最大在中午12时，最大增温幅度为21.6℃/小时。 由(b)可以分析得出大棚的调控作用有增加棚内湿度，使得棚内湿度始终高于外界，并控制湿度基本在90%以上，只有白天短时间的湿度适当低于90%，最低湿度为53%。大棚的最大增湿幅度为64%/小时。 图6(a)可以分析出在催芽期大棚对棚内温度依然有调控作用，棚内各层的温度变化趋势是一致的，但大棚内温度从高层到低层呈现逐渐升高的趋势，并且在大棚内从棚顶至地面平均每降0.5 m温度上升0.8℃~1.1℃。 由(b)可以分析出在催芽期大棚对棚内湿度依然有调控作用，棚内各层的湿度变化趋势是一致的，大棚内控制各层湿度尽量保持一致，且湿度基本都在90%以上，只有白天有少许低于90%，最低湿度为56%。 图6. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第三周大棚内温度变化图；(b) 玫瑰香葡萄催芽期第三周大棚内湿度变化图 of muscat grape 图7. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第四周至催芽期结束大棚内外温度变化图；(b) 玫瑰香葡萄催芽期第四周至催芽期结束大棚内外湿度变化图 图7研究的时间为2019年1月8日至2月15日，该阶段为催芽期的第四阶段。由(a)可以看出大棚内气温一直高于外界，说明该阶段大棚的调控作用有增温作用，增温幅度最大在中午12时，最大增温幅度为21.6℃/小时，大棚的增温作用使大棚内温度白天控制在25℃~28℃，夜间控制在13℃~15℃。 由(b)可以分析得出大棚的调控作用有增加棚内湿度，使得棚内湿度始终高于外界，并控制湿度基本在90%以上，只有白天短时间的湿度适当低于90%，最低湿度为28%。大棚的最大增湿幅度为76%/小时。 图8. (a) 玫瑰香葡萄催芽期第四周至催芽期结束大棚内温度变化图；(b) 玫瑰香葡萄催芽期第四周至催芽期结束大棚内湿度变化图 图8(a)可以分析出在催芽期大棚对棚内温度依然有调控作用，棚内各层的温度变化趋势是一致的，但大棚内温度从高层到低层呈现逐渐升高的趋势，并且在大棚内从棚顶至地面平均每降0.5 m温度上升0.8℃~1.1℃。 由(b)可以分析出在催芽期大棚对棚内湿度依然有调控作用，棚内各层的湿度变化趋势是一致的，大棚内控制各层湿度尽量保持一致，且湿度基本都在90%以上，只有白天有少许低于90%，最低湿度为28%。 3.3. 玫瑰香葡萄催芽期大棚内外温度变化特征及关系 大棚内的温度和湿度随着外界的温度和湿度的变化而变化，有着相同的变化趋势。在催芽期各阶段大棚起着至关重要的调控作用，催芽期大棚的调控作用主要为增温、增湿和保湿，使得玫瑰香在催芽期大棚内温度和始终高于外界。无论在催芽期的哪个阶段，棚内温度变化始终为从高层到低层呈现逐渐升高的趋势，并且在大棚内从棚顶至地面平均每降0.5 m温度上升0.8℃~1.1℃，在棚内各层湿度几乎一致没有太大的变化。
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user: 4. 结论 利用唐山市3个气象站2018~2019年玫瑰香葡萄的催芽期气象资料，包括逐时正点气温、相对湿度，大棚内0.5 m和1.5 m逐时气温，大棚内0.5 m和1.5 m逐时湿度，采用数理统计方法对河北唐山大棚葡萄催芽期气象要素调控效果分析，得出以下结论：1) 大棚在催芽期的调控作用主要为增温、增湿和保湿，大棚能调控的最大增温幅度为22.1℃/小时，最大增湿幅度为76%/小时。且最高能增温到27.6℃，最高能增湿到99%。2) 无论在休眠期还是催芽期的哪个阶段，棚内温度变化始终为从高层到低层呈现逐渐升高的趋势，并且在大棚内从棚顶至地面平均每降0.5 m温度上升0.8℃~1.1℃，然而棚内各层的湿度几乎保持一致没有太大的变化。
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user: 摘要 目的：研究白毛乌蔹莓(Cayratia albifolia C. L. Li)乙醇提取物不同萃取部位抗氧化活性。方法：以VC为阳性对照，选取清除1，1-diphenyl-2-picrylhydrazyl (DPPH)自由基清除能力为抗氧化指标，探究白毛乌蔹莓乙醇提取物不同萃取部位抗氧化活性。结果：正丁醇层、乙酸乙酯层、二氯甲烷层、石油醚层DPPH清除能力分别为2.76、0.48、16.99、3.03 (mg/g) VC当量。结论：白毛乌蔹莓乙醇提取物二氯甲烷层的抗氧化能力最强，其次是石油醚层，正丁醇层，乙酸乙酯层活性最弱。
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user: 1. 引言 白毛乌蔹莓(Cayratia albifolia C. L. Li)隶属于葡萄科(Vitaceae)乌蔹莓属(CayratiaJuss)，该属约45种，广泛分布于亚洲、非洲及大洋洲等世界各地，在中国约有13种，主要分布在江西、浙江、福建、湖北、湖南、广东、广西、四川、贵州、云南等地区，生于海拔300~2000米的山谷林中或山坡岩石上 [ 1 ]。在《唐本草》、《本草纲目》和《草木便方》等古代医籍中都有记载，其主要作用是清热解毒，活血散瘀，利尿的功效 [ 2 ]。 乌蔹莓属植物在民间多被用于咽喉肿痛、痢疾、痈肿、跌打肿痛、毒蛇咬伤等证的治疗，也常被用于治疗风湿性疾病、泌尿系统感染、口腔疱疹等疾病 [ 2 ]。现代药理研究显示，乌蔹莓属植物具有镇痛 [ 3 ] [ 4 ]、抗菌、抗炎、抗病毒和抗肿瘤活性，其醇提物还表现出较好抗氧护活性 [ 5 ]。侗族是我国人口数第11位的少数民族，聚集在湘黔桂毗邻地区，白毛乌蔹莓(侗语发音“教美姑”，“教眉库”)在湖南湘西北侗族聚居区被用于治疗类风湿性关节炎，疗效确切 [ 6 ]。相对于其他种乌蔹莓，目前尚未有白毛乌蔹莓化学成分与活性研究的相关报道 [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ]。自由基是机体多种疾病的发生和发展重要参与者，是心血管疾病、癌变、糖尿病、神经病变等多种疾病诱发因素之一，因此研究药物清除自由基能力和抗氧化能力是新药研究最基础的活性筛选途径 [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]。而且近年来因天然来源的抗氧化剂因毒副作用比合成氧化剂小而受到更多关注 [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]。为较好的保护和开发白毛乌蔹莓，充分挖掘其药用价值，本研究以白毛乌蔹莓乙醇浸膏为研究对象，分别采用石油醚，二氯甲烷，乙酸乙酯，正丁醇进行极性分段，并针对四种不同极性萃取物进行了DPPH自由基清除能力的抗氧化活性研究，为白毛乌蔹莓进一步的开发和利用提供实验和理论基础。
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user: 2. 仪器与材料 白毛乌蔹莓(采购于湖南怀化通道县，湖南中医药大学药学院王智鉴定为白毛乌蔹莓，收藏于湖南省侗药重点实验室)；VC标准品、DPPH标准品(上海如吉生物科技发展有限公司)；甲醇、乙酸乙酯、石油醚、正丁醇、二氯甲烷(分析纯，国药集团化学试剂有限公司)，水为蒸馏水；紫外分光光度计(岛津UV1800)。
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user: 3. 实验方法 3.1. 白毛乌蔹莓不同萃取部位和供试样品的制备 白毛乌蔹莓干燥地上部分(1500 g)，粉碎成粗粉，75%的乙醇渗漉提取。滤液减压浓缩(60℃)，得干燥浸膏460 g。取235 g干燥浸膏分散于700 mL水中，依次用石油醚，二氯甲烷，乙酸乙酯，正丁醇萃取。各萃取液减压浓缩，干燥分别得：石油醚层浸膏(12.86 g)，二氯甲烷层浸膏(12.04 g)，乙酸乙酯层浸膏(4.57 g)，正丁醇层浸膏(25.85 g)。分别精密称量各提取部位样品于容量瓶中，用甲醇溶解定容，制备成如下被试样品溶液：0.90 mg/mL正丁醇层样品溶液，0.45 mg/mL乙酸乙酯层样品溶液，0.20 mg/mL二氯甲烷层样品溶液，1.6 mg/mL石油醚层样品溶液。 3.2. DPPH自由基清除力的测定 3.2.1. 标准溶液的配制 VC溶液的配制：精密称量0.0025 g VC标准品于50 mL容量瓶中，加水定容，得浓度为5.0 μg/mL VC样品溶液。 DPPH自由基溶液的制备：称取DPPH 0.0202 g，用少量甲醇溶解后定容至50 mL，作为储备液。精密移取上述储备液5.0 mL至50 mL量瓶中，定容得浓度为40.4 μg/mL DPPH自由基溶液，备用。 3.2.2. 标准曲线的绘制 用移液管分别移取0.20、0.30、0.40、0.50、0.60 mL VC样品溶液于5 mL容量瓶中，加水补齐至1 mL后，用40.4 μg/mL DPPH溶液定容，摇匀，放置10 min后，用紫外分光光度计，于515 nm波长处测吸光度，得A 1 。 用移液管分别移取0.20、0.30、0.40、0.50、0.60 mL VC样品溶液于5 mL容量瓶中，加水补齐至1 mL后，用甲醇定容，摇匀，放置10 min后，用紫外分光光度计，于515 nm波长处测吸光度，得A 2 。 精密移取1 mL水于5 mL容量瓶中，用40.4 μg/mL DPPH溶液定容，摇匀，放置10 min后，用紫外 分光光度计，于515 nm波长处测其吸光度，得A 0 。DPPH自由基清除率(%) = [ 1 − A 1 − A 2 A 0 ] × 100 % ，以 VC摩尔浓度为自变量、DPPH自由基清除率为因变量绘制标准曲线并计算回归方程。 3.2.3. 被试样品DPPH自由基清除率测定 1) 各萃取层反应时间的优化分别取0.20 mL上述各萃取层被试样品溶液于5 mL容量瓶中，加入4.0 mL DPPH溶液，甲醇定容。定容后开始测各层样品反应液的吸光度值，以10 min为间隔，测至反应溶液吸光度值不再剧烈变化(且其后一个小时内吸光度RSD值小于3.00%)。 2) 各溶剂层DPPH自由基清除率测定计算白毛乌蔹莓乙醇提取物各萃取层提取物DPPH自由基清除力的VC当量。由于各层样品清除自由基能力不同，故不同层的样品测浓度清除率曲线时，所用的浓度梯度各不相同，即样品取样量不同。 正丁醇层：取样量为0.20、0.40、0.60、0.80、1.00 mL。用1 mL移液管，分别移取0.20、0.40、0.60、0.80、1.00 mL样品溶液于5 mL容量瓶中，用甲醇补齐至1 mL后，用40.4 μg/mL DPPH溶液定容，摇匀，放置80 min后，用紫外分光光度计，于515 nm波长处测其吸光度，得A 1 。用1 mL移液管，分别移取0.20、0.40、0.60、0.80、1.00 mL样品溶液于5 mL容量瓶中，用用甲醇(AR)定容，摇匀，放置10 min后，用紫外分光光度计，于515 nm波长处测其吸光度，得A 2 。用1 mL移液管，精密移取1 mL甲醇于5 mL容量瓶中，用40.4 μg/mL DPPH溶液定容，摇匀，放置10 min后，用紫外分光光度计，于515 nm波长处测其吸光度，得A 0 。计算DPPH 自由基清除率。 乙酸乙酯层(取样量为0.20、0.30、0.40、0.50、0.60、1.00 mL)，二氯甲烷层(取样量为0.30、0.40、0.50、0.60、0.70 mL)，石油醚层(0.10、0.20、0.30、0.40、0.50 mL)抗氧化活性测定方法同正丁醇层。 3) 各萃取层标准曲线的绘制。以白毛乌蔹莓乙醇提取物各溶剂层提取物摩尔浓度为自变量，DPPH自由基清除率为因变量绘制标准曲线并计算回归方程。
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user: 4. 实验结果 4.1. VC抗氧化清除曲线的测定 结果见表1。以浓度为横坐标，清除率为纵坐标，VC清除率浓度曲线见图1。由上述所测数据可得VC的IC 50 (即50%清除率时的浓度)为：0.32 μg/mL。 Table 1 VCclearance rat 序号 VC浓度(μg/mL) A 1 A 2 A 0 清除率(%) 1 0.20 0.5044 0.0238 0.7206 33.31 2 0.30 0.3975 0.0229 48.02 3 0.40 0.3013 0.0230 61.38 4 0.50 0.1905 0.0231 76.77 5 0.60 0.0864 0.023 91.20 表1. VC清除率 图1. VC清除率/浓度标准曲线图 4.2. DPPH法对不同萃取层样品抗氧化活性的测定 4.2.1. 各萃取层样品反应时间测定 结果表明，不同极性萃取部位的反应时间均不相同，正丁醇层样品反应进行到80 min后，样品溶液的吸光度值基本不变化，其后一个小时吸光度RSD值为2.70%，故确定正丁醇层反应时间为80 min。乙酸乙酯层样品反应进行到150 min后，样品溶液的吸光度值基本不变化，其后一个小时吸光度RSD值为2.97%，故确定乙酸乙酯层反应时间为150 min。二氯甲烷层样品和石油醚层样品分别反应到90 min和110 min后，样品溶液的吸光度值基本不变化，其后一个小时吸光度RSD值分别为1.72%与1.72%，故确定二氯甲烷层和石油醚层样品反应时间分别为90 min和110 min。 4.2.2. 各萃取层清除率曲线测定 各萃取层不同浓度下对DPPH自由基清除率结果见表2，根据表中结果分别计算正丁醇层、乙酸乙酯层、二氯甲烷层和石油醚层的回归方程及IC 50 值。 Table 2 Solvent layers clearance rat 样品 序号 浓度(μg/mL) A 1 A 2 A 0 清除率(%) 正丁醇层 1 0.036 0.5440 0.0244 0.6539 20.54 2 0.072 0.4579 0.0257 33.90 3 0.108 0.3672 0.0257 47.77 4 0.144 0.2761 0.0258 61.72 5 0.180 0.1966 0.0263 73.96 乙酸乙酯层 1 0.018 0.5855 0.0216 0.7324 23.01 2 0.027 0.5422 0.0225 29.04 3 0.036 0.4963 0.0230 35.38 4 0.045 0.4572 0.0237 40.81 5 0.054 0.4204 0.0286 46.50 6 0.090 0.2520 0.0318 69.93 二氯甲烷层 1 0.012 0.4472 0.0247 0.6874 38.54 2 0.016 0.3994 0.0251 45.55 3 0.020 0.3486 0.0250 52.92 4 0.024 0.3050 0.0249 59.25 5 0.028 0.2585 0.0256 66.12 石油醚层 1 0.032 0.5776 0.0252 0.7037 21.50 2 0.064 0.4845 0.0265 34.92 3 0.096 0.3978 0.0270 47.31 4 0.128 0.3161 0.0282 59.09 5 0.160 0.2330 0.0292 71.04 表2. 各萃取层清除率 4.2.3. 各萃取层IC 50 IC 50 是指清除率达到50%时样品的质量浓度，通过不同浓度样品的清除率可以绘制出清除率的标准曲线，求出回归方程，并计算得到IC 50 。正丁醇层回归方程为(见图2)：Y = 3.7406x + 0.0718 (R 2 = 0.9995)，IC 50 值为0.11 mg/mL；乙酸乙酯层回归方程为(见图3)：Y = 6.4906x + 0.1157 (R 2 = 0.9998)，IC 50 值为0.66 mg/mL；二氯甲烷层回归方程为(见图4)：Y = 17.215x + 0.1805 (R 2 = 0.9995)，IC 50 值为0.02 mg/mL。石油醚层样品回归方程为(见图5) Y = 3.8516x + 0.098 (R 2 = 0.9993)，IC 50 值为0.10 mg/mL。 图2. 正丁醇层清除率/浓度曲线图 图3. 乙酸乙酯层清除率/浓度曲线图 图4. 二氯甲烷层清除率/浓度曲线图 图5. 石油醚层清除率/浓度曲线图 4.2.4. 不同萃取部位的VC当量 过不同萃取部位的DPPH清除率(IC 50 )与VC的相对比，得到不同萃取部位的DPPH清除率的VC当量，可以比较直接的分析其抗氧化活性强弱。具体结果见表3。 Table 3 VC equivalent of DPPH clearance rates in different solvent layer 样品 IC 50 VC当量(mg/g) VC标准品 0.32 μg/mL 1000 正丁醇层 0.11 mg/mL 2.76 乙酸乙酯层 0.66 mg/mL 0.48 二氯甲烷层 0.02 mg/mL 16.99 石油醚层 0.10 mg/mL 3.03 表3. 不同萃取层DPPH清除率的VC当量 实验结果表明，二氯甲烷层、石油醚层、正丁醇、乙酸乙酯层的VC当量分别是16.99、3.03、2.76、0.48。二氯甲烷萃取部位浸膏的抗氧化性最强，其次是石油醚层，正丁醇层，乙酸乙酯层。
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user: 5. 小结与讨论 体内过量的自由基是慢性病和健康衰老的根本原因，如动脉硬化、心脑血管疾病、糖尿病、风湿骨病、关节炎等，都被证实与自由基有关。侗族使用白乌蔹莓治疗关节炎具有确切的疗效。目前很多侗药的研究还处于起步阶段，其药效物质基础和作用机制尚不明确。本文针对白毛乌蔹莓的乙醇提取物，分离得到正丁醇、乙酸乙酯、二氯甲烷、石油醚四个萃取层，基于抗氧化活性导向，以DPPH自由基清除率为指标，测定了四个不同极性萃取部位的抗氧化活性。研究结果表明，二氯甲烷萃取部位浸膏的抗氧化性最强，其次是石油醚层，正丁醇层，乙酸乙酯层。其中二氯甲烷层、石油醚层和正丁醇层的VC当量分别是16.99、3.03、2.76，表明白毛乌蔹莓的二氯甲烷层、石油醚层和正丁醇层提取物具有较好的抗氧化活性，值得后期进一步深入研究，明确其抗氧化功效物质基础。在基础研究上结合治疗关节炎活性实验，为深入研究白毛乌蔹莓抗关节炎物质基础明和作用机制提供实验和理论基础。
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user: 摘要 目的：通过Review Manager 5.3软件系统分析中药经方四君子汤对于五种小鼠肠道主要菌群作用，以确定其影响菌群种类并推测造成小鼠肠道紊乱的相关菌群。方法：通过检索各大数据库：中国知网、万方数据、维普中文网、中国生物医学文献服务系统、全国报刊、中国引文数据库，以四君子汤为变量：实验组四君子汤灌胃，对照组蒸馏水灌胃的小鼠实验，检索时间截止至2020年6月，共记提取有效纳入文献12篇，依据改良Jadad评分方法对纳入文献进行系统评价，后使用Review Manager 5.3软件对五种菌群进行Meta分析：共计实验对象1094例。Meta分析结果：1) 双歧杆菌：SMD = 2.72，95% CI [1.20， 4.23]，P = 0.0004；2) 乳酸杆菌：SMD = 2.51，95% CI [1.11， 3.91]，P = 0.0004；3) 肠杆菌：SMD = −0.47，95% CI [−1.26， 0.32]，P = 0.24；4) 肠球菌：SMD = −1.32，95% CI [−2.25， −0.38]，P = 0.006；5) 拟杆菌：SMD = −0.30，95% CI [−1.95， 1.35]，P = 0.72。结论：四君子汤有效成分对于双歧杆菌、乳酸杆菌、肠球菌三大主要菌种有影响，明显作用于益生菌：有助于双歧杆菌和乳酸杆菌的增多，提升肠道菌群多样性，营造良好肠道环境，对调节肠道紊乱以及治愈炎症性肠病具有一定积极作用。
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user: 1. 引言 现代科学研究显示，人体内存在有种类丰富、数量庞大的肠道菌群，如拟杆菌属、双歧杆菌属等 [ 1 ]，而肠道菌群紊乱会引起包括糖尿病、肥胖等多种疾病的发生。近年，中医药再次引起大范围关注，中医药调节肠道菌群也得到广泛应用 [ 1 ]，其中治疗脾虚之症的经方四君子汤在现代医药广泛研究中，既承袭其传统的调节胃肠功能的作用，也赋予其保护肝脏、改善微循环、促进代谢、抗血小板聚集、抗应激反应、抗肿瘤等疗效 [ 2 ]。四君子汤由人参、白术、茯苓、甘草组成，功效健脾养胃、益气补中，是治疗脾虚证的经典代表方剂 [ 3 ]。调和、补益脾胃功效在肠道菌群调节中具有的显著作用及与益生菌等联合使用具有的良好的协同作用 [ 4 ]。本研究就探讨四君子汤对小鼠特定菌群影响，进行随机对照试验系统性评价，并综合近年相应实验数据进行Meta分析，以期为四君子汤调节小鼠肠道菌群后期更广泛实验开展提供参考、为炎症性肠病(IBD)临床治疗提供新思想、新方向。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 资料 自中国知网(CNKI)、万方数据(Wanfang Data)、维普中文网(VEEP Chinese)、中国生物医学文献服务系统(China Biomedical Documentation Service System)全国报刊(National Newspaper)、中国引文数据库(China Citation Database)等数据库，检索主题为“四君子汤对小鼠肠道菌群影响”，关键词为“小鼠”“肠道菌群”“四君子汤”的文献，参考文献中的英文文献由Google scholar和Sci-引文索引检索补充。检索年限均从1989年到2020年。 2.2. 文献检索 2.2.1. 纳入标准 ① 基于正常成年小鼠展开的研究；② 横断面研究；③ 四君子汤和小鼠肠道菌群相关性的实验；④设置实验组和对照组并且提供各组水平均值以及标准差。 2.2.2. 排除标准 ① 以不健康或不合标准小鼠进行实验的研究；② 非横断面研究；③ 综述、报告类研究，或者未完整发表的研究；④ 重复发表、重复收录或者资料雷同的研究；⑤ 研究数据不完整、无法通过计算得到所需的数据的研究；⑥ 因单位不同而不能统一换算数据的研究。 2.3. 质量评估 纳入文献的方法学质量评价依据Cochrane系统评价员手册5.1.2版推荐的质量评价标准对文献质量进行评价。评价内容包括：随机分配情况、分配隐藏情况、盲法、数据完整程度、是否选择性报告结果、有无其他偏倚等方面。根据改良Jadad评分方法 [ 4 ] 对纳入文献进行质量评估：1~3分为低质量文献，4~7分为高质量文献。文献质量评估全程由两人进行，其中一人进行监督、核实，若遇分歧、一人难以判定的情况下则再次进行评定、讨论后得出结论。 2.4. 统计方法 利用Cochran协作网提供的Review Manager 5.3软件包进行Meta分析，计数资料采用相对危险度(relative risk， RR)表示，计量资料采用标准化均数差(STD mean difference， SMD)表示效应量，两者皆以95%的置信区间(Confidence Interval， CI)表示。同时对所纳入的研究进行异质性分析，若各研究间异质性检验结果P > 0.1或者I 2 ≤ 40%时，采用固定效应模型(FE)进行Meta分析；若各研究间异质性检验结果P ≤ 0.1或者I 2 > 40%则采用随机效应模型(RE)进行分析。利用Review Manager 5.3软件包合并实验组和对照组的数据均值及标准差，绘制Meta分析森林图、漏斗图，采用单因素方差分析来比较多组间资料。同时对纳入研究文献进行偏倚风险评价，获得偏倚风险百分图(Risk of bias graph)和偏倚风险总结图(Risk of bias summary)。并视纳入研究数据情况，采用敏感性分析来评价Meta分析结果的稳定性和可靠性。
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user: 3. 结果 3.1. 文献检索结果 参考纳入和排除标准，根据课题标准初步检索文献208篇，通过仔细阅读主题和简介部分进行筛选剔除不符合课题文献72篇，进一步浏览内容后摒弃雷同文献122篇，舍弃实验数据计量标准不同文献2篇后，共纳入12篇，见图1。 图1. 文献检索图 3.2. 基础纳入文献分析 依次浏览纳入文献 [ 5 ] - [ 16 ]，记录相关信息：实验对象、小鼠来源、样本量(T/C)、中药治疗组、自然恢复对照以及结果指标并做记录，并作表1如下。 Table 1 Basic inclusion of documentation informatio 研究 实验对象 小鼠来源 样本量 (T/C) 中药治疗组(四君子汤或四君子汤加味联合) 自然恢复对照组 结果指标 唐华羽2016 [ 5 ] 小鼠 昆明种小鼠 25/25 四君子汤多糖溶液灌胃 等量蒸馏水灌胃 1、2、3、5 吴秀2014 [ 6 ] 小鼠 BALB/c小鼠 6/6 四君子汤多糖溶液灌胃 等量蒸馏水灌胃 1、2、3、5 鞠宝玲2008 [ 7 ] 小鼠 BALB/c小鼠 8/8 四君子汤灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4 胡晓丽2010 [ 8 ] 小鼠 昆明种小鼠 6/6 纳米级四君子汤灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4 张燕2009 [ 9 ] 小鼠 昆明种小鼠 12/12 加味四君子汤灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4、5 鞠宝玲2007 [ 10 ] 小鼠 昆明种小鼠 12/12 四君子汤灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4 鞠宝玲2003 [ 11 ] 小鼠 昆明种小鼠 12/12 四君子汤灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4 刘君星2006 [ 12 ] 小鼠 昆明种小鼠 6/6 四君子汤水煎剂灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4 鞠宝玲2012 [ 13 ] 小鼠 BALB/c小鼠 8/8 四君子汤灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4 严梅桢1989 [ 14 ] 小鼠 昆明种小鼠 检验组决定 四君子汤灌胃 + 大黄灌胃 水 + 大黄灌胃 1、2、3、4 杨春佳2006 [ 15 ] 小鼠 昆明种小鼠 12/12 四君子汤灌胃 等量生理盐水灌胃 1、2、3、4 李秀亮2001 [ 16 ] 小鼠 昆明种小鼠 10/10 益元止泻颗粒灌胃 自来水灌胃 1、2、3、4、5 表1. 基础纳入文献信息表 图表中信息：1、双歧杆菌指标；2、乳酸杆菌指标；3、肠杆菌指标；4、肠球菌指标；5、拟杆菌(类杆菌)指标。 3.3. 纳入文献质量分析 依次浏览纳入文献 [ 5 ] - [ 16 ]，记录相关信息：随机分配情况、分配隐藏情况、盲法使用情况、数据完整情况、是否进行选择性报告结果以及出现的其他偏倚情况，根据修改后的Jadad评分方法对研究纳入的文献进行质量评价 [ 4 ]，并作表2如下。 Table 2 Methodological quality assessment form of literature include 纳入研究 随机分配 分配隐藏 盲法 数据是否完整 选择性报告结果 其他偏移 Jadad评分 唐华羽2016 [ 5 ] 不清楚 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 吴秀2014 [ 6 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 鞠宝玲2008 [ 7 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 胡晓丽2010 [ 8 ] 随机分组 不清楚 未提 完整 未提 不清楚 2 张燕2009 [ 9 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 鞠宝玲2007 [ 10 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 鞠宝玲2003 [ 11 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 刘君星2006 [ 12 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 鞠宝玲2012 [ 13 ] 随机分组 不清楚 未提 完整 未提 不清楚 2 严梅桢1989 [ 14 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 杨春佳2006 [ 15 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 李秀亮2001 [ 16 ] 随机分组 未提 未提 完整 未提 不清楚 1 表2. 纳入文献方法质量学评估表 3.4. 纳入文献风险偏倚分析 根据修改后的Jadad评分方法对研究纳入的文献进行质量评价。其中1~3分视为低质量，4~7分视为高质量 [ 4 ]，本研究纳入文献均为低质量文献，见表2，且总体纳入研究数量偏少，尤其针对拟杆菌分析时只纳入了5项研究共记128例实验对象，具有严重局限性，不排除较大实验误差以及发表偏倚产生。根据偏倚风险百分图和偏倚风险总结图，见图2，不难看出，六项偏倚中，选择偏倚和随访偏倚呈现低风险；报告偏倚和其他偏倚不确定因素较多；实施偏倚、测量偏倚、报告偏倚因文献未提及相关信息故呈现高风险。经过研究小组讨论认为本次研究的偏倚情况并不对研究结果和分析结果造成严重影响，引起实验本质误差或者严重失误，且对此次偏倚结果的出现分析如下：① 相关研究均无法就小鼠实验进行盲法使用的情况阐述，故总体情况呈现盲法使用情况缺乏，无法准确判定偏倚；② 纳入研究均对实验得到的数据情况、所得结论等进行系统阐述，未提及结论、数据是否完整；③ 研究所得数据均采用统一计数方式评定各相关菌属水平，未曾隐藏个别数据，故不会对本次研究结果产生过于严重的影响。
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user: 4. Meta分析结果 为探究四君子汤对于特定菌群水平影响，本研究通过查阅已有文献数据，见表1，从双歧杆菌、乳酸杆菌、肠杆菌、肠球菌、拟杆菌(类杆菌)五种菌群切入分析了此汤方对于菌群水平的影响 [ 5 ] - [ 16 ]，具体Meta数据分析如下： 4.1. 双歧杆菌 为评价四君子汤对双歧杆菌的影响，纳入12项研究 [ 5 ] - [ 16 ] 共257例，实验组129例，对照组128例，见图3。根据异质性检验P < 0.00001，乳酸杆菌差异检验的I 2 值为94%，说明研究之间存在异质性，故采用随机效应模型分析。结果表明，实验组服用四君子汤后双歧杆菌水平高于对照组(SMD = 2.72， 95% CI [1.20， 4.23]， P = 0.0004)，两组间差异有统计学意义。四君子汤灌胃实验组和蒸馏水灌胃对照组双歧杆菌水平具有明显差异，故判断四君子汤对双歧杆菌产生影响。 图2. 文献风险偏倚 图3. 双歧杆菌Meta分析森林图 4.2. 乳酸杆菌 为评价四君子汤对乳酸杆菌的影响，纳入12项研究 [ 5 ] - [ 16 ] 共258例，其中实验组129例，对照组129例，见图4。根据异质性检验P < 0.00001，乳酸杆菌差异检验的I 2 值为93%，说明研究之间存在异质性，故采用随机效应模型分析。结果表明，实验组服用四君子汤后乳酸菌水平高于对照组(SMD = 2.51， 95% CI [1.11， 3.91]， P = 0.0004)，两组比较差异有统计学意义。四君子汤灌胃实验组和蒸馏水灌胃对照组乳酸杆菌水平具有明显差异，故判断四君子汤对乳酸杆菌产生影响。 图4. 乳酸杆菌森林图 4.3. 肠杆菌 为评价四君子汤对肠杆菌的影响，纳入12项研究 [ 5 ] - [ 16 ] 共254例，其中实验组129例，对照组125例，见图5。根据异质性检验P < 0.00001，肠杆菌差异检验的I 2 值为86%，说明研究之间存在异质性，故采用随机效应模型分析。结果表明，实验组服用四君子汤后肠道细菌水平低于对照组(SMD = −0.47， 95% CI [−1.26， 0.32]， P = 0.24)。两组间差异不具有统计学意义。 图5. 肠杆菌森林图 4.4. 肠球菌 为了评价四君子汤对肠球菌的影响，纳入10项研究 [ 7 ] - [ 16 ] 共191例，实验组为98例，对照组为93例，见图6。根据异质性检验P < 0.00001，肠球菌差异检验的I 2 值为85%，说明研究之间存在异质性，故采用随机效应模型分析。结果表明，实验组服用四君子汤后肠球菌水平低于对照组(SMD = −1.32， 95% CI [−2.25， −0.38]， P = 0.006)，两组比较差异有统计学意义。四君子汤灌胃实验组和蒸馏水灌胃对照组肠球菌水平具有明显差异，故判断四君子汤对肠球菌产生影响。 图6. 肠球菌森林图 4.5. 拟杆菌(类杆菌) 为了评价四君子汤对拟杆菌门(Bacteroidetes)的影响，纳入5项研究 [ 5 ] [ 6 ] [ 9 ] [ 14 ] [ 16 ] 共128例，实验组65例，对照组63例，见图7。根据异质性检验P < 0.00001，拟杆菌门差异检验的I 2 值为93%，说明研究之间存在异质性，故采用随机效应模型分析。结果表明，实验组拟杆菌门水平低于对照组(SMD = −0.30， 95% CI [−1.95， 1.35]， P = 0.72)，两组比较差异不具有统计学意义。 图7. 拟杆菌森林图 4.6. 发表偏倚 漏斗图对于发表偏倚的判断结果稳定性取决于纳入研究数量，当纳入文献数量较少时，其结果往往不太稳定，见图8。对于双歧杆菌的偏倚程度分析可见明显不对称且集中于漏斗图上部，提示纳入的12篇文献存在一定程度的发表偏倚。 4.7. 敏感性分析 改变文献纳入标准，对异质性为93%的双歧杆菌Meta分析数据进行敏感性分析，通过对于12项纳入文献 [ 5 ] - [ 16 ] 的逐一排查，发现唐华羽2016 [ 5 ] 实验数据对Meta分析结果影响较大，产生较大偏倚，故予以删除。删除后的Meta分析结果为：(SMD = 3.04， 95% CI [1.84， 4.23]， P < 0.00001)，异质性I 2 较前者减少至87%，见图9。对其产生的较大异质性进行分析：不明确是否随机分组，故存在较大实验误差。 图8. 双歧杆菌Meta分析漏斗图 图9. 双歧杆菌敏感性分析
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user: 5. 讨论 据研究估计人体肠道菌群数量是人体细胞总数的10倍之多，肠道微生物是人体最复杂的微生态系统 [ 17 ] [ 18 ]，肠道菌群失调会引起心脑血管疾病、肥胖、肠易激综合症、糖尿病、炎症性肠病、营养不良、肝硬化、慢性肾病、过敏性湿疹、胃肠道癌症、艾滋病、自身免疫性疾病以及精神性疾病等 [ 19 ]，而中医基本理论与现代肠道菌群研究结果有较多契合点，适宜广泛应用于肠道菌群紊乱的治疗上。 四君子汤调节肠道菌群有效性表现在三个方面：作用机制、与中医理论契合和较西药的优越性。四君子汤多糖作用于肠道菌群可概括为肠道微生物群和草药之间的相互作用机制，归因于可吸收活性小分子和肠道微生物群及其分泌物的改变 [ 20 ] [ 21 ] [ 22 ]。同时四君子汤作为中药经方，出自宋代《太平惠民和剂局方》，为著名的补气健脾方，临床用于脾胃气虚，胃纳不佳，食少便溏 [ 3 ]。肠道菌群与中医理论中“脾”的生理功能密切相关，其互为因果 [ 1 ]。其调节肠道菌群作用更优，有效正影响肠道优势菌群，提升肠道菌群多样性 [ 23 ] - [ 28 ]，进而提升个体免疫、消化、抗病能力。且中医药调节肠道菌群较抗生素类药物有明显优势。现代抗生素的应用尤其是长期广谱抗生素的应用，会引起肠道微生态失调，进而形成并积累耐药菌 [ 17 ] [ 18 ]。通过四君子汤作用于肠道，参与人体的消化、营养吸收、能量供应、脂肪代谢、免疫调节、抗病等诸多方面 [ 17 ] [ 19 ] [ 23 ] [ 29 ] [ 30 ]，对个体进行维稳调节的中医治疗方式已广泛应用于现代医学，适宜予以推广并广泛应用于临床。 本研究共纳入12篇文献，进行Meta分析，四君子汤有效成分对于双歧杆菌、乳酸杆菌、肠球菌均具有较显著影响。四君子汤能够辅助构建微生物环境，维持肠道稳定。期待上述结果能够有更合理实验设计、大样本、多中心的随机双盲对照试验研究，对于分配隐藏、选择性报道、评分相对更高的文献进行集中分析，以期为四君子汤对小鼠肠道菌群影响研究提供更加可靠的数据基础和实验依据。 本研究尚存在的问题：① 纳入文献方法学质量偏低，用改良Jadad量表 [ 4 ] 评分显示，均为低质量文献，且多数对于分配隐藏、选择性报道以及盲法未明显提及。故根据这些方面不能排除选择性偏倚、报告偏倚；② 以双歧杆菌菌群为代表的漏斗图显示，图形不对称，集中分布与图形上方，提示存在发表偏倚。且对拟杆菌只进行了5篇文献数据分析，不排除发表偏倚的可能性。
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user: 6. 展望 炎症性肠病(Inflammatory Bowel Disease， IBD)包括溃疡性结肠炎(Ulcerative Colitis， UC)和克罗恩病(Crohn’s Disease， CD)，是一种受免疫、感染、环境、遗传等多方面因素影响的慢性复发性非特异性肠道炎性疾病 [ 31 ] [ 32 ] [ 33 ] [ 34 ]，UC病变部位连续分布于结肠粘膜以及粘膜下层，CD发病位置分散于从口腔到肛门的肠胃道的各部分。IBD临床症状主要为腹痛、发烧、血便、肠梗阻、腹泻等且与发病位置相关 [ 31 ] [ 32 ] [ 33 ] [ 34 ]。据估计，截止2020年5月，IBD在英国患病人数达25万人，而美国患病人数则多达120万人，近年在发展中国家患病人数逐渐上升，更有最新数据显示，我国的IBD发病率居亚洲首位，且呈逐年上升态势 [ 34 ]。 基于四君子汤对于肠道菌群的特殊作用，联想到其具有缓解炎症性肠病(IBD)的可能性。目前，国内外治疗IBD的主要药物为糖皮质激素、氨基水杨酸、益生菌和免疫抑制剂等，但服用后多发生不良反应，且多数患者长期服用后可能导致肠胃疾病加重 [ 33 ]。多个研究证明，IBD病症的发生发展和肠道菌群具有一定联系：IBD患者肠道菌群多样性下降，病症发生发展时引起肠道菌群稳态失衡 [ 35 ] [ 36 ] [ 37 ] [ 38 ]。根据已有研究显示的肠道菌群自身作用机制和免疫屏障的维稳调节作用，联系本研究结果：四君子汤可能具有调节肠道菌群、增加肠道菌群多样性的功效，故推测四君子汤对IBD的诱导和缓解可能发挥一定作用，以期为临床治疗IBD提供新的、待为考究的思路和方向。
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user: 摘要 综合运用薄片观察、测录井数据以及试油试采数据，明确了鄂尔多斯盆地北部大牛地气田上古生界石炭系太2段优质储层的控制因素。利用测井数据反演实现不同岩相和成岩相的平面分布的预测，同时结合产能特征，明确了相对优质储层的分布规律。研究表明：大牛地气田上古生界石炭系太2段优质储层整体受控于相对粗粒岩相和优势成岩相的分布，呈现“岩相控制优质储层分带性”和“成岩相主导区带内优质储层再分布”的特点。粗粒岩相是致密储层中相对高产的标志，高产气层整体受控于粗粒岩相(厚度>7 m)，而低产气层整体受控于中粒岩相(厚度>12 m)的分布。在中粒岩相控制区，溶解成岩相进一步控制气层的分布。
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user: 1. 引言 致密砂岩中优质储层的形成主要受控于沉积作用、成岩作用和构造作用，而这三种作用之间同时又相互影响。所以对致密砂岩而言，其优质储层形成过程的控制因素、控制因素的作用方式和不同因素间的相互作用是需要考虑的方面。沉积作用对优质储层的影响的特征参数有微相和粒度等，如辫状河河道等高能复合水道是优质储层形成的主要沉积微相 [ 1 ]，而在小尺度方面主要表现在粒度(粗粒碎屑含量高)和成分(石英颗粒含量高) [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ]；成岩特征如溶蚀成岩相和高岭石胶结成岩相等是优质储层的重要表现 [ 5 ]；构造作用如晚期构造抬升产生的裂缝对川西丰谷构造须四段储层物性的显著提升 [ 6 ]。对致密砂岩优质储层分布规律的预测主要体现在两个方面。首先是定性刻画：对无法定量表征的影响因素，通过明确其发育位置和方向指出优质储层的有利发育区带；如提供溶蚀物质的浊沸石胶结物的范围内靠近酸源凹陷、垂向上有通源断裂的主扇体的水下分流河道 [ 7 ] [ 8 ]。其次是定量描述：如利用沉积微相、成岩相 [ 9 ] [ 10 ] 平面分布图的相叠合，或利用地震属性识别高孔和高含气性储层的分布 [ 11 ]。 对于大牛地气田，其属于宽缓背斜的构造背景，整体属于弱构造发育区。弱构造发育区发育的致密砂岩储层整体上受断层等构造影响较弱，这是和其他类型如四川盆地上三叠统、松辽盆地侏罗系和准南侏罗系致密砂岩储层发育区最大的不同。剔除构造作用对储层的影响，沉积和成岩作用对储层的影响方式以及两者间的相互影响是揭示优质储层分布规律的关键。现阶段研究多集中于岩相对优质储层的控制作用 [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]，而对成岩相的考虑尚有不足。 成岩相的平面分布是揭示储层宏观发育规律的重要方面。针对测井成岩相的研究多根据薄片刻度测井来实现 [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ]，但进展缓慢。关于碎屑岩成岩相的研究现状，前人已有较为全面的论述 [ 19 ]。其中测井曲线因数据密集、跟踪储层变化性能良好而被广泛应用。本文基于这一点，对储层成岩相分类识别的基础上，充分利用测井数据，明确了大牛地气田致密砂岩中优质储层的分布规律。
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user: 2. 区域地质概况 大牛地气田位于鄂尔多斯盆地北部伊陕斜坡东段，为一平缓的西倾单斜构造。气源岩主要为石炭系和二叠系厚层泥岩及煤层，储集层段主要为二叠系下石盒子组(P 1 x)、二叠系山西组(P 1 s)和石炭系太原组(C 3 t)，盖层主要为区域性分布的石炭系和二叠系泥岩，在垂向上构成自生自储型及近源型天然气藏 [ 20 ]。其沉积环境为海相、海陆过渡相到陆相沉积 [ 21 ]；储层岩石类型总体表现为长石含量较低，石英含量较高。其中太原组岩石类型主要为石英砂岩和岩屑石英砂岩，山西组和下石盒子组岩石类型类似以岩屑砂岩和岩屑石英砂岩为主 [ 22 ]。 图1. 大牛地气田构造位置(据文献 [ 23 ]，有修改) 鄂尔多斯盆地基底为太古界(Ar)及下元古界变质岩。其上发育地层有中元古界长城系(Pt 2 ch)，蓟县系(Pt 2 jx)，上元古界震旦系(Pt 2 z)地层以及古生界、中新生界地层。古生界地层缺失志留系(S)、泥盆系(D)及下石炭统(C 1 )。中生界地层缺失上侏罗统(J 3 )和上白垩统(K 2 )。新生界地层缺失古新统(E 2 )、始新统(E 3 )和中新统(N 2 )。大牛地上石炭统太原组可分为两个段：太1段(C 3 t 1 )和太2段(C 3 t 2 )。两者厚度为12~118 m。两者间接触关系被认为是沉积间断，并被解释为层序界面 [ 24 ]。上覆含砾砂岩、及粗–中粒石英砂岩厚度可达34 m。其被解释为东北–南西方向的线性的、低位体系域中的下切河谷充填沉积 [ 24 ]。
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user: 3. 储层形成的不同控制因素 3.1. 岩石粒度 沉积因素具体表现为多个方面，如岩石微观结构、成分以及更大尺度的粒度和相序演化特征。其中岩石粒度是最直接且最易定量化的指标。岩石粒度对研究区储层特征尤其孔渗影响显著。利用显微观察统计多组岩石薄片的粒度中值和面孔率数据。结果显示两者的拟合关系呈极好的正相关关系(图2)。由此得到的基本推断是粒度越粗，储层质量越优。大牛地气田致密砂岩气储层中，从粉砂岩到细砂岩到粗砂岩及含砾砂岩均有广泛分布，而其中的粗砂岩和含砾砂岩是优质的储层类型，只是后期成岩作用对储层的影响也需要考虑。 图2. 大牛地气田太2段岩石粒度与薄片面孔率散点图 3.2. 成岩作用 后期储层成岩作用对储层质量的提升作用是个综合性的过程，地温和压力场控制下的成岩演化的阶段性特征包括机械压实作用导致的粒间孔隙的大规模压缩、原生颗粒包括长石和岩屑等溶蚀消亡、自生矿物如石英及方解石的析出沉淀等方面。 首先是长石等不稳定颗粒的后期溶蚀作用，可有效增大储层的孔隙度。研究区溶蚀孔隙主要以粒间溶孔和粒内溶孔为主，前者主要是钙质胶结物及部分杂基的溶蚀，后者主要长石颗粒的完全溶蚀和岩屑颗粒的不完全溶蚀(图3(a))。其次是方解石等碳酸盐胶结，以及硅质胶结等胶结物对孔隙的填充作用。前者在研究区分布广泛，典型特征显示(图3(b))其可将全部粒间空隙填充殆尽，使得石英等骨架颗粒呈悬浮状态，属于典型的基底式胶结。从同沉积阶段开始，持续至现今状态，地层一直存在不同程度的埋藏压实作用。最初主要表现为机械压实作用，颗粒间空隙被压缩，之间接触方式由点接触变为线接触和凸凹接触。储层中分布广泛的浅变质岩屑包括板岩、片岩等类型经压实易发生塑性变形，填充粒间，形成假杂基(图3(c))。储层继续被压实，会发生化学压实作用即压溶作用。颗粒间受径向应力而形成压实缝合线(图3(d))。 图3. 大牛地气田太2段储层成岩作用特征
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user: 4. 储层控制因素间的相互影响 成岩相是构造、流体、温压等条件对沉积物综合作用的结果，其核心内容是现今的矿物成分和组构面貌 [ 25 ]。大牛地气田上古生界致密储层发育多种成岩相类型，其中有钙质胶结、不稳定矿物溶蚀、强压实、高岭石胶结等。为实现后续研究中横向上预测的可操作性，对一些整体分布较少并不占主要地位的成岩相类型如绿泥石胶结成岩相、高岭石胶结成岩相等不做重点研究。遴选之后典型的三种成岩相分别为溶解成岩相、钙质胶结成岩相和压实压溶硅质胶结成岩相。溶解成岩相(图3(a))以溶蚀孔隙发育为主要特征，常伴有高岭石矿物产出。钙质胶结成岩相(图3(b))以典型的粒间方解石充填为主。压实压溶硅质胶结成岩相(图3(c)，图3(d))整体上以塑性岩屑强充填为主，硅质胶结是主要的成岩胶结。
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user: 5. 优质储层的定量预测 5.1. 岩相展布特征 岩相粒度对成岩相有明显的控制作用。因此对优质储层的预测需要同时考虑岩相的分布特征。本次研究认为储层粒度及厚度特征很大程度上反映了原始沉积因素。结合平面测井成岩相的分布可以从沉积和成岩的综合角度探讨储层形成过程和分布模式。 前人对鄂尔多斯盆地上古生界致密砂岩储层的研究成果显示岩石粒度对储层物性以及含气性有较大的影响 [ 10 ] [ 26 ] [ 27 ] [ 28 ]。资料表明，岩石粒度概率曲线基本服从正态分布。粒度均值与GR之间会有较好的相关关系 [ 29 ] [ 30 ]。研究中针对大牛地上古生界的太原组，用拟线形回归分析方法，得到太原组粒度中值M Z 与 Δ G R 的二元线性回归方程： M z = A Δ G R + B 。式中M Z 为岩石的粒度均值，A、B均为方程系数， Δ G R 为自然伽马相对值。 Δ G R 的计算公式为： Δ G R = ( G R − G R min ) / ( G R max − G R ) 。式中GR为解释层的自然伽玛值， G R min 为厚层纯砂岩自然伽马值； G R max 为厚层纯泥岩自然伽马值。经过计算明确方程系数：A = 6.1573，B = 0.2566。也因此粒度中值和 Δ G R 之间方程为： M z = 6.1573 Δ G R + 0.2566 。 利用粒度中值和GR之间的关系可实现不同粒度储层的平面厚度分布图。太2段细粒砂岩、中粒砂岩和粗粒砂岩岩相厚度图(图4)显示砂体沿南北向展布，整体具有三个厚度中心。由北向南分别标定为A、B和C区带。粗粒岩相厚度图显示累积厚度>7 m的砂体沿河流走向依次分布，A区带主要以三个小面积的砂体中心为主，而B和C区带则分别以DK22井和D51井为中心砂体展布面积较大。相应地，中粒岩相的厚度中心(>12 m)的分布与粗粒岩相保持相对一致。其整体展布范围更大，沿主河道方向延伸距离更远。而细粒岩相的分布则不尽然。其厚度中心(>7 m)整体分布于前述中砂体间过渡的位置，但延伸距离和展布范围要比中粒岩相更段更小，而比粗粒岩相要大。 图4. 大牛地气田太2段不同粒度岩相厚度图 5.2. 成岩相测井响应 结合前人研究方法，本文通过“薄片鉴定识别成岩相类型—优选典型成岩相—厘定测井数据—建立多曲线成岩相判别函数—软件实现平面批量判别”的研究步骤和方法实现对大牛地气田石炭系太2段进行成岩相的识别。通过对全区铸体薄片的观察以及对系列相关参数如颗粒接触方式、溶蚀孔隙、硅质胶结、钙质胶结、高岭石胶结和泥质杂基含量等的统计，按照所划分的三种成岩相类型筛选出代表性薄片和对应的测井响应数值。 5.2.1. 测井曲线优选 在上述基础上对比不同成岩相类型的测井响应，优选出敏感性较强的测井曲线类型。根据测井响应值的特定分布范围以及不同测井曲线的拟合关系发现：密度曲线(DEN)、中子测井曲线(CNL)和自然伽马曲线(GR)对所划分的三种成岩相类型有较明显差异的响应效果。大牛地气田储层成岩相共划分为溶解成岩相、钙质胶结成岩相和压实压溶硅质胶结成岩相。 如前所述，溶解成岩相一般发育于粒度相对较粗的岩相中，因后期遭受深度溶蚀而造成岩石密度降低，这一特征会在密度测井曲线中体现。同时其相对低的岩屑颗粒含量使得其自然伽马值较低，这一特征可以在自然伽马曲线中被识别。而钙质胶结成岩相和压实压溶硅质胶结成岩相则具有更多的相似性。两者现今微观特征均表现为致密压实、孔隙不发育的特征两者密度上的微弱差异，在密度测井曲线上有显著区别。 基于上述讨论可知，溶解成岩相储层密度较低、泥质含量较低而储层孔隙度较高；钙质胶结成岩相储层密度较高、泥质含量中而储层孔隙度较低；压实压溶硅质胶结成岩相储层则密度较高、泥质含量较高但储层孔隙度较低。三者的测井响应特征详见表1。由此，可通过反映三个特征参数的密度测井响应值、自然伽马响应值和中子测井响应值来完成三种成岩相储层的识别。不同成岩相的测井响应特征值有不同的分布范围。不同测井曲线交汇图中显示分别为图5。 图5. 大牛地气田太2段不同成岩相储层的测井曲线交汇图 5.2.2. 判别方法选取 为实现对三个数据群体的识别，利用SPSS软件中的Fisher线性判别函数对其进行公式拟合，从而建立基于GR、DEN和CNL三个变量的成岩相判别函数。将变量数据载入软件中的线性判别模板自动运行便可根据数据平面分布的相关性获得三者的相关系数，如表1所示。其中Fisher的线性判别式函数 = a * GR + b * DEN + c * CNL + 常量。 Table 1 Linear discrimination functions of Fisher for the diagenetic facies in C3t2 in Daniudi Gas Fiel 参数曲线类型 钙质胶结成岩相 溶解成岩相 压实压溶硅质胶结成岩相 VAR-GR −3.106 −3.172 −3.095 VAR-DEN 2550.202 2482.341 2573.598 VAR-CNL 13.75 13.501 14.007 表1. 大牛地气田太2段储层成岩相的Fisher线性判别函数 根据上述陈述，便可获得三种成岩相所对应的线性判别函数。 其中“钙质胶结成岩相” = −3.106 * GR + 2550.202 * DEN + 13.75 * CNL − 3193.642； “溶解成岩相” = −3.172 * GR + 2482.341 * DEN + 13.501 * CNL − 3014.857； “压实压溶硅质胶结成岩相” = −3.095 * GR + 2573.589 * DEN + 14.007 * CNL − 3259.06。在此基础上，利用所建立的三个判别函数对已有数据进行自检，自检正确率为85.4%。 5.2.3. 成岩相展布规律 利用软件实现测井解释成岩相的批量识别和预测。在溶解成岩相和钙质胶结成岩相均没有分布的区域，主要是发育压实压溶硅质胶结成岩相。太2段溶解成岩相和钙质胶结成岩相累积厚度图(图6)显示前者分布范围同中粒岩相分布(图6(B))吻合度较高。而后者的分布相对集中，同细粒岩相的分布(图5(A))吻合度较高，尤其是位于B区带的钙质胶结成岩相。可以看出，岩相对储层成岩相的控制作用较强。沿由北向南的主河道方向的A—B—C区带，主控岩相变化为中粒+粗粒—中粒+细粒—中粒+粗粒组合。主控成岩相组合变化规律为溶解成岩相—溶解成岩相+钙质胶结成岩相—溶解成岩相。 图6. 大牛地气田不同成岩相储层累计厚度分布图