DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 结果 3.1. RV-A总体情况 2010-2019年共15099例样本中，共检出RV-A阳性3161例，阳性率为20.94%；其中男8660例(22.07%，1911/8660)，女6439例(19.14%，1250/6439)，性别间差异具有统计学意义(χ 2 = 15.72， P < 0.01)；各年份比较，差异具有统计学意义(χ 2 = 283.71， P < 0.01)，见表1。 Table 1 RV-A test results of different gender children in different year 年份 例数(n) 男 女 总阳性数n (%) 例数(n) 阳性数n (%) 例数(n) 阳性数n (%) 2010 620 366 137 (37.43) 254 87 (34.25) 224 (36.13) 2011 891 580 225 (38.79) 311 90 (28.94) 315 (35.35) 2012 1221 730 181 (24.79) 491 122 (24.85) 303 (24.82) 2013 1758 1066 254 (23.83) 692 140 (20.23) 394 (22.41) 2014 1372 782 117 (14.96) 590 73 (12.37) 190 (13.85) 2015 1300 657 67 (10.20) 643 64 (9.95) 132 (10.15) 2016 1680 952 179 (18.80) 728 134 (18.41) 313 (18.63) 2017 2191 1257 300 (23.87) 934 202 (21.63) 502 (22.91) 2018 2060 1143 252 (22.05) 917 197 (21.48) 449 (21.80) 2019 2006 1127 199 (17.66) 879 141 (16.04) 340 (16.95) 总计 15，099 8660 1911 (22.07) 6439 1250 (19.41) 3162 (20.94) 表1. 各年份不同性别患儿RV-A检测结果 3.2. 各年份RV-A检出率分布 RV-A感染整年发生，高峰期发生在每年的12月、1月和2月，检出率分别为30.01%、30.10%、26.13%，与其他月份相比较，差异具有统计学意义(P < 0.01)，见表2、图1。 Table 2 Detection rate of RV-A in children with diarrhea in different months and year 年份 阳性率(%) χ 2 P 1月 2月 3月 4月 5月 6月 7月 8月 9月 10月 11月 12月 2010 48.65 26.83 27.91 23.81 25.00 18.87 20.75 32.50 33.33 51.02 58.82 52.27 42.426 0.000 2011 45.83 42.86 30.77 31.76 31.17 28.57 27.47 26.25 18.75 44.58 46.27 52.58 28.353 0.003 2012 38.36 13.33 19.15 15.38 7.04 10.81 19.44 20.00 23.72 32.54 28.57 31.29 53.297 0.000 2013 29.77 20.18 14.96 15.97 15.32 9.60 16.56 12.97 18.42 32.39 34.83 40.14 94.917 0.000 2014 26.92 10.94 10.00 2.33 4.72 4.65 5.94 7.76 2.42 10.43 18.80 38.92 176.871 0.000 2015 24.14 5.68 8.77 6.38 7.77 5.31 2.35 1.56 2.36 7.22 20.00 23.53 73.580 0.000 2016 25.00 36.18 21.97 10.83 13.51 11.38 14.86 11.80 4.38 16.34 25.36 27.45 84.123 0.000 2017 33.52 29.68 23.84 16.39 17.14 23.94 18.71 16.46 20.41 19.23 18.92 33.48 46.057 0.000 2018 40.96 40.96 35.64 20.47 11.97 14.71 21.82 17.81 14.44 18.13 21.15 10.20 126.355 0.000 2019 13.14 22.70 21.71 14.04 19.62 21.57 12.71 20.38 12.50 16.00 16.89 12.26 50.574 0.000 合计 30.10 26.13 19.91 14.68 15.20 17.66 16.00 17.94 14.31 21.48 24.28 30.01 283.711 0.000 表2. 各年份不同月份腹泻患儿RV-A检出率 图1. 各年份不同月份腹泻儿童RV-A检出率 3.3. RV感染患儿年龄分布 各年龄段可检出RV感染，见表3，图2。15099例患儿中，1Y~< 2Y组患儿阳性率最高为39.17%，2Y~< 3Y和6M~< 1Y组次之，分别为29.26%、28.09%。检测结果提示桂林市患儿RV-A阳性集中在6M至3Y年龄段。各组间比较，差异具有统计学意义(P < 0.01)。 Table 3 RV-A detection rate of diarrhea children of different age in different year 年份 阳性率(%) χ 2 P 0~< 6M 6M~< 1Y 1Y~< 2Y 2Y~< 3Y 3~< 4Y 4~≤ 5Y 2010 26.80 44.31 52.14 21.88 12.50 60.00 34.791 0.000 2011 27.48 43.31 52.99 30.43 28.57 14.29 37.849 0.000 2012 13.88 33.22 44.84 33.33 21.43 22.22 100.682 0.000 2013 11.05 30.50 46.86 21.15 25.00 5.26 193.105 0.000 2014 3.79 26.75 57.48 22.41 23.08 10.64 292.115 0.000 2015 4.82 19.51 23.08 18.00 12.50 3.12 86.900 0.000 2016 13.89 22.97 34.78 41.86 20.00 8.33 75.720 0.000 2017 20.35 23.51 38.58 37.14 26.67 10.78 58.552 0.000 2018 18.49 21.96 37.92 30.99 38.89 15.33 60.142 0.000 2019 15.34 12.99 24.91 32.14 10.71 20.93 59.250 0.000 总计 14.95 28.09 39.17 29.26 21.24 13.94 34.791 0.000 表3. 各年份不同年龄腹泻患儿RV-A检出率 图2. 各年份不同年龄患儿RV-A检出率(%)
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user: 4. 讨论 本研究回顾分析了桂林市2010~2019年间5岁以下腹泻患儿的RV-A感染分布情况，研究共检出RV-A阳性3161例，阳性率为20.94%，各年阳性检出率分别为36.13%、35.35%、24.82%、22.41%、13.85%、10.15%、18.63%、22.91%、21.80%和16.95%。10年间桂林市RV-A感染性腹泻一直处于较高的水平，其中2010年阳性率最高，2015年最低，但各个年度性别比例、季节比例和年龄段比例没有发生明显变化，感染高峰期与国内较一致 [ 8 ] [ 9 ]，研究再次提示RV-A感染具有季节性强、感染年龄段集中的特征。阳性率改变趋势与桂林市卫生部门对RV-A防治的重视、RV-A疫苗的研究与其临床上的应用存在密切联系，同时也得益于医院对病原流动物品的严格监管和隔离和RV-A交叉感染传播的预防与控制 [ 10 ]；3126例阳性标本中，男6660例(22.07%)，女6439例(19.14%)，性别间检出率差异具有统计学意义，与国内部分研究结果不同 [ 11 ] [ 12 ]，与罗厚龙 [ 13 ] 等的报道相一致，可能与桂林市地理环境、气候条件等因素相关。本研究结果RV-A感染全年均可发生，其发生具有很强的季节性，常发于秋季和冬季，每年10月起腹泻患儿逐渐增多，高峰期一般在12、1、2月，与广州、东莞等地一致 [ 14 ] [ 15 ]。各年龄组0~< 0.6M、0.6M~< 1Y、1Y~< 2Y、2Y~< 3Y、3~< 4Y、4~≤ 5Y腹泻患儿RV-A检出率分别为14.95%、28.09%、39.17%、29.26%、21.24%、13.94%。0.6M~< 1Y、1Y~< 2Y、2Y~< 3Y组的阳性率排前三位，分别为28.09%、39.17%和29.26%，与其他组相比较，差异具有统计学意义。与前人的研究 [ 16 ] 报道不完全一致，样本量规模、时间跨度对其存在一定影响，本研究分析的结果可能会更为全面、更具有代表性。0.6M~3Y儿童是RV的主要易感人群，这和该人群免疫系统发育不完全、喂养方式等因素密切相关。该人群主观意识差，易经粪口途径、直接接触、呼吸道传播等方式感染。0.6M前患儿一般以母乳喂养为主，感染风险相对较小，3Y后儿童免疫系统发育较完善，免疫力得到提高，这有益于抵抗病原体的感染。 本研究结果提示6M至3Y的儿童是RV-A最容易感染的一个人群，应引起家长与医务工作者的重视。目前RV-A引起的腹泻尚无特异性的治疗手段，临床常以补液为主，而日常的消毒措施对阻断其感染效果并不显著，其中接种疫苗为预防和降低RV-A感染的唯一又经济的有效措施 [ 17 ]。
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user: 5. 结论 总之，随着科技的发展和人类医疗技术的进步，桂林市儿童感染RV-A的可能性有所下降，但也不容乐观，特别是6M至3Y儿童易感群体应引起人们重视，需及早接种疫苗以预防RV-A感染。
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user: 摘要 随着依托咪酯新剂型在临床上的应用，大多副作用都已完全解决或部分解决，但其引起的肌阵挛至今尚未解决，且麻醉诱导时发生率高达50%到80%。只有充分了解肌阵挛的机制、预防药物的剂量以及配伍，才可有效减少肌阵挛的发生。回顾了减少肌阵挛发生的药物，对比应用各药物的优缺点，介绍了现有文献中明显抑制肌阵挛发生的剂量以及可能的发生机制，为临床应用提供参考。指出了减少依托咪酯引起的肌阵挛的最佳方案和最佳剂量亟待国内外研究人员解决的问题。
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user: 1. 引言 依托咪酯是具有生效迅速，呼吸循环稳定的特点，由于依托咪酯良好的安全性，在2016年，中国加速康复外科(ERAS)围手术期管理专家共识中推荐使用依托咪酯作为麻醉诱导药物 [ 1 ]。自1972年首次应用于临床，依托咪酯在近50年的发展中应用范围越来越广，但随之而来的副作用也越来越多的出现。有研究表明，肌阵挛多发生在依托咪酯静脉注射后30到90 s [ 2 ]。肌阵挛的定义是肌肉短时非自愿收缩，导致身体部位的短时可见运动。近年来有研究表明，多种药物复合或单独预给药均对依托咪酯引起的肌阵挛具有预防作用，如右美托咪定、丙泊酚、镇静催眠药、非去极化肌松药、利多卡因、小剂量阿片类药物 [ 3 ]、依托咪酯、抗胆碱能药物、硫酸镁以及小剂量氯胺酮等。本文主要就已发表文献中的可能机制及药物配伍作一综述。
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user: 2. 丙泊酚 丙泊酚是一种短效静脉麻醉药，用于全身麻醉的诱导和维持。研究表明 [ 4 ] 与单纯丙泊酚相比，使用依托咪酯/丙泊酚的1:1混合物后，注射痛的发生率低，肌阵挛的发生率显著低。Liu [ 5 ] 等发现在依托咪酯诱导之前施用丙泊酚可以预防肌阵挛，并且丙泊酚的剂量越高，依托咪酯相关的肌阵挛的发生率和严重性就越低。预先静脉注射丙泊酚还可以维持患者的血流动力学稳定。金运敏等 [ 6 ] 发现0.6 mg/Kg的丙泊酚预处理，可以显著减少依托咪酯在全身麻醉过程中引起的肌阵挛，而且不会影响麻醉效果，不增加麻醉的副作用。李陈美等 [ 7 ] 也得出相同的研究结果。相关机制未见报道。
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user: 3. 右美托咪定 右美托咪定是一种相对选择性α2肾上腺素受体激动剂，用于行全麻的气管插管和机械通气患者的镇静。杨耀等 [ 8 ] 认为，右美托咪定预处理可以显著降低肌阵挛的发生率，这可能与右美托咪定对α2肾上腺素能受体的镇静作用有关。Mizrak A等 [ 9 ] 认为小剂量右美托咪定可以抑制依托咪酯引起的肌阵挛，这可能与其依托于脊髓或大脑的作用机制有关 [ 10 ]。且随着右美托咪定的剂量增加，诸如注射疼痛、低血压和心动过缓等副作用的发生率增加，因此应尽可能选择较小的剂量。张艳菊等 [ 11 ] 实验发现0.25 ug/Kg是右美托咪定最适宜的预注剂量。
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user: 4. 镇静催眠药物 镇静催眠药常见药物包括咪达唑仑、地西泮等，用于外科手术时麻醉前给药或诊断检查时作诱导睡眠用。依托咪酯注射前2分钟给予咪达唑仑可减少由依托咪酯引起的肌阵挛的发生 [ 12 ]。咪达唑仑预防肌阵挛的机制可能是改善GABA能神经传递功能和突触抑制作用，减少网状结构对脊柱反射的促进作用以及直接抑制多突触脊髓反射，从而发挥中枢性肌肉松弛作用，减弱肌阵挛 [ 13 ]。地西泮的相关研究少见。有报道称地西泮在依托咪酯诱发肌阵挛方面无明显减少作用。刘文东等 [ 14 ] 发现诱导前静脉给予硫酸镁20 mg/Kg和地西泮0.2 mg/Kg，观察肌阵挛发生率降低非常明显，推测可能与地西泮对中枢神经系统的抗焦虑、肌肉松弛效果以及对边缘系统的抑制作用有关。
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user: 5. 非去极化肌松药 非去极化肌松药(NDMR)是全身麻醉中常用的一类药物，用于气管插管前的麻醉诱导，近年来，NDMR在烧伤、创伤、危重病人及小儿、老人等特殊病人得到越来越广泛的关注。一般预注量为常采用插管剂量的10%到20%，低剂量维库溴铵、罗库溴铵和阿曲库铵的预先给药可明显减少肌阵挛的发生，其机制可能与非去极化肌松药对神经肌肉接头的抑制作用有关。但是提前给予会使患者感到恐惧和不适，因此实际应用时应缩短肌肉松弛药和其他麻醉诱导药物的给药时间 [ 15 ]。 1) 维库溴铵：张治明等发现 [ 16 ]，极低剂量的维库溴铵可以明显降低依托咪酯诱导的肌阵挛，应将剂量控制在0.005至0.015 mg/kg之间。增加维库溴铵的剂量将抑制骨骼肌的收缩强度，这可能会导致不同程度的呼吸抑制和患者不适。 2) 罗库溴铵：刘慧芳等 [ 15 ] 认为，给予罗库溴铵ED95的预注射剂量0.03 mg/Kg时，可以减少依托咪酯诱导的肌阵挛的发生。分析该机制与罗库溴铵给药顺序的变化有关，因为罗库溴铵药效发作的时间和依托咪酯的药效发作重叠起作用，从而减轻了患者对肌无力的主观不适感。吴文双等 [ 17 ] 发现，0.06 mg/Kg罗库溴铵预处理可以显著降低肌阵挛的发生。 3) 顺式阿曲库铵和阿曲库铵：郭启才 [ 18 ] 发现，依托咪酯用小剂量顺式阿曲库铵静脉内麻醉(0.01 mg/Kg)预处理可以明显减少肌阵挛的发生。刘岗等 [ 19 ] 实验发现，依托咪酯诱导前预先注射阿曲库铵0.06 mg/Kg，可以明显降低肌阵挛的发生率，且无其他严重副作用。
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user: 6. 利多卡因 利多卡因是临床上常用的酰胺类局麻剂，是目前防治急性心肌梗死及各种心脏病并发快速室性心律失常的药物，是急性心肌梗死伴室性早搏、室性心动过速及室颤的首选药。利多卡因抑制肌阵挛的机制可能是通过改变神经细胞膜上电压依赖性钠通道，从而抑制钠离子流入，阻止动作电位产生和神经冲动传递，从而抑制了中枢神经系统兴奋性。据杨小立 [ 20 ] 报道，麻醉诱导期间静脉注射利多卡因20 mg和40 mg均可以有效减少依托咪酯诱导引起的肌阵挛的发生，同时可以减少麻醉诱导过程中产生的炎症反应和应激反应；但是40 mg利多卡因剂量过大，会导致从依托咪酯注射后到气管插管后5分钟这一时间段内的血压和心率显著低于注射利多卡因前，而20 mg利多卡因则对血流动力学的影响很小，是预防依托咪酯引起肌阵挛的理想剂量。
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user: 7. 小剂量阿片类药物 阿片类药物通常包括天然阿片类、半合成衍生物和合成的阿片类镇痛药，目前广泛应用于临床、麻醉、疼痛和癌痛治疗，主要用于中到重度疼痛治疗。已证实阿片类药物预处理是减少肌阵挛有效的方法 [ 21 ]。预防性给予小剂量阿片类药物，如芬太尼、舒芬太尼及瑞芬太尼等 [ 22 ] 均可降低依托咪酯致肌阵挛的发生率，但高剂量使用会引起呼吸暂停和胸壁僵硬 [ 23 ]。甚至鼻内滴入舒芬太尼0.2 ug/Kg也能显著降低肌阵挛的发生 [ 24 ]。 1) 芬太尼：报道称，在依托咪酯麻醉前5分钟，分别以100 ug、250 ug和500 ug芬太尼进行静脉预处理，结果肌阵挛的发生率分别降低至33%，13%和0% [ 25 ]。研究发现 [ 26 ]，3.0 ug/Kg的芬太尼预处理可以降低老年患者麻醉引起的肌阵挛的发生率和严重程度。 2) 舒芬太尼：汪惠等 [ 27 ] 已经发现在全身麻醉前预注小剂量舒芬太尼是安全可行的，除可以显著降低依托咪酯引起的肌阵挛的发生率外，还可降低呛咳的发生率。舒芬太尼达到效应室峰值浓度的50%需要3.05分钟，达到效应室峰值的效应持续时间为4.8分钟，舒芬太尼和依托咪酯的给药时间为2至4分钟，两种药物的峰效应重叠，因此对肌阵挛有最佳预防作用。其机制可能与舒芬太尼对网状系统的抑制作用有关。 3) 瑞芬太尼：王一如等 [ 28 ] 报道称瑞芬太尼0.5 ug/Kg预先给药可有效降低依托咪酯引起的肌阵挛，但对呼吸和循环系统起抑制作用。谢宇飞等 [ 26 ] 发现，2.0 ug/Kg的瑞芬太尼可降低老年患者全麻诱导期依托咪酯引起的肌阵挛的发生率和严重程度，而且瑞芬太尼2.0 ug/Kg预处理在麻醉诱导期拥有更稳定的血流动力学效力。 4) 羟考酮和纳布啡：有研究表明 [ 29 ]，预先注射0.1 mg/kg的半合成阿片类药物羟考酮可以显著降低肌阵挛的发生率，并且不会增加副作用，优于芬太尼。羟考酮主要作用于μ受体和κ受体，其机制可能是与这些受体相互作用有关。任益锋等 [ 30 ] 发现在静注依托咪酯前150s预注纳布啡0.2 mg/Kg可有效抑制肌阵挛的发生。其机制可能是纳布啡能够激动κ阿片受体，在中强度镇痛同时减轻肌阵挛 [ 31 ]。 5) 曲马多：曲马多是μ受体弱激动剂，NA、5-HT再摄取抑制剂，用于各种中重度急慢性疼痛，如癌症疼痛，骨折或各种术后疼痛、牙痛、关节痛、神经痛及分娩痛。付湘云认为 [ 32 ]，非巴比妥类药物曲马多预处理可减少依托咪酯全麻诱导所致的肌阵挛，且剂量为1 mg/kg的曲马多预注效果更为理想。 6) 地佐辛：地佐辛是к受体激动剂和μ受体拮抗剂，可用于急性疼痛的治疗，如术后中重度疼痛、内脏绞痛、晚期癌痛等。Liang H等 [ 25 ] 研究表明地佐辛作为激动剂通过调节κ受体来减少依托咪酯诱导所致的肌阵挛发生。依托咪酯导致的肌阵挛为惊厥样发作，猜测可能机制与激动к受体产生较强的抗震颤、抗惊厥作用有关。Stephan Loacker [ 33 ] 等也发现激动κ受体可产生较强的抗惊厥作用。高洁等 [ 34 ] 发现给予依托咪酯前1 min静注地佐辛100 ug/Kg，可以减少肌阵挛的发生，而且没有副作用，安全性好。
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user: 8. 小剂量氯胺酮 氯胺酮是苯环已哌啶(PCP)的衍生物，临床用于无需肌松的一般诊断检查或小手术，常用于吸入全麻诱导，也可作为氧化亚氮或局麻的辅助用药，或与其他全身或局部麻醉药复合使用。肌内注射常用于小儿基础麻醉。小剂量氯胺酮的定义是肌注单次量≤2 mg/Kg，静注或硬膜外腔≤1 mg/Kg。李文清等 [ 35 ] 认为氯胺酮对依托咪酯所产生的肌阵挛有明显抑制作用，但是存在呼吸抑制和镇静过度的不良反应。Wu GN等 [ 36 ] 称，氯胺酮0.5 mg/Kg预注能有效降低依托咪酯所致肌阵挛。
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user: 9. 硫酸镁 硫酸镁是一种常用的化学试剂及干燥试剂，具有镇静、抗痉挛以及减低颅内压等作用，临床用于导泻、利胆、抗惊厥、子痫、破伤风、高血压等症。静脉注射小剂量镁可明显减少依托咪酯全麻诱导时的肌阵挛发生 [ 37 ]。可能的作用机制是镁离子减少运动神经元末端乙酰胆碱的释放，并减少末端板上乙酰胆碱的去极化作用和肌纤维膜的兴奋作用 [ 37 ]。硫酸镁对于60岁以上的老年人应慎用 [ 13 ]。翁嫣初等 [ 38 ] 报道称依托咪酯诱导前使用小剂量(60 mg)硫酸镁可以显著降低肌阵挛的发生率。Un B等 [ 12 ] 应用2.48 mmol的硫酸镁成功的抑制了肌阵挛发生。
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user: 10. 依托咪酯 依托咪酯具有中枢镇静催眠和遗忘等作用，多用于危重症、高龄患者的全麻麻醉诱导。依托咪酯具有时量相关半衰期较短的药代动力学特点，持续输注或多次给药后病人仍可较快速的清醒，使其适合作为麻醉维持期间的静脉麻醉药物。全麻诱导前给予1 mg依托咪酯可以减少肌阵挛的发作。发生机制推测与依托咪酯低剂量预注射会导致较早地抑制皮层下兴奋性回路，避免了高剂量注射后皮层下脱抑制现象有关 [ 39 ]。还有研究 [ 25 ] 认为依托咪酯与肌阵挛的发生呈剂量相关性，可能是先抑制高级中枢大脑皮层造成低级中枢神经系统脱抑制所致。张琪瑶等 [ 40 ] 认为，以0.2 mg/(Kg·min)的速率输注依托咪酯可明显降低诱导过程中肌阵挛的发生率，并实现相对稳定的血液动力学变化，而且无呼吸抑制发生。另有研究表明 [ 41 ]，减低依托咪酯输注速度可以显著降低肌阵挛的发生率以及严重程度。
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user: 11. 抗胆碱能药物 抗胆碱能药有抑制分泌和解痉的效能，常用于胃肠道疾病，临床上多作为麻醉前用药使用。舒雅等 [ 42 ] 认为，长托宁0.01 mg/Kg预处理可以显著降低依托咪酯诱发的肌阵挛的发生率。其机制可能与长托宁作用于M1受体以及调控其他递质释放有关，也可能与长托宁对中枢神经系统的镇静作用有关。
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user: 12. 结论 尽管有许多关于减少肌阵挛药物的研究，但其机制仍未明确。据文献报道，肌阵挛发生的机制可能与依托咪酯在大脑中引起的异常神经活动有关。王传强等 [ 43 ] 认为依托咪酯对控制锥体外系运动活性的神经系统部位可能产生去抑制作用，这种抑制可导致30%至60%的患者出现肌阵挛。在临床工作中，还可以组合使用多种药物，期望以不同的机制来预防依托咪酯引起的肌阵挛。比如，夏瑞勇 [ 44 ] 发现小剂量右美托咪定和舒芬太尼复合使用、黄建成等 [ 45 ] 发现右美托咪定与咪达唑仑复合使用、韦晓东等 [ 46 ] 发现使用咪达唑仑(0.1 mg/Kg)复合芬太尼(2 ug/Kg)均可明显抑制依托咪酯诱导所致的肌阵挛。熊言顺等 [ 47 ] 发现右美托咪定复合小剂量舒芬太尼和咪达唑仑都对减少依托咪酯肌阵挛具有预防作用。可以看出，麻醉药与镇静药加镇痛药的结合比单纯复合镇静药更具有优势。肌阵挛的发生会产生疼痛和术后肌肉酸痛，还可能增加颅内压和眼压 [ 37 ]。此外，肌阵挛时还可能干扰心电图检测的准确性。最后，仍有问题亟待我们去解决，比如肌阵挛的发生机制、最佳药物配伍以及最佳剂量。只有充分的了解肌阵挛的发生机制，才能从根本上减少肌阵挛的发生，才能更好地保障患者。 本综述的目的是促使麻醉同道们加强对肌阵挛这一副作用的重视，给予预防肌阵挛发生的最佳用药方案以及循证医学证据，方便用药。将来如果能消除这一严重不良反应，相信依托咪酯用途会更广泛，会成为更理想的药物。
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user: 摘要 随着各国环保要求趋严，海外油气新项目评价中弃置义务风险也趋严重，准确评估弃置风险和估算弃置费是规避风险的有效手段，为解决新项目评价中无弃置风险评估指标、费率法估算弃置费不规范、人为因素影响较大的问题，通过分析识别影响弃置风险和成本的主要因素，建立分油气项目弃置评价指标体系。采用专家强制打分法确定各指标评分，根据评分高低确定不同项目弃置风险等级并估算相应弃置费。研究的弃置风险评估指标和弃置费估算方法将风险量化和费用估算相结合，在近几年的海外新项目评价中应用，结果与依据弃置工程方案估算相差在10%以内，估算精度能够满足为投资决策提供支撑的要求。
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user: 1. 引言 油气资产弃置义务指油气井和设施所有者在其终止生产和使用时，需要承担的不可避免清理、处置和环境恢复义务，必然要发生一定的费用，费用的高低与项目所在自然环境和资源政策有很大关系，数十年后的弃置义务履行和弃置费成为油气资产拥有者必须提前考虑的风险。目前，全球有越来越多的油田进入开采中后期，而随着油气田停产数量增多与各国环保要求日趋严格，油气井和设施弃置义务的相关问题已不容回避 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ]。因此研究油气田弃置义务及费用估算方法，对中石油海外新项目投资决策具有重大意义。 针对油气资产弃置，国外发达国家均出台了相关国际公约、法律法规和废弃标准等 [ 5 ] - [ 12 ]，可据此编制具体资产弃置方案。然而在海外油气新项目评价时，项目信息收集的不全面、投资成本随环境的动态变化以及各资源国之间的环保政策差异，都是不可避免的，对弃置义务的确认计量存在很大难度 [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]，从而决定了弃置费用难以进行准确估算。因此需要根据海外新项目评价特点研究一种快速、依据充分、科学的弃置风险评估和费用估算方法。
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user: 2. 模型构建 目前国际上对油田弃置风险量化还无相应的评估指标，也无量化方法。在新项目评价阶段，因油气资产的弃置是发生在几十年后，无法编制详细的弃置工程方案。弃置费估算主要是费率法，即按工程投资一定比率估算。该方法取值的准确性取决于评价人员经验，缺少系统规范的取值依据。因此从油气田弃置工程实施主要影响因素识别和分析入手，对影响弃置费用的宏观外部因素和项目本身内在影响因素加以判断、归类，并判断鉴定影响因素对弃置风险和成本的影响，进而建立弃置风险评估指标，并为弃置费估算奠定基础。 2.1. 油气资产弃置风险评估指标建立 指标选取原则：能体现影响项目弃置费的环境、政策、弃置工艺等特点，系统性、定性与定量相结合、易判断等。 弃置工程方案是根据不同自然环境和油气项目特点，按照油气田设施弃置流程，遵循资源国环保要求和弃置标准编制的。其费用的估算是按弃置工程方案的工程量清单估算，与油气田开发工程建设投资估算相同，均需要采用一定的工艺技术，用一定量的人工，消耗一定量的材料，但多了对拆除设施进行处理回收过程和环境恢复。弃置工程实施工程分析，认为海外油气项目弃置主要影响因素为自然环境、资源国环境政策、项目资源条件等，通过采用层次分析法，对油气项目弃置工程实施的多因素影响下的动态变化分析，构建资源国弃置评价指标体系，见表1。 Table 1 Table of abandonment evaluation inde 一级指标 二级指标 主要影响内容 外部环境 自然环境 环境敏感程度 资源国环保政策 严格程度 资源条件 油气藏条件 油气藏埋深 产出物物性 是否含腐蚀性物质 项目情况 运行时间短 表1. 弃置评价指标表 2.2. 油气资产弃置风险评估指标权重和风险评估值计算 首先，据以上分析，弃置工程实施和费用形成受上述外部环境和项目本身条件影响，各影响因素对油气项目最终弃置风险大小影响程度不同，即对弃置费用形成的重要性不同。因各影响因素有不同的量纲，且影响因素难以量化，为比较其对弃置形成的重要程度，通常采用专家强制对比打分法，即FD法，来评定各影响因素的重要性。该方法包括三步，首先将各影响因素两两对比打分，即非常重要的4分，重要的3分，相同重要2分，不重要1分，将各影响因素评价对比结果累加，得出评价值，如果评价值大，说明影响因素对弃置影响大。其次，将影响因素重要性评价值与其总和比，为各影响因素对弃置费的影响程度权重。第三，选择各二级指标中弃置工程实施最容易情形作为标准，并赋值为1，其他情形与标准相比，对不通情景进行赋值(表2、表3)。 Table 2 Table of calculation table of weight value of terrestrial oil and gas projec 二级指标 强制打分值 二级指标重要性 二级指标 二级指标权重调整系数 权重 自然环境 19 0.3167 沙漠 1 0.3167 戈壁 1.1 0.3484 草地 1.2 0.3800 森林 1.23 0.3895 热带雨林 1.5 0.4751 极地冻土 1.8 0.5701 资源国环保政策 13 0.2167 一般 1 0.2167 严格 1.2 0.2600 极严格 1.5 0.3250 油藏埋深 9 0.1500 <1000 m 1 0.1500 1000~2000 m 1.1 0.1650 3000~5000 m 1.2 0.1800 >5000 m 1.5 0.2250 不含H 2 S、CO 2 1 0.1167 油气物性 7 0.1167 含H 2 S、CO 2 1.2 0.1400 20年 1 0.0833 项目合同期 5 0.0833 30年 1.2 0.1000 40年 1.4 0.1167 20年 1 0.1167 项目已运行时间 7 0.1167 30年 1.2 0.1400 40年 1.4 0.1633 表2. 陆地油气项目指标权重值计算表 Table 3 Table of calculation table of weight value of seal oil and gas projec 二级指标 强制打分值 二级指标重要性 二级指标 二级指标权重调整系数 权重 水深 20 0.3333 0~100 m 1 0.3333 100~200 1.25 0.4166 200~350 1.5 0.5000 350~500 1.7 0.5666 500~1500 1.9 0.6333 >1500 m 2 0.6666 资源国环保政策 12 0.2000 一般 1 0.2000 严格 1.2 0.2400 极严格 1.5 0.3000 油藏埋深 10 0.1667 <1000 m 1 0.1667 1000~2000 1.1 0.1834 2000~4000 1.2 0.2000 4000~5000 m 1.3 0.2167 >5000 m 1.5 0.2501 油气物性 4 0.0667 不含H 2 S、CO 2 1 0.0667 含H 2 S、CO 2 1.2 0.0800 项目合同期 6 0.1000 20年 1 0.1000 30年 1.2 0.1200 40年 1.4 0.1400 项目已运行时间 8 0.1333 20年 1 0.1333 30年 1.2 0.1600 40年 1.4 0.1866 表3. 海洋油气项目指标权重值计算表 确定项目弃置指标变量集X = {自然环境X1，资源国政策X2，油藏埋深X3，油气物性X4，项目合同期X5，项目已运行时间X6}。同时确定项目弃置风险程度等级判断集V = {较轻风险V1，轻度风险V2，一般风险V3，重度风险V4，严重风险V5}，并进行区间量化，V1 = [0， 2]，V2 = (2， 4]，V3 = (4， 6]，V4 = (6， 8]，V5 = (8， 10]，根据弃置风险等级确定相应的弃置费取值比率，风险等级超高，取值比率越大。
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user: 3. 应用效果 X为凝析气田所产天然气低含CO 2 ，已投产运行13年，资源国环保政策要求一般，油藏埋深2000~4000 m。按照项目条件，结合周边配套设施成熟，交通运输管网发达，治安良好，可以为后期的弃置工程实施提供很大便利，结合弃置风险评估模型，计算弃置风险评估值为1.143，为一般风险。弃置费费率为5.6%，估算的弃置费得到专家认可。
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user: 4. 结论 1、海外新项目评价弃置费估算具有资料少，评价时间短、无详细的弃置工程等特点，弃置费准确合理快速估算难度较大。 2、弃置费估算方法从资源国环保政策等外部宏观因素，及项目油气物性等内在因素着手，用层次分析法建立了适应海外新项目评价阶段弃置费估算的评价指标，用专家打分法量化了各因素的影响程度，规范了费率法估算油气项目弃置费的计算方法。 3、海外油气项目弃置义务评价方法和弃置费快速估算方法在近几年的新项目评价中成功应用，为中方项目提供了充分参考依据及新思路和新方法，规避了项目收并购风险。 4、创建的海外油气项目弃置成本快速估算方法科学合理，提高了估算效率，完善了海外油气项目全生命周期研究工程投资估算方法，为海外油气项目经济合理获取和海外油气业务拓展提供了有力技术支撑。
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user: 摘要 论文合著是科技国际合作的主要表现形式之一，通过对中国大陆地区Engineering Petroleum学科的论文国际合作情况的定性、定量分析，可以更好地了解中国大陆地区该学科发展现状及国际影响。从论文发表的数量、年度分布、被引频次、主导与从属特征等方面进行深入分析，揭示中国大陆地区Engineering Petroleum学科国际科技合作的规律与特征，有助于能源战略分析中对科技合作的发展部署，为Engineering Petroleum学科的国际合作提供理论与数据支持。
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user: 1. 引言 在经济全球化发展背景下，国际合作是科技发展的趋势，也是国家科技发展战略的重要组成部分，而石油作为能源的重中之重，在世界各国的能源战略中都占有极其重要的地位，研究石油科技的国际合作情况对于能源战略与科技战略发展布署都有着深远的影响。当前研究中，对于能源战略合作的研究主要是从外交、博弈、产业合作、国际石油经济等角度进行研究，针对科学技术论文合作的相关研究不多。科学技术合作的研究中，主要是对合著论文进行分析，多采用文献计量学进行分析，如葛敏等对中国高被引论文国际合作特征进行分析 [ 1 ]，还有针对特定区域或国家合作论文特征分析的研究，李红军等与朱育晓等分别研究了中国与“一带一路”沿线国家科技合作的影响 [ 2 ] 及科研合作论文分析 [ 3 ]，田汇宝等学者对中英工程领域合作的文献展开了计量学研究 [ 4 ]，王文平等人对中美合著论文进行了计量分析 [ 5 ]；同时，针对不同学科领域的国际合作科技论文研究的内容也有一些，如在免疫学方面金碧辉等人对2000~2009年免疫学领域发展态势进行了文献计量分析 [ 6 ]，韩婧对生命科学领域国际合作的现状及趋势分析 [ 7 ]，谭宗颖等人对材料科学WoS论文进行了分析 [ 8 ]，郭永正对物理学领域中外合作进行了中印比较研究 [ 9 ]，其中关于能源领域的研究较少，特别是石油相关的，有景民昌对基于SCI论文合著分析的国际页岩气科学合作进行了研究 [ 10 ]，该文主要是从文献的国家分布情况进行了分析。 这些研究中，对于石油科技发展的国际合作论文相关研究非常少，科技论文是科学活动研究成果的重要表现形式，通过文献计量方法可以进行定性与定量的分析，从而揭示出相应的科学活动规律，因而对石油科技论文深入地多角度分析更有利于揭示石油科技发展国际状态，促进石油学科发展。本研究目的在于通过对近二十年的Engineering Petroleum学科科技论文发表情况进行统计分析，利用Web of Science (下文简称“WoS”)数据库及InCites数据库获取的数据，对Engineering Petroleum学科领域内中国大陆地区发表文章的概况及与其他地区合著论文情况进行分析，观察我国大陆地区近二十年来在Engineering Petroleum学科领域发表的科技论文的数量与质量，研究其在世界科学版图中的发展情况。
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user: 2. 数据与方法 WoS数据库是全球最大、覆盖学科最多的综合性学术信息资源，是目前国际上被公认的最具权威的科技文献检索工具，与InCites数据库均为科睿唯安(Clarivate Analytics)的科技文献检索、评价工具 [ 11 ]。其中，InCites数据库对WoS数据库下的权威引文数据进行了整理与分析，并从中获取一些数据指标与信息。InCites数据库中有12种学科分类模式，本文研究中所选取的是Web of Science TM 分类中的Engineering Petroleum，选取该分类主要是因为这种分类是最为细分的学科分类模式，通常被认为是精细文献计量学分析的最佳工具，能够更精准地反映出该学科的发展态势。 首先，通过InCites数据库确定数据来源的范围，时间长度为20年，考虑到科技期刊的发文周期特点，为保证数据完整性，选取2000年至2019年完整年度数据进行分析，在提取相应数据信息后，进入到WoS数据库进行相应信息检索，并进行详细数据信息的进一步提取。对提取到数据信息，逐一进行确认，设置清洗规则后将数据进行清洗以便于进一步的统计分析。分析时，主要从该学科的全局发展及与重点国家的合作角度进行研究。
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user: 3. 国际合作论文数据分析 3.1. 中国大陆地区Engineering Petroleum学科论文概况 学科论文的发表数量一向是科研成果展现最为直观的重要指标之一，根据Engineering Petroleum学科近二十年全球论文发表情况，中国大陆地区排名在初期只进入到前十五名，近些年排名逐渐提升，近五年已经上升至第一位，对整体排名靠前的国家有美国、俄罗斯、伊朗、加拿大等国家的发表文章数量情况进行对比分析，如图1。由图中可以看出，美国在2000~2019年二十年间，整体文章数量变化趋势较为平缓，其变化趋势与所有结果基准值相似。加拿大与伊朗在该区间内发文数量情况呈现平缓发展趋势，数据微涨。俄罗斯的发文数量在前期呈现不明显的增长趋势，近五年有非常明显的上扬出现。中国大陆地区发表文章数量明显呈现逐年上升趋势，文章数量变化由2000年的39篇提升至1472篇，增长近四十倍，在2013年有一次高峰值，自该年起，文章数量开始超越美国。 除了论文发表数量这个指标以外，论文的被引频次很好地说明了论文的同行关注度，从很大程度上反映出了论文的质量，图2反映了2000~2019年中国发表在SCI上的Engineering Petroleum学科文章被引频次年度变化情况及其他国家的相应数据，这里的其他国家选择仍参照了世界排名。从图2可以看出，文章从发表至被引用需要一定时间周期，在2019年数据下降，符合文章被引频次变化发展规律。其中，所有结果基准值数据呈现为波动式平缓上扬趋势，美国在该期间内发表文章的被引频次变化发展趋势平缓，略呈现下降状态，整体的发展变化波动趋势与所有结果基准值相似。加拿大在该期间内发表文章的被引频次变化发展趋势为较明显下降。伊朗与俄罗斯的数据表现为平缓上扬，但在近三年有所下降。中国大陆地区的表现为明显上升趋势，从2015年起每年文章被引频次数值已经超越美国数据。 图3显示了中国大陆地区2000~2019年，发表在SCI上的Engineering Petroleum学科的论文数量及该学科论文中与其他地区合作论文各年度占比情况。2009年、2013年及2019年论文数量出现三个峰值。而各年度合作论文数量发展趋势为明显的上升趋势，近五年增长较快，合作论文数量明显增多。从合作论文所占全部论文比例的年度情况来看，整体合作论文占比始终没有超过30%，在初期2000~2004年，合作论文占比略高，基本在25%左右，中期的十年中，占比基本不超过10%，近五年，合作论文占比有所提升，在20%左右。 图1. 2000~2019年中国大陆地区发表在SCI上的Engineering Petroleum学科文章数量年度变化趋势对比图 3.2. 与重点国家及地区的合作情况 在2000~2019年的期间里，中国大陆地区发表在SCI上的Engineering Petroleum学科论文与其他地区合作的地区数量各年度情况见图4。这二十年期间，中国大陆地区在该学科领域共与66个地区进行过合作，合作地区数量随时间呈现上升趋势，在前十年，合作地区数量基本在10个左右，从2012年开始，数量开始明显增多，2019年数量多达46个，从合作地区数量上看，增长了23倍。 在这二十年期间，中国大陆地区并不是与全部地区每年都保持合作，与部分地区合作仅为某一阶段性地合作，有的合作数量也非常少，综合考虑到各地区与中国大陆地区合作的连续性，合作地区在该学科领域的国际影响力，及其与中国大陆地区的国际关系多方面因素，选取美国、加拿大、澳大利亚、英国、日本、英格兰、俄罗斯地区与中国大陆地区合作数据进行年度分析，图5反映了2000~2019年这些地区与中国大陆地区在该学科领域合作发文情况。由图5可知，美国、加拿大、澳大利亚与中国大陆地区在该期间基本一直保持有论文合作发表，其中与美国合作数量一直处在上升状态，自2013年，开始出 图2. 2000~2019年中国大陆地区发表在SCI上的Engineering Petroleum学科文章被引频次年度变化趋势对比图 图3. 2000~2019年中国大陆地区发表在SCI上的Engineering Petroleum学科论文数量及合作论文所占百分比变化趋势图 图4. 2000~2019年中国大陆地区论文合作地区数量变化趋势图 图5. 2000~2019年中国大陆地区主要合作地区合作情况 现大幅上升，加拿大与澳大利亚的合作趋势基本相似，其中加拿大在2008年与中国大陆地区合作有一个峰值，在近几年，与加拿大、澳大利亚合作数量上升较快。与英国及英格兰的合作数量发展趋势基本相似，在近几年开始呈现平缓上升趋势。在与日本的合作中，在2009年达到一个高峰，2013年又有一个小的峰值，在其他时间内大部分有合作，但数量很少。与俄罗斯的合作中，基本上是从近5年之内开始有合作，并且数量呈现上升趋势。整体来看，与美国保持合作的时间连续性最长，每年合作的论文数量也多，并且合作数量逐年明显上升，从初期的数篇合作到2019年的上百篇合作，数量增长非常迅速。 在合作的各地区中，中国大陆地区与美国、加拿大、澳大利亚合作时间连续性最长，基本上每年都有合作，图6显示了中国大陆地区与这三个地区合作论文占比的年度分布情况。由图6可知，美国不仅在时间上与中国大陆地区合作连续性较好，在合作比例中也占据了较高的份额，其次为加拿大，也是中国大陆地区的主要论文合作者之一，澳大利亚虽然在大部分年份中都有合作，但所占比例略低于美国与加拿大。 图6. 2000~2019年中国大陆地区与Australia、Canada、USA各年度合作占比情况 合作发表的论文中，中国大陆地区主导发文与从属发文还是有一定的区别的，这里对数据进行统计，将通讯作者或第一作者所属中国大陆地区的论文定义为中国大陆地区的主导论文，而通讯作者或第一作者均不是中国大陆地区的论文定义为从属论文 [ 12 ]。图7是2000~2019年中国大陆地区主导论文的年度发表情况及其占全部合作论文的百分比。由图7可知，在初期，合作论文数量较少，并且大部分是以中国大陆地区作为从属地区合作发表的论文为主，而自2007年开始，随着合作论文数量的攀升，中国大陆地区主导论文数量也在上升，比例基本都在50%以上，除2010年略低外，其他年度占比都在60%以上甚至更高，在近几年几乎达到80%。 中国大陆地区的主导文章数量、从属文章数量及其各自的被引频次的各年度分布情况见图8。从图8可知，主导文章数量呈现明显上升趋势，从属文章数量虽也在上升，但较主导文章更缓慢。从属文章被引频次基本发展比较平缓，2010年从属文章被引频次达到一个峰值，但后期下降。主导文章被引频次呈现明显上升趋势，特别是在近几年，数值增长较快，达到高峰值。 尽管目前主导论文数量与被引频次都较高，但仍需观察主导论文与从属论文的篇均被引情况，图9显示了2000~2019年中国大陆地区国际合作论文中主导论文与从属论文的篇均被引数据分布情况，由图可知，在前期，主导论文与从属论文虽然基本呈现出上下波动的对比分布，但整体来看，从属论文的篇均被引略高于主导论文，在后期，二者基本持平，相差不大。 图7. 2000~2019年中国大陆地区主导论文情况
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user: 4. 数据分析结果 通过对中国大陆地区近二十年发表在SCI上的Engineering Petroleum学科论文数据的整理与分析，从数据的整体国际排名情况、与其他地区合作情况、主导及从属论文合作情况进行了分析，并深入分析了与一些重点地区的合作数据，从合作时间、合作数量、合作质量等多个角度寻找发展规律。 4.1. 中国大陆地区Engineering Petroleum学科整体情况分析 从数据与分析结果来看，中国大陆地区Engineering Petroleum学科在2000~2019年期间，初期发表的SCI文章数量非常少，被引频次也相应很少，国际合作论文数量仅为个位数，这意味着在该阶段，中国大陆地区国际合作交流不多，在世界上的影响力也不是很大，因此，在这个阶段，中国大陆地区的学科排名在世界上也仅在十五名之前，美国、加拿大等国家占据榜首，特别是美国，其文章数量与被引频次都远超其他地区。到了中期，大概2005年前后，中国大陆地区文章数量一直在稳步提升，世界排名逐渐上升到前十。在2009年左右，中国大陆地区文章数量提升较快，世界排名上升到前五并保持稳定，超越加拿大后，取代其成为世界第二。2013年，文章数量激增，被引频次获得很大提升，首次排名成为第一，文章数量基本为排名第二的美国两倍，但篇均被引低于美国，总被引频次数值高出美国不多。除2014年排名第二外，后期其他年度均排名第一，超过美国，特别是2019年，文章数量翻了两倍，被引频次数值也非常高。纵观整个发展过程，中国大陆地区Engineering Petroleum学科整体发展呈现明显上升状态，其论文数量与质量都得到了很好的提升，其中2009年，2013年，2019年各出现一次峰值，说明其相应时期国家的发展政策利好。当前中国大陆地区Engineering Petroleum学科世界影响力很强，该学科水平与能力在世界处于领先地位。 图8. 2000~2019年中国大陆地区主导论文和从属论文被引频次数量分布对比 图9. 2000~2019年中国大陆地区主导论文和从属论文篇均被引频次数量分布对比 4.2. 中国大陆地区Engineering Petroleum学科国际合作情况分析 中国大陆地区Engineering Petroleum学科国际合作从初期的2个地区，到后期的46个地区，合作范围扩大了很多，在这二十年间，共与66个地区进行过相关合作，其中包括了与世界排名前二十的各个地区，从合作的广度上来讲，覆盖了大部分主要地区及先进地区，合作广度较大，2012年后，每年合作地区都保持在20个以上，2019年达到峰值。在时间的连续上来看，保持持续合作的地区不多，其中美国、加拿大、澳大利亚等在整个期间都基本保持了较为紧密地合作联系，与英国及英格兰合作持续时间虽然连续，但合作文章数量不多。近几年主要是与俄罗斯、日本等地区开展持续性合作。近三年，合作地区数量明显增多，合作广度更大，且多为持续性合作，说明中国大陆地区在近期已经建立起良好的国际合作平台，并保持着较为深入稳定的联系，合作较为紧密，中国大陆地区Engineering Petroleum学科拥有较为广泛的国际影响力。另外，合作论文各年度占比均较低，说明在该学科领域，中国大陆地区以自主研究为主，有较强的自主研究能力。 4.3. 主导论文与从属论文情况分析 通常一个地区的主导论文的整体数据对于评价该地区的科技水平更具有代表意义，主导论文的数量、质量及占全部发文比例都反映着该地区的实际科研能力。从前边数据中可以看出，中国大陆地区在整个期间都以主导发文为主，主导论文占比较高，虽然在初期，主导论文篇均被引情况略低于从属论文，但在后期该情况有所改善。同时，主导论文的被引频次数值呈现上升趋势，说明其主导论文在发文数量与质量上不断在提升，目前已经有较高的质量和水平，受到国际同行认可度较高。这也从另一个角度再次证明，在该学科领域中，中国大陆地区是以自主研究为主，拥有较强的自主研究能力，在合作中占有主导地位，反映了中国大陆地区该学科领域有较高的世界地位与较强的科研实力。
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user: 5. 建议 从数据分析结果来看，经过二十年的发展，目前，中国大陆地区的Engineering Petroleum学科在国际上处于领先地位，论文数量与被引频次高居榜首，国际合作论文广度值较高，与部分优势学科地区合作持续度较好，合作紧密，在保持现有紧密合作联系的同时，可以考虑增加与部分地区的持续合作，加强合作深度。国际合作论文以主导论文为主，从属论文数量远低于主导论文，但主导论文与从属论文的篇均被引相差不大，从属论文篇均被引略有优势，说明中国大陆地区论文质量尚有提高的空间。2009年、2013年与2019年，均出现了发表论文数量峰值，前推一至两年相关利好政策，建立起政策制度与论文数量的关系模型，有利于相关政策的优化与调整。 国际合作是科研发展的大势所趋，科学无国界，打破国家地区的界限，促进学科交流，对学科的发展大有裨益，更有利于学科的发展，也是未来的发展目标之一。通过对论文合著数据的计量分析，可以反映出该领域学术论文的发展轨迹与规律，揭示出该学科领域国际合作的特征，预测其发展趋势。Engineering Petroleum学科论文集中了该学科领域的科研成果，是能源领域战略规划的重要参照依据之一。科技合作，特别是跨地区合作，受不同文化背景的影响，有助于降低单个学者的认知和理性局限，打破固化思维模式，有利于科技创新，国际科研合作现在已经成为前沿科学发现的主导力量 [ 13 ] [ 14 ]。科技论文的国际合作同时也有利于中国大陆地区的文化输出，提高国际影响力与国际形象，为进一步的科技合作提供良好的平台，形成良性循环。
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user: 摘要 海洋环境治理是一个值得深入研究的方向，随着社会经济的飞速发展，工业垃圾和生活垃圾也越来越多，由于垃圾从沿岸地区向海洋深处渗透，导致了海洋生态环境遭到了破坏。为了处理这些海洋垃圾，国家相关部门需要投入较大的成本进行处理，如何高效地对海上垃圾进行清理、回收，就成了一个亟待解决的问题。本文以东海岛为例，进行了湛江湾近海垃圾聚集点的预估：根据沿岸水流对垃圾的运输作用、水流交汇点计算建立垃圾集聚点模型，通过模拟计算得出垃圾分布点；然后建立了基于水流与海岸距离的权重模型，为每个垃圾集聚点赋予合理的权重；再通过带权重的K-Means聚类分析预估垃圾聚集中心，此结果可以为相关部门提供垃圾集聚中心位置，方便对海面的垃圾处理，为当地的海洋环境保护提供一个良好的参考。
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user: 1. 引言 湛江湾具有非常重要的战略地位，海域曲折复杂且形状不规则，且南部有东海岛、硇洲岛等作为天然屏障，港内水深浪静，回淤少，四季不冻，是得天独厚的优良港湾。湛江湾作为湛江市区的战略资源，具有悠久的海洋渔业发展历史。湛江湾的战略价值不仅仅体现在经济发展上，湛江湾凭借海洋生态系统的自净功能，每年能够处理大量污染物，是湛江湾更为宝贵的价值所在。湛江经济飞速发展的同时，也面临着上述生态被破坏的问题 [ 1 ]。如何在发展临湾重工的同时保护好湛江湾的生态环境价值，是值得所有人共同探讨的问题。近年来，为保护海洋环境，海洋垃圾的处理问题已经成为国际海洋环境保护领域重要的议题。国际学术界围绕海洋塑料垃圾源汇分析、通量估算、迁移机制、对生态系统及人类健康的风险评估等方面，进行了大量研究，也推动开展了一系列有关消减海洋垃圾策略与行动 [ 2 ]。然而，国内针对海上垃圾聚集中心预测受近岸海域的水动力环境复杂的影响，导致一直缺乏高效的海洋垃圾聚集预测，但仍呈现出机制约束力弱、场景协调性差、主体合力不足、措施无序化碎片化等总体特征。本文将以东海道为例，建立了基于水流与海岸距离的权重模型，为每个垃圾集聚点赋予合理的权重，达到高效的海洋垃圾聚集预测效果，方便对海面的垃圾处理，有利于保护环境。
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user: 2. 集聚点模型 垃圾在近海地区主要的输运动力是水力运输，可以认为，水流的交汇点也往往是垃圾的交汇点。于是可以根据沿岸地区每一点的水流对垃圾的运输与水流交汇计算从而得出垃圾分布点，从而建立如下的垃圾集聚点模型。 如图1，假设有两条汇聚于点C的水流，设水流由S流向A，在A处反射后流向C而形成反射水流AC，同理假设存在反射水流BC。 图1. 水流交汇示意图 假设点A为 ( x 1 ， y 1 ) ，点B为 ( x 2 ， y 2 ) ，水流的交点C为 ( x 3 ， y 3 ) 。由几何关系得： C E B E = tan θ 2 = y 1 − y 2 x 3 − x 2 ，   C F A F = tan θ 1 = y 3 − y 1 x 3 − x 1 ，   C E D E = tan θ 1 = y 3 − y 2 x 3 − x D ， (1) 又因为 y 2 = tan θ 1 x 2 + b ， y 3 − y 2 = tan θ 2 ( x 3 − x 2 ) ，有 y 3 = tan θ 2 ( x 3 − x 2 ) + y 2 ，此时： y 3 − y 1 x 3 − x 1 = tan θ 2 ( x 3 − x 2 ) + y 2 − y 1 x 3 − x 1 = tan θ 1 ， (2) 即 tan θ 2 ( x 3 − x 2 ) + y 2 − y 1 = tan θ 1 ( x 3 − x 1 ) ，于是得到如下垃圾集聚点C的计算式： { x 3 = y 1 − y 2 − tan θ 1 x 1 + tan θ 2 x 2 tan θ 2 − tan θ 1 y 3 = tan θ 2 ( x 3 − x 2 ) + y 2 (3) 反射水流夹角 不难想见，上述模型需要计算反射水流与横轴的夹角 θ 1 ， θ 2 ，下面讨论该夹角的计算模型。由于海岸线总存在适当的截取与旋转使得海岸线在给定笛卡尔坐标下满足一一映射，这样良好的性质能够方便计算并将作为讨论的前提 [ 3 ]。 图2. 反射示意图 反射示意图如图2，其中， v 1 为海岸线切向量，所在直线即反射平面； v 2 为垂直于 v 1 的法向量。水流从 P 2 运动至点O反射的过程中， v 3 是水流的方向向量， θ c 是 v 1 和x轴之间的夹角， v 4 为反射线的方向向量。记 θ w 为水流反射后和x轴正半轴的夹角。 不妨设海岸线切向量定义在一、四象限，由反射过程知， v 2 和 v 3 之间是入射角，记为 θ 入 。 v 2 与 v 4 的夹角是反射角，记为 θ 反 则， | θ 入 | = | θ 反 | > 0 。 不难得到，在给出海岸线轮廓与入射水流时，反射水流夹角 θ w 的计算式。 { θ 13 = arccos ( v 3 ⋅ v 1 | v 3 | | v 1 | ) θ w = | θ 13 | + θ c (4) 同理可以计算出所有情况下的反射水流与横轴的夹角。 通过上述模型，当给出入射水流与海岸线轮廓时，能够计算出所有的垃圾集聚点，但是，可能由于任意两条不平行的水流必然存在一个交点，当交点在反射水流的反方向，则称为虚交点 [ 4 ]；且由于海岸线的存在，有些水流交点在陆地上，因此在运用上述模型前要对这些点进行虚交点的过滤和海岸约束判断。
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user: 3. 水速下降与集聚点权重模型 在假定水速恒定不变的情况下，垃圾集聚点可能出现在任意的位置，但是水流在输运的过程会存在能量的损失，垃圾集聚点也因此不能出现在任意远处。由于水流经反射后，能量逐渐损失 [ 5 ]，流动越远越难维持自身运动状态，其携带的垃圾也随着距离海岸的距离增大而减小，故各个水流和集聚点应当有各自的权重 [ 6 ]。不妨假设反射水流随着离开海岸的距离 x d 增大水流的权重遵循 W w = − b e a x d + c ( a ， b ， c > 0 ) ，其图像如图3所示。 图3. 水流权重随海岸距离的变化曲线 则集聚点的权重为 W = W w 1 + W w 2 ，即产生该集聚点的两条反射水流的权重之和。且总有构造满足 x d → 0 ， W w → 0.5 ， W ≤ 1 。