DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 6. CD24和幽门螺旋杆菌 幽门螺杆菌(Helicobacter pylori， Hp)是一种革兰氏阴性菌，呈鞭毛状，定居于人类胃粘膜中。关于HP的分子结构，目前引用最多的是内外核定义模型，内核定义为六糖的线性排列，外核由一个保守的三糖和一个经Lewis修饰的多聚抗原所组成，其中，内外核之间由外核的三糖和内核的七糖(葡聚糖)相链接 [ 24 ]。许多研究已证实 [ 25 ]，Hp主要感染胃部及十二指肠，且聚集于人类胃部黏液层，当感染Hp后主要通过诱发炎症和免疫反应导致胃炎等胃部疾病的发生。众多实验均已证实，Hp的长期感染是导致胃癌发生的危险因素之一，早在19世纪末已将Hp列为胃癌第一级因子，其与GC有着共同的流行病学特点。虽然Hp感染与胃癌的关系已得到证实，但Hp在GC发生发展中的相关机制仍有待进一步研究。随着CSC概念的不断深入及研究，有研究者提出Hp可通过GCSC诱导胃癌发生，这可能成为Hp诱导GC发生发展的重要组成部分，为胃癌的诊断和治疗提供新方法 [ 26 ] Yong等研究发现 [ 27 ]，Hp感染的胃癌细胞表现出CSC样特性，具有更强的自我更新能力，而Hp主要是以激活依赖于幽门螺杆菌介导的c末端Ser675和Ser552残基的c-met和(或) akt依赖的磷酸化而激活Wnt/β-连环蛋白信号通路而发挥作用。关于CD24与Hp的相关报道，Duckworth等 [ 28 ] 通过免疫组化法在小鼠模型中测定小鼠胃细胞CD24表达，利用Hp能使胃体壁细胞萎缩这一特性分析CD24与幽门螺旋杆菌之间是否存在相关性，结果表明CD24缺失的小鼠壁细胞Hp的感染率明显低于CD24阳性的小鼠壁细胞，意味着CD24能增加胃壁细胞感染Hp的风险，也间接表达了CD24与幽门螺旋杆菌感染相关。随后，Li等 [ 29 ] 发现CD24高表达于幽门螺杆菌感染患者中，并且提出IL-10与CD24的表达相关。目前，Hp感染与胃癌干细胞CD24的相关性已有所证实，这为GC的诊疗提供了一条新思路。但目前为止，Hp通过GCSC诱导GC发生发展的机制国内外相关研究及报道较少，仍需进一步研究。
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user: 7. CD24的临床应用前景 CD24作为胃癌干细胞表面标志物，与胃癌的发生发展关系密切。已有大量的实验证实，CD24阳性表达于胃黏膜中至重度不典型增生病变及良性胃黏膜肿瘤中，高表达于胃癌组织中，且与GC组织学分级、淋巴转移、远处器官转移及肿瘤浸润深度呈正相关，可作为判断胃癌患者预后的生物指标。Takahashi等 [ 30 ] 分析了173例胃腺癌组织中 CD24的表达，并与临床病理参数和患者总体生存率进行比较，结果表明CD24表达上调，且与肿瘤浸润深度、病理高分期、淋巴结转移有显著相关性，并高表达于胃癌术后复发患者胃黏膜组织中，提出CD24可作为胃癌患术后复发情况的监测新指标，是胃癌预后的潜在生物标志物，为治疗策略提供了新的分子靶点。Niu等 [ 31 ] 应用单克隆抗体S-P免疫组化检测正常胃粘膜、慢性胃炎、肠化生胃粘膜、胃腺癌、癌旁组织、胃间质瘤中CD24蛋白的表达，结果表明CD24在正常胃粘膜、慢性胃炎中表达阳性率为5.8%，在胃间质瘤中亦无表达，在胃癌组织中阳性表达率为80.8%，在肠化生胃粘膜组织中表达阳性率为87.9%，肠型胃癌中CD24蛋白阳性表达率高于弥漫型胃癌，提出CD24的异常表达可能与胃癌的早期发生有关，因而检测其表达强度有助于判断胃癌恶性程度。近期，Shi等 [ 32 ] 通过研究表明，CD24与胃黏膜肠上皮化生的严重程度呈正相关，可以作为肠上皮化生致癌性的生物标志物。可见，CD24在GC中的表达是一个早期的过程，尤其在胃黏膜肠上皮化生中的表达尤为明显，可作为早期发现胃癌的潜在标志物。目前，研究者对CD24在判断GC患者预后、早期诊断方面有了不同的见解之外，还在治疗靶点领域有了新的进展。Jiao等 [ 33 ] 人通过下调 RNA干扰CD24的表达，并在体外研究其对人胃癌细胞系AGS-CD24-sirna-c2、AGS-CD24-sirna-c4和AGS-CD24-sirna-c5的增殖、凋亡及对阿霉素的敏感性，结果表明体内抑制CD24后ags-CD24-sirna-c2、ags-CD24-sirna-c4和ags-CD24-sirna-c5克隆减弱，阿霉素的化疗敏感性增加，提出CD24参与人胃癌AGS细胞的增殖、侵袭和化疗敏感性，CD24蛋白表达下调可降低胃癌细胞的转移潜能，增加化疗敏感性，CD24有望成为胃癌的治疗新靶点。最新研究提出，叶黄素通过抑制PI3K/Akt信号通路抑制人胃癌干细胞增殖和诱导凋亡 [ 34 ]，从而达到治疗GC的目的。另外，笔者在前文中提出低氧处理可上调CD24的表达，而其作用归结于线粒体DNA，当线粒体DNA缺失时则可引起肿瘤细胞的化疗耐药，因此，诱导线粒体DNA的表达及比避免低氧环境为GC的治疗及降低化疗耐药的发生率提供了新的思路。因此，CD24不仅可以作为胃癌细胞异质性的标志，还可以作为胃癌细胞侵袭性的检测指标，为早期发现异型增生、判断胃癌患者预后及提供胃癌治疗靶点提供了一定的依据。
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user: 8. 结论 综上所述，在全球消化系统肿瘤高发的背景之下，GCSC的发现为肿瘤的二级预防提供了新的思路。CD24作为GCSC常见的标志物，引起了国内外学者的广泛关注，但目前国内外关于CD24在GC的研究尚不完善，关于CD24在GC中的表达及作用机制国内外学者尚存在不同意见。研究表明，CD24不仅可通过参与调节多条信号通路促进肿瘤细胞与周围基质黏附、调节上皮细胞向间叶细胞转化，还可在基因层面调控介导GC的增殖、侵袭及转移。大量实验证实，CD24在GC中呈过量表达参与肿瘤的发生发展，且与肿瘤分期、分级及淋巴转移呈正相关，可作为判断肿瘤预后的独立指标。同时，研究发现CD24的异常表达与GC的早期发生有关，尤其在胃黏膜肠上皮化生中的表达尤为明显，可作为早期发现胃癌的潜在标志物，这为CD24是否能从GC患者体液、粪便、尿液及外周血等中检测到以作为GC的早期筛查和诊断标志物投入至临床应用提供了一个新思路，有待大样本实验证实其实用性。另外，CD24在GC中被认为是一个潜在的治疗靶点，不仅在阻止GC细胞增殖、侵袭及转移方面有重要作用，还在增加化疗药物敏感性方面也发挥相应的作用。近年来，随着Eb病毒相关性胃病(Epstein-Barr virus associated gastric disease， EBVaGC)的临床病例的不断增多及干细胞学说领域的不断扩大，GCSC在EBVaGC中的治疗也成为一个研究热点。Hui等 [ 35 ] 利用肿瘤球体法从EBVaGC细胞株SNU-719中分离出类CSC球形细胞(SFCs)，并在异种移植小鼠模型中证实这些SFCs比亲代SNU-719细胞具有更强的致瘤性，而这些SFCs为呈现CD44 + CD24-/低表达，因此，我们可以利用EBVaGC中CSC的存在和免疫耐受性，并以CSC为靶点开发新的抗EBVaGC策略，而CD24在EBVaGC中发挥的作用机制相关研究较少，有待进一步研究以期成为EBVaGC治疗的新靶点。总之，CD24具有较强的临床实用性，值得研究者进一步探索。
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user: 摘要 为了提高直接接触式制冰系统的冷量㶲效率和制冷系数，把该系统简化为理想模型并做出热力学分析和计算，从中得到主要影响因素为：环境温度、冷凝温度、蒸发温度。以RC318为制冷剂设计L 9 (3 4 )正交试验探究系统冷量㶲效率和制冷系数综合的最优值，结果表明：各因素对目标值的影响顺序为冷凝温度、环境温度、蒸发温度；当环境温度为38℃，冷凝温度为20℃，蒸发温度为−7℃时系统最优，系统冷量㶲效率为44.39%，制冷系数为3.10；各因素对综合评分的趋势表明：满足循环系统工作的前提下，冷凝温度、蒸发温度越小同时环境温度越大的情况下系统冷量㶲效率和制冷系数越高，冷凝温度和环境温度对目标值影响波动幅度大，蒸发温度对目标值的影响波动幅度小；方差分析表明：各因素对目标值影响的顺序与正交试验极差法结果一致，并分析得到冷凝温度对目标值的影响比较显著，环境温度影响较显著，受RC318制冷剂性质的影响，蒸发温度影响不显著。
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user: 1. 引言 冰浆作为一种重要且已被广泛应用的相变蓄冷材料，是指含有冰晶粒子的固液混合物，其中冰晶颗粒的直径不超过1 mm，具有传热效率高、释冷速度快、经济性能好、结构简单等特点，能起到削峰填谷、节能减排环保的重要作用。冰浆已被应用于太阳能、建筑物蓄冷、食品的加工与储藏、矿井降温、人工造雪、医疗救助及消防灭火、管道清洁等领域 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ]。冰浆制备方法主要包括：过冷水法、壁面刮削法、流化床法、真空法和直接接触法 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ]。其中直接接触式制取冰浆的系统图如图1所示，它是当前制取冰浆的主要发展方向，直接接触式与间接接触式换热器相比，其换热面积大，传热更快，不仅可以节约成本、还可以提高换热效率，达到节能降耗的目的 [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ]。近年来，有人提出来一种新式的直接接触冰浆制取装置——多喷嘴对喷直接接触式冰浆制取装置，该方式增大介质的有效换热接触面积、提高了传热效率、避免了冰堵风险 [ 12 ]。也有研究发现，在冰浆制备中，向溶液中添加纳米颗粒，可以促进冰晶的成核，降低溶液的过冷度，提高溶液的传热性能，更加节约能源 [ 13 ]。理想的制冷剂应对臭氧层无破坏、对地球变暖影响小；毒性、易燃、易爆性符合要求，直接接触式制取冰浆的方法对制冷剂还应具有一定的化学和热稳定性、具有理想的热物理性质、具有一定的材料适用性、经济性好，直接接触式制冷剂还应该满足不溶于水且易于和水分离、能发生相变的条件 [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ]。直接接触式制取冰浆中冷量的获取是整个制冰的收益量，系统冷量㶲效率和制冷系数至关重要。 本文根据热力学第一第二定律对直接接触法制取冰浆建立循环制冰系统，并进行热力学分析，探究对系统冷量㶲效率和制冷系数的影响因素，并以RC318为制冷剂设计正交试验和方差分析找出系统冷量㶲效率和制冷系数综合的最优值。 图1. 直接接触式制取冰浆系统
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user: 2. 循环系统热力学分析 2.1. 制冰系统的简化 把图1简化为一个往复的制冷循环，直接接触式制冰循环系统简化模型如下图2。 图2. 循环系统的简化模型各部分㶲平衡 2.2. 理想制冷循环焓熵图 根据理想蒸汽压缩制冷循环建立如下图3所示的热力学温熵图。温熵图中1-2绝热压缩过程(1点为制冷剂饱和气态蒸汽状态)；2-3定压冷凝放热过程(3点为制冷剂饱和液态蒸汽状态)；3-4膨胀阀节流过程(等焓)；4-1等温定压蒸发吸热过程 [ 17 ]。 2.3. 循环系统㶲分析 根据热力学知识对循环系统进行㶲分析 [ 18 ] [ 19 ]。图3系统循环1-2过程压缩机压缩制冷剂，压缩功为： w = h 2 − h 1 (1) 式中：w为压缩功，KJ/kg；h i 为系统循环温熵图i点对应的焓值，KJ/kg。 图3. 热力学的温熵图 循环系统2-3冷凝器放热过程，放出的热量为： q 1 = h 2 − h 3 (2) q 1 为冷凝器放出的热量，KJ/kg。 循环系统4-1制冷剂汽化吸热过程，循环单位质量工质在蓄冷罐中的吸热量为： q 2 = h 1 − h 4 (3) 式中：q 2 为蓄冷罐中的吸热量，KJ/kg。 循环系统的制冷系数为： ε = q 2 w (4) 式中： ε 为循环系统的制冷系数。 蓄冷罐中的冷量㶲为： e q 2 = q 2 ( T 0 / T − 1 ) (5) 式中： T 0 为环境温度，K； T 为蓄冷罐内冰浆温度，K； e q 2 为制冰过程中的冷量㶲，KJ/kg。 冷凝器中的热量㶲计算公式为： e q 1 = q 1 ( 1 − T 2 / T 1 ) (6) 式中： T 为冷凝器温度，K；T 2 为冷凝器内环境温度，K； e q 1 为冷凝器内向环境放出热量的热量㶲，KJ/kg。 在整个循环系统中系统的冷量㶲效率为： η in = e q 2 w (7) 式中： η in 为系统的冷量㶲效率。 对循环系统建立㶲平衡进行㶲分析，系统各个部分㶲平衡如图2所示。 (1) 压缩机 以循环系统1-2过程的压缩机为系统进行㶲分析，以稳定流动工质进行计算， 可得压缩机㶲损失 e 12 为： e 12 = T 0 ( s 2 − s 1 ) (8) (2) 冷凝器 以2-3过程冷凝器为系统， 冷凝器总的㶲损失整理得为： e q 1 + e 23 = q 1 − T 0 ( s 2 − s 3 ) (9) (3) 节流阀 以3-4过程节流阀为系统， 节流阀㶲损 e 34 整理为： e 34 = T 0 ( s 4 − s 3 ) (10) (4) 蓄冷罐 以4-1过程蓄冷罐为系统， 蓄冷罐㶲损 e 41 整理为： e 41 = T 0 ( s 1 − s 4 ) − T 0 / T ( h 1 − h 4 ) (11) 以RC318为制冷剂分析该循环系统的㶲损和㶲效率，RC318不溶于水，不与水发生反应，不含破坏臭氧层的氯原子，无毒、不燃，液态密度大于水，可在水底部利用相变吸热 [ 16 ]，RC318是适合直接接触式制冰的制冷剂。选用RC318制冷剂，环境温度为25℃，冷凝温度为30℃，蒸发温度为−11℃进行㶲分析。根据REFPROP软件查取数据，计算结果如表1所示。表1中看出各㶲损中压缩机㶲损失最大，主要原因是压缩机把制冷剂从低温低压状态压缩到高温高压状态制冷剂不可逆因素存在且不可逆性很大因此熵值增加过多，造成压缩功损失量过大，实际压缩机㶲损来源于实际循环压缩过程RC318制冷剂的性质造成不可逆压缩㶲损过多，其值主要取决于压比和压缩机的制造技术，随着压比和压缩机内部摩擦阻力的增大，不可逆损失也跟着增大。制冷循环中主要目标是制冷系数和系统的冷量㶲效率，故应该综合提升这两者的数值。 Table 1 Exergy efficienc 数据值 压缩机㶲损e 12 /(KJ/kg) 冷凝器外部㶲损e q1 /(KJ/kg) 冷凝器内部㶲损e 23 /(KJ/kg) 节流元件㶲损e 34 /(KJ/kg) 蓄冷罐㶲损e 41 /(KJ/kg) 冷量㶲e q2 /(KJ/kg) 制冷系数𝛆 㶲/(KJ/kg) 27.89 2.00 2.66 3.79 3.13 7.12 1.60 系统效率/(%) 59.86 4.29 5.71 8.13 6.72 15.28 表1. 㶲效率
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user: 4. 结论 本文通过热力学分析得到影响系统冷量㶲效率和制冷系数的因素，采用正交试验和方差分析的方法得到如下结论： (1) 对直接接触式制冰浆系统简化并建立温熵图，根据热力学相关知识对该循环系统各部分进行㶲分析，以RC318为制冷剂，环境温度为25℃，冷凝温度为30℃，蒸发温度为−11℃进行㶲分析计算，得到压缩机损失是㶲损失的主要部分。热力学分析得到影响系统冷量㶲效率和制冷系数的因素有：环境温度，冷凝温度，蒸发温度。 (2) 根据影响因素设计每种因素三种水平建立L 9 (3 4 )正交试验探究系统冷量㶲效率和制冷系数综合的最优值，通过极差法得到对目标值的影响因素依次为冷凝温度、环境温度、冷凝温度，计算分析得到最优方案为A 2 B 3 D 1 环境温度为38℃，冷凝温度为20℃，蒸发温度为−7℃的试验方案，得到系统冷量㶲效率为44.39%，制冷系数为3.10；各因素对综合评分趋势图表明：在满足循环系统工作的前提下，冷凝温度、蒸发温度越小同时环境温度越大的情况下系统冷量㶲效率和制冷系数越高，冷凝温度和环境温度对目标值影响波动幅度大，冷凝温度对目标值的影响波动幅度小。 (3) 方差分析和正交试验极差法得到的因素影响顺序一致，依次为冷凝温度、环境温度、蒸发温度，分析得到冷凝温度对目标值的影响较为显著、环境温度影响显著、蒸发温度影响不显著。RC318制冷剂性质的影响蒸发温度在−25℃到−10℃变化的过程中对应点的焓值和压强变化并不明显，从图5图6中看出蒸发温度对制冷系数系和统冷量㶲效率的影响趋势一致并得到对目标值的影响不显著。
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user: 摘要 慢性阻塞性肺疾病(COPD)是一种世界范围内的常见病、多发病，且在青中年人群中的发病率呈上升趋势，造成个人生活质量下降及社会重要的经济负担，从而引起人们的广泛关注。关于COPD的发病机制研究目前尚未明确阐述，研究其发病机制及根本治疗方法对COPD患者至关重要。本文就慢性阻塞性肺疾病的炎症、氧化应激、蛋白酶与抗蛋白失衡及细胞衰老与凋亡方面作一综述。
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user: 1. 引言 慢性阻塞性肺疾病(chronic obstructive pulmonary disease， COPD)是一种可防可治的世界范围内的常见病，以持续存在的气流受限和相应的呼吸道症状为特征，其病理特征主要为气道、肺实质、肺血管的慢性炎症改变，通常与暴露于有害颗粒及气体相关，遗传易感性、异常的炎症反应及肺异常发育等多个体因素参与发病过程 [ 1 ]。有调查结果显示，我国20岁以上成人慢阻肺患病率为8.6%，40岁以上人群患病率高达13.7%，估算我国患者人数近1亿 [ 2 ]。世界卫生组织关于病死率及死因的预测最新数据显示，随着发展中国家吸烟率的升高和高收入国家的人口老龄化加剧，慢阻肺的患病率在未来40年将继续上升，预测至2060年死于慢阻肺及其相关疾患者数超过每年540万人 [ 3 ] [ 4 ]。COPD的高发病率、高致死率以及造成社会经济负担已成为一个重要的世界公共卫生问题，因此，研究其发病机制对预防和治疗至关重要。
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user: 2. 炎症机制 COPD是以气道、肺实质、肺血管的慢性炎症为特征的病理改变。当机体吸入有害颗粒及气体时，可引起多种炎症细胞参与同时释放多种炎性介质共同作用导致肺部不可逆性损伤。其中炎性细胞包括巨噬细胞、中性粒细胞、以及Tc1、Th1、Th17、及ILC3淋巴细胞等。激活的炎症细胞释放多种炎性介质作用于气道上皮细胞 [ 1 ]。在COPD患者中，炎症对组织的损害是不中断的，即使其戒烟后，炎症反应仍持续存在 [ 5 ]。巨噬细胞是气道局部炎症的始动细胞，在肺泡及支气管表面广泛分布。有数据显示，在肺泡灌洗液中，COPD患者的巨噬细胞数量比正常人高5~10倍，与肺气肿的严重程度呈正相关 [ 6 ]。有研究发现，巨噬细胞可能被香烟烟雾提取物激活，释放炎症介质，包括肿瘤坏死因子(TNF)-a、白细胞介素-8、其他CXC趋化因子、单核细胞趋化肽(MCP)-1、LTb4和活性氧。此外，肺泡巨噬细胞还分泌弹性溶解酶，包括MMP-2、MMP-9、MMP-12、组织蛋白酶K、L和S以及从中性粒细胞中提取的中性粒细胞弹性蛋白酶 [ 7 ] [ 8 ]。在COPD急性加重期，巨噬细胞中上调的炎症蛋白由转录因子核因子-κB (NF-κB)调节 [ 9 ] [ 10 ]。
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user: 3. 氧化应激/抗氧化失衡 目前，已经有研究证实氧化应激在慢阻肺的发生发展过程中发挥重要作用。生理条件下，机体氧化与抗氧化保持动态平衡；在病理状态下，则氧化与抗氧化失衡，产生氧化应激，引起脂质过氧化、蛋白质修饰、DNA损伤，并激活NF-κB等体内调节氧化剂及促炎因子生成的转录因子，启动炎症反应，而炎症反应可进一步促进氧化应激 [ 11 ]。在西方国家，吸烟是导致慢阻肺最重要的危险因素；在发展中国家，封闭的烹饪环境、吸入生物燃料燃烧产物是重要策病因 [ 12 ]。氧化物负荷的增加可通过激活核因子E2相关因子(Nrf2)启动抗氧化和抗炎基因的表达 [ 13 ]。研究表明，吸烟者和COPD患者肺部氧化产物及全身性氧化应激标记物(氧化型低密度脂蛋白、丙二醛等)显著高于非吸烟健康人群，且在急性加重期间有更高水平上升 [ 14 ]。因此，抗氧化治疗可能有效的控制和缓解COPD的症状及疾病进展，是目前研究的热点。
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user: 4. 蛋白酶与抗蛋白酶失衡 蛋白水解酶对组织有损伤、破坏作用，而抗蛋白酶对弹性蛋白酶具有抑制功能。直接证据是α1-抗蛋白酶的缺乏使蛋白酶与抗蛋白酶失衡，产生肺气肿 [ 15 ]。除中性粒细胞及巨噬细胞是肺部蛋白酶的主要来源外，基质金属蛋白酶家族(MMPs)在COPD的致病过程中也发挥重要作用 [ 16 ]。MMPs几乎可以降解细胞外基质(ECM)的所有成分 [ 17 ]。目前已发现多个MMPs成员参与COPD的过程。其中MMP-1通常由成纤维细胞产生，MMP-8主要由中性粒细胞表达，这两者具有胶原酶活性，破坏肺泡间隔的正常结构；MMP-9可由巨噬细胞、中性粒细胞、上皮细胞产生，不仅能降解ECM，还可通过产生N-乙酰脯氨酸–甘氨酸–脯氨酸去化因子激活免疫反应 [ 18 ]。MMP-12 (也称为巨噬细胞弹性蛋白酶)可降解弹性蛋白成片段，而这些片段又对单核细胞和成纤维细胞起趋化作用，促进炎症反应，加速肺组织的损伤。目前也已发现MMP-12中的单核苷酸多态性可作为COPD的保护因素 [ 19 ]。
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user: 5. 细胞衰老与凋亡 细胞衰老是一种不可逆的细胞周期停滞状态，是正常的生理现象，可以分为复制型细胞衰老以及早发型细胞衰老。前者指的是随着细胞的分裂，细胞中的端粒越来越小，当端粒缩小到临界长度时，就会触发损伤反映，造成细胞衰老；而后者则是指细胞在一些外作用下造成的细胞衰老现象，致癌基因等多种因素会使得细胞周期阻滞，进而引发了细胞衰老。细胞凋亡又称程序性死亡，是由基因控制的细胞自主、有序的死亡，是机体清除不必要受损细胞的一种病理生理过程。与凋亡细胞相反，衰老细胞具有代谢活性，并可能通过多种炎症蛋白的分泌影响其他细胞，称为衰老相关分泌物表型(senescence-related secretory phenotype， SASP)。随着年龄的增长，机体内衰老细胞的积累导致SASP诱导的促炎症状态在各种年龄相关的疾病中起着重要作用 [ 20 ]。目前，关于细胞衰老参与COPD的机制有氧化应激、端粒缩短、线粒体功能障碍、激活mTOR信号传导、抗衰老分子减少、干细胞衰竭及DNA损伤修复缺陷 [ 20 ]。据报道，肺气肿患者凋亡细胞清除缺陷致使肺部炎症持续存在，增加了患者急性加重的风险，也是导致患者肺功能进行性下降的重要原因之一 [ 21 ]。 上述机制共同作用主要产生两种主要病变：即小气道压力升高与肺气肿。小气道压力升高和肺气肿病变共同作用，造成持续不可逆气流受限。COPD作为一类高发病率、高致死率的慢性疾病，严重危害人类身体健康。因其病因及发病机制复杂，目前在临床上仍未有有效的靶向药物与治疗手段，我们应进一步研究慢阻肺发病过程中的细胞与分子机制，以期早期发现疾病并延缓控制疾病进展。
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user: 摘要 目的：测定本校生命学院大三本科生苯硫脲(PTC)味盲基因频率。方法：采用阈值法测定250名本科生对PTC的尝味敏感性。结果 味盲率为10.4%，味盲基因频率为0.356，尝味基因频率为0.644。结论：尝味能力与民族、地理位置以及某些疾病相关。
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user: 1. 引言 苯硫脲(phenylthiocarbamide， PTC)是硫脲的苯基衍生物，呈白色结晶的粉末状，主要应用于人群的群体遗传学分析。由于苯硫脲中具有官能团硫代酰胺基(N − C = S)，而使其具有苦涩味。在1932年，Fox首次发现了部分人可以尝出苯硫脲的苦涩味，他将这些人称为：尝味者，而将不能尝出苦涩的人群称为：味盲者。根据受试者对苯硫脲的尝味能力，将人群分为了尝味者和味盲者两大类 [ 1 ]。通过研究可以发现，苯硫脲的尝味能力是被单基因控制的常染色体下的不完全显性遗传。显性遗传基因T的纯合子(TT)或杂合子(Tt)是尝味者的基因型，而隐性基因t的纯合子(tt)是味盲者的基因型。在2003年研究中，成功的克隆了PTC味盲基因TAS2R38，它是属于苦味受体基因中的T2R家族，位于7号染色体的短臂上 [ 2 ] [ 3 ]。 PTC尝味的敏感性和部分疾病之间具有一定的关联，如过度肥胖、恶性肿瘤、帕金森症、鼻窦炎、糖尿病、丧失快乐(抑郁症的一种)等，甚至会影响某些癌症的发病率 [ 4 ] - [ 9 ]。其中以巴西人为研究对象的一项结果显示，PTC的尝味能力与血型、性别和食物过敏有相关性 [ 10 ]。肥胖是全球性的问题，特别在发展中国家肥胖人数在迅速的增长，有研究发现，PTC味盲者与尝味者相比具有更高的BMI指数 [ 11 ]。 检测PTC味盲有结晶法、纸片法、阈值法等方法。最近几年，实验中通常采用的是Harris和Kalmus改进的阈值法 [ 12 ]。本实验按此方法配置PTC梯度浓度溶液，对上海科技大学2014~2018级生命科学专业大三本科生人群进行PTC味盲基因频率的测定和分析，从而丰富群体遗传学学习资料。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 实验对象 上海科技大学2014~2018级生命科学专业大三本科生，共计250人。年龄18~21周岁，身体健康，无遗传疾病史。 2.2. 实验方法 2.2.1. 溶液的配置 取苯硫脲粉末1.3 g，加入蒸馏水1 L，期间不断摇晃加以溶解，将获得的苯硫脲原液浓度为1/750，命名为1号液。用1号液进行倍比稀释分别获得2~14号液，另外，取蒸馏水作为对照液。把尝味能力在1~6号液之间的为tt型，尝味能力在7~10号液之间的是Tt型，尝味能力在11~14号液之间的为TT型。 2.2.2. 味觉测试 受试者从14号溶液开始尝味，用蒸馏水做同样的试验，询问受试者是否能够区分两种溶液，如果不能或者不确定的时候，则依次用13、12号溶液进行反复的实验，直到能够明确的尝出苦味，并记录相应的溶液编号。注意在测试的过程中，交替的给受试者以蒸馏水，避免受试者进行猜想而影响最终的实验结果。
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user: 3. 结果 3.1. PTC尝昧能力分布 6号溶液是尝味者和味盲者的临界值。基因型为隐性纯合子tt的人阈值范围在1~6号溶液之间，基因型为显性杂合子Tt的人阈值范围在7~10号溶液之间，基因型为显性纯合子TT人群的阈值在11~14号溶液之间，即尝味阈值等于或小于6号液的人群属于味盲，尝味阈值大于6号液的是具有尝味能力的人。在本次实验中，检测数量是250人，检测结果尝味阈值小于6号溶液，即味盲者(tt)有26人，味盲率是10.4%；味阈值大于或等于6号溶液，即尝味者(Tt和TT)有224人，占89.6%。 3.2. PTC味盲基因频率 基因频率与基因型频率的计算依据Hardy-Weinberg定律，结果得出显性基因频率T是0.644，隐性基因频率t是0.356。其中尝味杂合子(Tt)的基因型频率是0.458，尝味纯合子(TT)的基因型频率是0.414，味盲纯合子(tt)的基因型频率是0.126。
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user: 4. 讨论 4.1. PTC味盲与民族和地理位置的关系 已经有研究对我国多个民族人群的苯硫脲尝味能力进行了分析，发现在不同的民族中味盲基因频率有较为明显差异，尽管是在同一民族的不同地区，PTC味盲基因频率也有不同 [ 13 ] - [ 18 ]。本次实验中，我们测定的PTC味盲基因频率是0.356，与李晓军等 [ 19 ] 所测定的汉族青年味盲基因频率比较接近。我国不同地区的PTC味盲基因在分布上具有比较明显的规律，如在西北地区的味盲基因频率偏高，而在华南和华东地区的味盲基因频率则偏低，且差异幅度较大 [ 20 ]。我校(上海科技大学)虽然位于华东地区，但由于很多学生的生源地来源于四川，甘肃，湖北等中西部地区，这可能是造成我们的检测群体中味盲基因频率偏高的主要原因。 4.2. PTC味盲与性别的关系 关于PTC尝味能力与性别的关系，国外有研究显示，女性可以尝出更低浓度的PTC溶液，与男性相比更有可能是尝味者，这有可能是因为性激素可以影响PTC尝味能力所导致的 [ 10 ] [ 21 ]。但在对中国汉族群体遗传学中研究发现，女性味盲率和男性味盲率相差不大 [ 22 ]，而对中国侗族群体遗传学中研究发现，女性的味盲率要比男性味盲率高 [ 14 ]。在我们本次的检测过程中，并未发现男女性之间的味盲率有明显的差异。因此，我们认为男女PTC味盲率的高低与不同民族和同民族的不同群体有关，不能简单地认为PTC味盲率男性高于女性，或女性高于男性。 4.3. PTC味盲与疾病的关系 PTC味盲基因的测定与分析不仅在人类群体遗传学、人类民族学方面有其科学价值，在医学领域，越来越多的研究显示，在呼吸道上的味觉受体对于感知细菌和调控先天免疫方面是非常重要的，缺少PTC尝味能力会导致一系列的临床疾病 [ 23 ]。一项对德国和捷克人群的研究发现，PTC味盲者患结直肠癌的风险更高 [ 24 ]。对日本癌症患者的研究发现，PTC味盲者患胆管癌、肝癌、胰腺癌、结直肠癌和胃癌的风险更高 [ 25 ]。除此之外，有研究发现，PTC味盲者与饮酒量的增加相关，并且会导致罹患头颈癌的风险升高 [ 26 ]。PTC受体基因TAS2R38在非口腔组织中也介导多种功能，肥胖人群的脂肪细胞中TAS2R38较正常体型者有更高的表达水平并参与分化和去脂作用 [ 27 ]。有研究者观察到人胎盘组织细胞中有意想不到的TAS2R38的高表达 [ 28 ]。这些都表明除了品尝苦味以外，TAS2R38还有其它功能，并且可能存在一些目前尚未发现的内源性配体。令人非常感兴趣的是进行PTC味盲基因的测定，对于研究双生、亲子鉴定、尝味能力与某些疾病的遗传相关有着重要的应用价值。
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user: 5. 结语 苯硫脲尝味实验是遗传学实验教学中经常采用的一个实验，这个实验所需的试剂和耗材比较简单，因此，在多数学校的实验室中都可以开展这个实验，通过苯硫脲尝味实验不仅可以使学生们更好的理解Hardy-Weinberg定律，并且由于本实验的研究对象是学生自己，所以，在实验过程中学生表现出很高的参与度。
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user: 摘要 党的十九大以来，推动高质量发展已成为新时代我国发展的基本特征和战略任务。重庆作为中西部唯一的直辖市，研究重庆市高质量发展有着重要的意义和价值。而经济增长与环境质量的协调程度是评估经济增长质量的重要一环，本文借助Python中的切比雪夫多项式进行拟合，基于环境库兹涅茨曲线，对重庆市1990~2019年的人均GDP与环境质量中的工业废水排放量、工业废气排放量和工业固废排放量的相关指标数据进行研究，通过预测分析未来重庆工业污染排放量，希望能对重庆市的经济发展规划和环境保护提供一些决策参考信息。
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user: 1. 引言 改革开放以来，中国的经济取得了飞速发展，但是也付出了巨大的环境代价，环境污染日益严重。党的十七大明确提出了“建设资源节约型、环境友好型社会，实现速度和结构、质量、效益相统一、经济发展与人口、资源、环境相协调”的经济发展战略要求。2009年初，国务院出台《关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》提出了加快推进重庆环境保护和资源节约、着力构建长江上游生态屏障的总体要求。减少污染排放，建立循环生产模式，改善人们生产、生活环境刻不容缓。 工业污染是制约环境问题的主要因素，在人类发展过程中，工业增长是社会和技术进步的重要标志，同时也是造成环境污染的主要原因。中国工业经济高速发展伴随的工业污染防治一直是环境保护工作的重点和关键，有效地控制工业污染是中国乃至全球经济可持续发展的重点，对于老工业城市重庆来说，工业对于城市经济发展和环境保护更具有重要的意义。近年来随着经济的发展，科技的进步以及工业化进程的加快，伴随而来的工业三废对环境造成了严重的污染。因此，降低工业污染的排放是改善重庆城市环境质量的关键。 在重庆老工业基地重新崛起的战略背景下，对工业污染的相关分析和预测具有重要的理论和实践意义。通过分析影响重庆市工业污染的主要因素和未来重庆工业污染排放量，不仅能够降低工业污染的排放量，还能够为重庆工业污染的规划和控制提供决策信息，在一定程度上改善重庆的环境现状 [ 1 ]。
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user: 2. 文献综述 关于经济增长与环境污染的关系，国内外已经有大量的研究。研究发现，经济增长的参数(如人均GDP等)与环境质量的一些衡量指标 (如某类污染物的排放量等)之间存在着“倒U型”关系，类似于Kuznets的关于经济增长与收入之间的关系，故被称为“环境库兹涅茨曲线”(Environmental Kuznets Curve，简称EKC)。最早由Grossman和Kreuger于1995提出 [ 2 ]。国内关于这方面的研究也日渐增多。 在国内，张晓(1999) [ 3 ]、李瑞娥(2008) [ 4 ] 和包群(2005) [ 5 ] 分别对中国1985~1995年、1981~2004年、1996~2002年的面板数据进行了实证分析，分析结果显示，中国经济增长与环境质量的某些指标之间确实存在着“倒U型”曲线关系，只是由于分析方法、年限选取以及污染指标的选取不同，所呈现的库兹涅兹曲线特征存在强弱之分。 在省、市、地方范围内的经济发展与环境质量之间的研究则更是数不胜数，为当地的经济与生态环境协调发展做出相应的贡献。李治国和周德田(2013) [ 6 ] 通过选取山东省1981~2009年的数据，建立经济增长和环境污染的VAR模型，发现经济增长与环境污染的库兹涅茨“倒U型”曲线是否存在取决于地区的数据和衡量环境污染水平指标的不同；许清涛、高标和房骄(2013) [ 7 ] 采用吉林省1981~2010年的指标数据，建立相关计量模型进行实证研究，结果表明吉林省的EKC形状不完全符合典型的“倒U型”特征；高宏霞、杨林和王节(2012) [ 8 ] 利用2000~2010年的数据对环境库兹涅茨曲线(EKC)进行实证分析，结果发现“倒U型”的EKC确实存在，并且很多省(自治区、直辖市)拐点的到来时间是在2020年之后；当然也有仅仅考虑经济增长的环境污染的某一方面的研究，如朱悦(2014) [ 9 ] 利用1999~2010年的经济与环境数据，研究辽宁省环渤海地区经济增长与水环境污染之间相关性，实证表明库兹涅茨曲线表现并不是典型的倒“U”型，呈现出“N”“U”，甚至线性。综上可知，经济增长与环境污染之间存在长期的均衡关系，但关于环境污染对经济增长的影响研究却相对缺乏。本文通过利用重庆市1990~2019年的人均GDP与环境质量中的工业废水排放量、工业废气排放量和工业固废排放量相关指标数据，建立环境库兹涅茨曲线(EKC)对环境污染与经济发展问题进行研究，采用Python中的切比雪夫模型进行拟合，探究基于生态文明视角下，重庆市经济增长与环境质量之间动态变化关系 [ 10 ]。
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user: 3. 数据来源及研究方法 3.1. 数据来源 根据科学性、规范性原则进行指标选取，经济指标“人均GDP”这一相对指标，反映重庆市的经济发展水平。重庆市污染源主要为工业污染，则选取“工业废水、工业废气、工业固废排放量”作为环境指标，反映重庆市工业污染水平。研究时间尺度为1990~2025年，数据来源为《重庆市环境统计年鉴》、《重庆市统计年鉴》。 3.2. 研究方法 环境库兹涅茨曲线(EKC)常用于研究碳排放量问题，对碳排放量与人均GDP的关系进行分析。由于无论是碳排放量还是工业三废，都是衡量环境污染情况的指标，因此，本文尝试将环境库兹涅茨曲线(EKC)运用于工业废水、工业废气以及固体废弃物排放量的研究上，以探究在EKC曲线模型下工业三废和经济增长间的关系。 因此，本文在Python软件的技术支持下，采用切比雪夫多项式模型进行人均实际GDP值的预测，并以此为自变量，分别以废水排放量、废气排放量和固体污染物生产量为因变量，采用库兹涅茨(EKC)模型，进行经济增长与环境质量关系的预测和拟合，下文将对我们采用的两种研究方法的运行原理进行阐述。 3.2.1. 切比雪夫多项式 切比雪夫(Chebyshev)多项式是一种特殊的多项式，它来源于三角函数的正弦与余弦函数，这类函数的定义域和值域都在[−1， 1]之间，正因为此，切比雪夫(Chebyshev)多项式相比于普通的高阶多项式有许多优秀的性质，例如，与泰勒展式一样，任何一个函数都可以表示为切比雪夫(Chebyshev)多项式的线性组合，切比雪夫多项式展开之后，就可以再转化为普通多项式，切比雪夫多项式的根比一般多项式的根具有更好的均匀性分布特性，且当阶数逐渐增高时，切比雪夫多项式的收敛性是最好的，其拟合精度也比一般情况下的多项式的精度更高 [ 11 ]。 具体来说，切比雪夫(Chebyshev)多项式是如下微分方程的解： T n + 1 ( X ) = 2 X T n ( X ) − T n − 1 ( X ) ，     n ≥ 1 (1) Chebyshev基本多项式为： T 0 ( X ) = 1 (2) T 1 ( X ) = x + 1 (3) T 2 ( X ) = 2 x 2 − 1 (4) T 3 ( X ) = 4 x 3 − 3 x (5) T 4 ( X ) = 8 x 4 − 8 x 2 + 1 (6) 多项式表达式为： F ( x ) = a 0 T 0 + a 1 T 1 + a 2 T 2 + ⋯ + a n + 1 T n + 1 (7) 应用切比雪夫多项式时，要将实际自变量时间进行转换，符合切比雪夫多项式定义域[−1， 1]，本文是对重庆市1990年~2025年的人均实际GDP值进行预测，因此实际自变量定义域转变为公式如下： t − 1990 2025 − 1990 = x − ( − 1 ) 1 − ( − 1 ) (8) 最后调动切比雪夫多项式利用已知数据得出多项式系数，将系数和递推式带入，找到一般的函数模型，再调整多项式阶数找到最优模型。 3.2.2. 环境库兹涅茨曲线 环境库兹涅茨曲线(EKC)是诺贝尔奖获得者库兹涅茨研究发现的，最开始发现时就被广发的应用，在这一理论的后续应用中，人们发现经济与环境之间的关系也符合库兹涅茨曲线的规律，即当一个国家的经济水平较低的时候，环境污染会随着经济水平的增加而严重，当经济发展到一定水平的时候会出现拐点，随着经济水平的持续提高，环境污染也会相应的降低。 但是，库兹涅茨曲线的形态并不总是保持为经典的倒“U”型，由于区域经济发展水平不同，不同地区往往有不同的表现形式。众多的研究中也出现过“N型”、“倒N型”、“U型”、线型等不同形式。最具有代表性的，也是使用最为广泛的的EKC模型为二次型和三次型，公式如下： 二次型： Y = α 0 + α 1 X t + α 2 X t 2 + δ t (9) 三次型： Y = α 0 + α 1 X t + α 2 X t 2 + α 3 X t 3 + δ t (10) 根据EKC模型的回归结果，可以判定曲线的形状，判定依据如下表1所示： Table 1 EKC model result judgment tabl 序号 形状 α 1 α 2 α 3 1 倒U形 α 1 > 0 α 2 < 0 α 3 = 0 2 单调递增 α 1 > 0 α 2 = 0 α 3 = 0 3 单调递减 α 1 < 0 α 2 = 0 α 3 = 0 4 U形 α 1 < 0 α 2 > 0 α 3 = 0 5 水平线 α 1 = 0 α 2 = 0 α 3 = 0 6 倒N形 α 1 < 0 α 2 > 0 α 3 < 0 7 N形 α 1 > 0 α 2 < 0 α 3 > 0 8 倒U形 + U形 α 1 < 0 α 2 < 0 α 3 > 0 表1. EKC模型结果判断表 计算EKC曲线的拐点可以对模型进行求导，令倒数等于0求得，以二次型为例。 公式(9)的导函数： Y ′ = α 1 + 2 α 2 X t (11) 令公式(3) = 0 得拐点公式为： X t = − α 1 2 α 2 (12) 拐点的意义可以表示为：随着经济增长到一定水平环境质量出现转折的峰值，在转折点两侧因变量Y会随着自变量 X t 的变化而变化，呈现同增同减或者同增异减的现象。 在本文公式应用中： X t 表示人均实际GDP值，变量Y一般为环境质量指标或者污染物排放量等，本文根据重庆市环境质量指标的可获得性，选取三个环境质量指标，分别为工业废水排放总量( Y 1 t )，工业废气排放总量( Y 2 t )，工业固体废物排放总量( Y 3 t )，根据数据拟合结果与实际值比较，本文工业废气排选择二次型，工业废水和工业固体废物选择三次型EKC模型，设定如下： Y 1 t = α 1 X t + α 2 X t 2 + α 2 X t 3 + δ t (13) Y 2 t = β 0 + β 1 X t + β 2 X t 2 + δ t (14) Y 3 t = γ 0 + γ 1 X t + γ 2 X t 2 + γ 3 X t 3 + δ t (15)
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user: 4. 拟合结果 4.1. 人均GDP预测模型 采用二次切比雪夫多项式的预测模型对人均GDP进行预测，R 2 的值为0.989，拟合度很高，相关性很好，回归方程为： Y = 36426.81 + 49728.57 + 18306.62 x 2 (16) 采用切比雪夫多项式预测人均GDP的数值如图1： 图1. 重庆市人均GDP预测结果 4.2. 环境污染指数与人均GDP拟合结果 如表2所示，根据R 2 值得知各个环境污染指标与人均GDP的模型拟合效果最好的是工业废气排放量，工业废气的模型为倒U形，工业废水和固体废物的模型为N形。模型的拐点则是曲线趋势发生改变时人均GDP的值。 Table 2 Fitting result of environmental pollution index and per capita GD 指标 工业废水排放量 工业废气排放量 工业固体废物排放量 α 0 18.35 2663 0.04158 α 1 0.0008323 1.225 1.203e−06 α 2 −4.338e−08 −1.213e−05 −9.121e−11 α 3 4.301e−13 - 9.72e−16 R 2 0.6569 0.8424 0.5658 拐点 11，589.9762/55，657.1889 50，495.50 7490.3641/55，064.7986 曲线形状 N型 倒U形 N型 表2. 环境污染指数与人均GDP拟合结果 4.2.1. 工业废水排放量方程拟合 如图2所示，工业废水排放量的拟合图形呈N形。模型R 2 值为0.6569，相关性和拟合度均比较好，模型的拐点为11，589.9762和55，657.1889，说明在人均GDP为11，589.9762和55，657.1889元时，工业废水的排放量趋势发生变化。如图2所示2005~2006年为第一个拐点，结合实际数据可与看出，在此之后工业废水的排放量有所控制，可能是经济发展及技术进步等因素带来的积极影响。但在2016~2017年，第二个拐点出现，济南的工业废水的排放量趋势完全相反，有可能在此之后出现反弹。但由于模型拟合度较低，而且重庆市也逐步调整其产业结构，将污染高的重工业移除，以及第三产业的繁荣发展，所以按照实际情况来说，即使出现反弹，也可能不会迅速急剧的上升。 图2. 重庆市工业废水排放量拟合结果 4.2.2. 工业废气排放量方程拟合 如图3所示，工业废气排放量的拟合图形呈倒U形。模型R 2 值为0.7042，相关性和拟合度均比较好，模型的拐点为50，495.50，说明在人均GDP为50，495.50元时，工业废气的排放量达到最大值。从1990年至2025年，济南市工业废水排放趋势先上升后下降，工业废水排放量大约在2015~2016年到达峰值，随后呈下降趋势，说明济南市工业废水治理颇有成效。 图3. 重庆市工业废气排放量拟合结果 4.2.3. 工业固体废物排放量方程拟合 如图4所示，工业固体废物排放量的拟合图形呈N形。模型R 2 值为0.5658，相关性和拟合度均比较一般，模型的拐点为7490.3641和55，064.7986，说明在人均GDP为7490.3641和55，064.7986元时，工业固体废物的排放量趋势发生变化。如图4所示2002~2003年为第一个拐点，结合实际数据可与看出，在此之后工业废固体废物的排放量有所下降。根据预测，第二个拐点出现在2015~2015年，之后工业固体废物的排放量会触底反弹，快速增长。结合实际数据，重庆市2017年固体废物排放量为0，之后出现反弹的可能性较大，但参考重庆市之前的较好控制，或许不会出现快速且大幅度的增长。 图4. 重庆市工业固体废物排放量拟合结果
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user: 5. 总结 根据以上对重庆市经济增长与工业三废排放量关系的分析，可以得出工业废水和工业固体废弃物的排放量与经济增长的关系呈N型，工业废气的排放量与经济增长的关系呈倒U型。根据二者之间的响应曲线拐点分析，可以得出，整体上经济的增长会带来污染物排放量的增加，污染物排放量的增长在一定程度上也会反作用于经济增长。 对重庆市来说，应当通过分析污染物排放量开始抑制经济增长的拐点，及时制定相关措施，如进行产业结构与能源结构的优化、加大环保投资力度与环保技术研发，完善污染治理与监督系统等多种方法与手段，以引导经济增长与环境保护的和谐发展。 本文的不足之处在于主要选取了工业废水、工业废气和工业固体废物作为环境污染水平的指标，未考虑影响工业污染水平的其他指标，如工业粉尘、工业SO 2 、工业COD排放量等，在某种程度上影响了模型的解释力；后续，分析影响环境库兹涅茨曲线变化的多方面因素是本研究继续探索的方向。
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user: 摘要 中国和印度是世界上经济增速最快的两个新兴经济体，都在新的世界地缘政治格局中扮演着越来越重要的角色。中国与印度有着不少相似之处，但也有着不少矛盾和冲突。这两个国家的较量在国际上被称为“龙象之争”，有学者提出，印度即将在经济上超过中国。本文基于时间变化，对中国和印度的经济发展状况进行了基础的非线性关系研究，并做出预测。主要利用了对数函数、增长函数、切比雪夫函数曲线模型，对两国的GDP走势进行了拟合与预测，根据实际情况合理推测出最可能的预测曲线，最终得出了印度短期内无法超越中国的结论，并对此进行了原因探究，进而提出了一些建议。
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user: 1. 引言 每当全球的目光齐聚中国和印度这两个相邻的亚洲国家时，“龙象之争”就会被提出来。中国和印度有着很多相似之处，也有着不少的冲突和矛盾，历史的恩怨、文化的渊源、地缘的竞争、边境上的紧张、经济上的较量，使两国的关系变得敏感又充满牵绊。 中国和印度是世界上人口最多的国家，是最大的发展中国家，也都是“金砖五国”和“一带一路倡议”的成员国。中国和印度的经济发展情况一直受到全球关注，尤其是后危机时代，发达经济体增长疲软，全球都想以新兴经济体的增长带动世界经济发展。《新兴经济体发展2019年度报告》指出，中国和印度同在的E11 (新兴经济体11国) 2018年的经济总量在世界经济中的份额为30.4%，金砖国家的经济总量所占份额为23.6%，在世界经济中起着不可忽视的作用。而从经济增长率来看，新兴经济体国家的增长率表现也十分亮眼 [ 1 ]。 新兴经济体国家中，两个最大的发展中国家——中国和印度的经济表现十分抢眼，一方面，两国正在引领世界经济重心从欧洲转向亚洲，而且转移速率越来越快。另一方面，世界各地经济体的经济前景也越来越依赖于这两个亚洲巨人的持续需求，两国的经济增长潜力和发展空间对世界经济增长有着举足轻重的作用。从这个意义上看，中印两国的经济增长值得世界关注。 然而，引起国际关注度的不仅是中印两国在经济增速上的相似性，更是两国发展模式的巨大差异性。中印两国在地缘、人口等许多方面国情相似，但经济发展道路迥异，主要表现在两国各具特色的产业结构变动过程。中国是民主推进、市场主导，印度是国家主导；中国通过快速的外向型工业化实现经济增长，制造业享誉全球，被称为“世界工厂”，印度却绕开工业化而走上了以服务业为主导的增长之路，其服务业，包括软件服务、金融服务和通讯服务等世界最强，被称为“世界办公室”。 尽管中印两国的经济增长模式存在差异，但两国都抓住了全球化浪潮下产业转移的发展机遇，都享受到了产业结构变动带来的结构红利。而随着未来全球化范围内的生产链条整合，结构红利效应正逐渐减弱，且中印两国的人口红利也将逐渐消失，中印两国要如何实现新的产业结构升级以促进经济增长将是两国需要面临的新挑战。
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user: 2. 研究方法与模型构建 2.1. 研究方法和数据来源 本文基于时间变化，对中国和印度的经济发展状况进行了基础的非线性关系研究，并做出预测。主要利用了对数函数、增长函数、切比雪夫函数等曲线模型，对两国的GDP走势进行了拟合与预测，根据实际情况合理推测出最可能的预测曲线，并进行了对比分析。 本文选取了中国和印度的实际GDP作为因变量Y，年份1990至2019为自变量X，数据全部来源于世界银行官方网站。具体数据见附录。 2.2. 模型构建 研究采用的函数模型如下： 2.2.1. 对数函数 假设x为自变量，a、b为参数，则一般的对数函数可以表示为： y = a + b ln x (1) 采用变换： Y = y ，   X = ln x (2) 这样，就可以得到基本对数函数的变化模型： y i = a + b X i + ε i (3) 更一般的，可以采用一般多项式形式来建立回归方程： Y i = a 0 + a 1 X i + a 2 X i 2 + ⋯ + a n X i n + ε i (4) 该模型相当于： Y i = a 0 + a 1 ln x i + a 2 ( ln x i ) 2 + ⋯ + a n ( ln x i ) n + ε i (5) 如果已经得到了变量Y的预测值，那么，就很容易得到其原值： Y = y ，   X = e x (6) 以上， i ∈ { 1 ， 2 ， ⋯ ， m } 表示样本个数；多项式阶数r = n表示自由度大小。 2.2.2. 增长函数 假设x为自变量，a、b为参数，则一般的指数型增长函数可以表示为： y = e a + b x (7) 采用变换： Y = ln y ，   X = 1 x (8) 这样就可以得到基本增长函数的变化模型： Y i = a + b X i + ε i (9) 更一般地，可以采用一般多项式形式来建立回归方程： Y i = α 0 + α 1 X i + α 2 X i 2 + ⋯ + α n X i n + ε i (10) 该模型相当于： ln y i = α 0 + α 1 ( 1 x 1 ) + α 2 ( 1 x 1 ) 2 + ⋯ + α n α 2 ( 1 x 1 ) n + ε i (11) 如果已经得到了变量Y的预测值，那么，就很容易得到其原值： y = e Y ，   x = 1 x (12) 以上， i ∈ { 1 ， 2 ， ⋯ ， m } 表示样本序数；多项式阶数r = n表示自由度大小。 增长函数形式也可以改为如下形式： y = e a e b x (13) 那么，通过两边取对数，就可以化简为线性函数： ln y = a + b x (14) 2.2.3. 切比雪夫函数 假设变量x为自变量，变量y为因变量；每个变量有n个分量；回归系数变量为 β 0 ， β 1 ， β 2 ； T 0 ( x ) ， T 1 ( x ) ， T 2 ( x ) 为切比雪夫多项式基函数。那么，对于任意的第 i ∈ { 1 ， 2 ， ⋯ ， n } 个元素，如果随机误差项为 ε i ，则二次切比雪夫多项式回归模型为： y i = β 0 T 0 ( x ) + β 1 T 1 ( x ) + β 2 T 2 ( x ) + ε i (15) 这里，r = 2为自由度。最小二乘法原理就是寻找能够使各个元素的总体误差平方和达到最小的系数 β 0 ， β 1 ， β 2 。
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user: 4. 中国和印度经济实力差距形成的原因 4.1. 中印贸易格局与贸易结构分析 中国和印度有着明显不同的对外贸易结构。首先，中国贸易模式的特点是进出口总量规模大，对外贸易依存度高，贸易顺差减小，2016年~2018年，我国进出口都呈现上升趋势，平均增长率为12%，而顺差却不断减少。2018年，总顺差达1070亿美元，减幅高达70%。与此同时，出口贸易接近3万亿美元，因此中国仍然维持着出口导向的经济 [ 2 ]。 印度贸易进出口总量规模较小，逆差较大并有不断扩大的趋势，服务贸易比重较高。印度2018年的商品及服务进口额和出口额分别为6430亿美元和5370亿美元，而中国同期进出口额是印度的4倍多。尽管印度对外开放取得了较大的进展，但印度全面对外开放起步较晚，加上政治制度原因，使得这一进程起伏不定。至今，印度对外贸易的深度和广度远不及中国。 4.2. 外国直接投资 由于政府对外资采取了各种优惠政策，加上大量廉价的劳动力，丰富的资源和广阔的市场环境，中国市场吸引了大量的外资。同时，由于外国在华直接投资与中国对外直接投资的严重不对称，中国直接投资项目总体一直保持顺差。但这种差距在逐渐缩小，对外投资流量年均增长16%，远远高于5%的世界水平。2016年我国直接投资项目出现了417亿美元的逆差，这是由于“一带一路”倡议的推行加速了中国对外投资的步伐。这说明我国未来可能会保持持续的、大量的资本输出。中国依靠引进外资和出口的传统局面可能会发生转变，对外投资将进一步推动中国的产业升级。 相比之下，印度仍属于对外国直接投资管制较多的国家。但多年来，印度的对外直接投资改革一直被推进和深化。不断放宽的规定和冗余性法规的取消，使得印度现有营商环境大幅改善。经过2016年的“废钞令”和2017年的GST等政策的改革，印度逐渐补齐了引入外资的“短板”。2019年，印度吸引外商直接投资506亿美元，创历史新高，但流量仅占中国的1/3。 总体而言，中国对外直接投资存量远远超过印度，外资流入人形十足，对外投资不断扩大，经济发展阶段相对较高；印度虽然发展势头良好，但在吸收外资方面与中国仍存在较大差异，对外直接投资体系尚不成熟，仍然需要时间去发展。 4.3. 国情制度 中印两国在先后进行市场化改革后，都同样面临着贫富差距扩大，社会不平等的问题。两国的基尼系数在市场化改革之后都呈现出不断增长的态势，反映出社会各阶层收入不平等的现象日益加剧。中国的基尼系数在2010年前后达到峰值，此后开始下降。反观印度，自经济转型以来，贫富差距仍不断扩大。瑞士信贷2018年全球财富报告显示，全球1/3的贫困人口居住在印度，而最富有的10%的人口则掌握了全国约77%的财富，印度巨大的贫富差距使得社会总体消费和需求水平降低。沉闷的官僚体制、种姓制度或教派冲突，也给印度经济的发展带来了巨大的挑战 [ 3 ]。
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user: 5. 结论及建议 通过对中国和印度实际GDP发展状况进行比较，本文的主要结论为：中国与印度的实际GDP都呈现上升趋势，且中国将继续是一个领先者，印度则是追随者 [ 4 ]；通过比较两国GDP增长率，我们会发现中国的GDP增速在逐渐趋缓，而印度的GDP增速具有很大的不稳定性，受外界影响较大。因此我们针对该结论以及两国经济现状，为其后续发展提出建议。 第一，保持稳定的政策。当前国际环境复杂严峻，加之新冠疫情的影响，国际经济发展波动性增大，数据显示，3月份中国制造业采购经理指数为51.9%，比上月上升1.3个百分点，非制造业商务活动指数为56.3%，比上月上升4.9个百分点，我国经济总体延续扩张态势 [ 5 ]。印度3月份制造业采购经理人指数(PMI)从上个月的57.5降至55.4，为近7个月的低点；服务业采购经理人指数从上个月的55.3降至54.6 [ 6 ]，3月份开始，印度疫情严重打击了市场信心，相关地方政府的疫情防控措施也影响了制造业的发展。因此，无论外部环境发生了什么变化，国家都应保持宏观政策的稳定，为经济稳定恢复护航，给市场主体派发“定心丸” [ 7 ]。 第二，两国都不能再沿用唯GDP的发展模式，应该加大对创新的投入，目前中国在高质量转型方面已经取得了很大成就，经济高质量发展转型稳步推进，但潜在的挑战依然较多。对于中国和印度来讲，在创新效率替代规模效率方面仍需努力。很多创新效率的生成与劳动者的知识水平高度相关，克服“技术性失业”导致的就业市场摩擦是一个重要的激励相容挑战，提高创新效率与提升就业者人力资本最利于转型 [ 8 ]。 第三，目前印度经济增长主要依赖人口红利，政府重视开发教育和人力资源，年轻人不仅数量多，而且素质高，但是印度政府忽视了初等和中等技术教育的发展。中国和印度都应加快推动以人民为中心的发展转型，提升人力资本，抓好初等、中等技术教育和大学精英教育的发展，推动知识阶层崛起。同时也要重视青年的就业问题，防止出现经济增长的速度赶不上人口增长所需要的工作岗位 [ 9 ]。 第四，当前一场重组绿色经济贸易格局的重大转变已出现，碳中和倒逼各国加速经济转型，清洁能源的使用与发展面临重大机遇，商品原材料生产、加工、运输的价值链也将随之发生位移，以绿色产业为重心的国际新经贸结构将逐渐成为未来支撑世界经济的主流。中国和印度在国际经贸格局与投融资转向预期中，应该主动推进金融、能源与产业政策的调整，以绿色经济、绿色金融为杠杆，推进经济高质量发展 [ 10 ]。