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1.
陈斌 《西南大学学报(自然科学版)》2012,34(12)
利用初等数论及组合方法讨论了一个包含Smarandache对偶函数的方程∑d｜n1/Sn（d）=3Ω（n）的可解性．得到了其所有正整数解的具体形式,即方程所有奇数解为n=p^3q^5（p,q为奇素数）,所有偶数解为n=2^8·3^114,n=2^10·3^36,n=2^16·3^18,n=2^ap^2,n=2pqr（a〉1,p,q,r为大于3的奇素数）． 相似文献
2.
设f和g为两个非常数亚纯函数,n,k,m为正整数,p(z)=amzm+am-1zm-1+…+a1z+a0或p(z)≡c0,其中a0≠0,am≠0,c0≠0为常数.若E(∞,f)=E(∞,g)El)(1,[fnp(f)](k))=E1)(1,[gnp(g)](k))且当l=3,2,1时,n,k,m分别满足n>3k+m+7,n/>4k+3/2m+8,n>7k+3m+11.则(Ⅰ)当p(z)=amzm+am-1zm-1+…+a1z+a0时,f和g满足代数方程R(f,g)≡0,其中R(w1,w2)=wn1(amwm1+am-1wm-11+…+a0)-wn2(amwma+am-1wm-22+…+a0)(Ⅱ)当p(z)≡c0时,f(z)=c1/n√c0ecx,g(x)=c2/n√c0e-cx,其中c1,c2和c满足(-1)k(c1c2)n(nc)2k=1,或者f(z)≡tg(z),(tn=1). 相似文献
3.
管宇 《浙江农林大学学报》2002,19(1):90-94
利用Wald 的序贯概率比检验中接收产品时对应的批检验数:n1 ＊(0 , c11), n2 ＊(1 , c12),, nk ＊(k -1 , c1k), , 设计出一种改进型序贯检验(其中当c1t s 时(t =1 , , s), 取c1t ＊=c1t ;当c1t s 时, 取c1t＊ =s):n1＊(0 , c11), n2 ＊(1 , c12＊), , ns ＊(s -1 , s)。证明了当次品率较小(p p0)时, 改进型序贯检验的平均抽检个数N ＊(p)与序贯概率比检验的N(p)比较接近, 但抽检周期要小得多。表1 参6 相似文献
4.
5.
苏连塔 《福建农林大学学报(自然科学版)》2007,36(6):660-663
研究了随机过程之和的收敛性问题,给出了ηn(t,w)=1/bn∑ from k=1 to n akξk(t,w)依联合测度μ×P收敛于0的一个充分条件;若{‖ξn(t,w)‖}有界,证明了ηn(t,w)=∑from k=1 to n (ak/bk)ξk(t,w)依联合测度μ×P收敛于某一个随机过程η(t,w). 相似文献
6.
目的某保险公司拟设计一款新产品,其思路是:投保人从一出生开始,每月交纳固定费用a元,交满n年(n是正整数)停止交费,并从下一个月开始按月领取固定额度的工资b元,直到投保人死亡,按这个思路建立数学模型解决这一问题。方法在已知投保人恰好k岁死亡的概率为pk前提下,以保险金本息和余额为随机变量X,建立保险公司收益的数学期望Em(X)=∑k∈Λxkpk 的概率模型。结果给出了在投保人都是恰好满m岁死亡时,保险公司收益的数学期望的表达式:当mn时,Em(X)=m∑kx=n+1xkpk=m∑k=n+1[12n∑i=1a(1+c)i(1+c)k-k∑i1b(1+c)i]pk;当m≤n时,Em(X)=m∑k=1xkpk=m∑k=1k∑i=1[a(1+c)i-ka(1+d)]pk。在均匀分布的假设下,投保人在第m个月死亡时保险公司收益的数学期望的表达式为:Em(X)={1/12m∑k=1k∑i=1[a(1+c)i-ka(1+d)]p1+[k-1/12]m ≤12n1/12m∑k=12n+1[A(1+c)k-k∑i=1b(1+c)i]p1+[k-1/12]m12n结论结合以上数学模型,讨论了保险公司不盈不亏(即保险公司收益的数学期望Em(X)=0时)的概率P(Em(X)=0)。通过考虑年龄、性别、死亡率等一些有用的数据,讨论了确定合适的a、b、d和n值的一些思路和方法。 相似文献
7.
王雪枝 《河北北方学院学报(自然科学版)》2011,27(5):16-20
研究了边值问题（Φp（u′））′（t）＋q（t）f（t,u（t）,u′（t））=0,0〈t〈1,u′（0）=sum αiu′（εi） from i=1 to n,u（1）=sum βiu（εi） from i=1 to n,在C1[0,1]上存在正解.方法是将边值问题转化为积分方程,通过建立算子,运用不动点定理. 相似文献
8.
蒋钧 《西北农林科技大学学报(自然科学版)》1990,(3):85-92
对广义传动比提出新的定义概念,并用π及π°表示。导出了机械传动效率的普遍式η_(ab)=(π°_(ab))/(π_(ab))。用此公式对齿轮啮合进行研究,得到输出功A的表示式 A=T_a integral from n=A to R[(1-(1/R_a±1/R_b)·sinμ/cos(α+μ)·1]dφ。 相似文献
9.
顾全甫 《浙江大学学报(农业与生命科学版)》1981,(3)
浙江受季风气候影响,在高温盛夏,尤以7月至8月上旬,每有干旱期出现。其时,黄红麻的根系土层如严重缺水,就将影响麻株生长,导致减产。因此,麻区的旱期灌溉对提高麻皮产量很见重要。 本研究发现腾散量(即麻株蒸腾量和麻地土壤蒸发量之总和)可用下式求得: E=K·C 式中K是腾散量(E)对麻地气象哨相应日期内的蒸发量(C)之比值,称麻地腾散系数。K=0.7。 通过土层贮水量计算表(本文表6)可以显示土层贮水量出现亏损的日期,此时对麻地贮水量加以分层实测,即可求得土层贮水量的亏损值sum from i=(0-5) to (20-30) |di|,则日喷灌量(g)为: g=sum from i=(0-5) to (20-30) |di|+K·C 当隔几天灌溉一次时,则总喷灌(沟灌)量G为: G=sum from i=(0-5) to (20-30) |di|+k sum from i′=1 to n Ci′ 式中sum from i′=1 to n Ci′为n天的内逐日蒸发量预报值之总和,若无此项资料,可采用相应历史旱期时段的逐日蒸发量总和。 运用这一方法估算灌溉定额和日期,不仅快速及时,以及对后期灌溉工作带来预见性和计划性,而且这一方法是以指标贮水量作为灌溉标准的,这就适合麻株生理对水分的最适要求,故麻皮增产显著。 相似文献
10.
一类反应扩散方程的锐利条件 总被引：1，自引：1，他引：0
远方 《河北北方学院学报(自然科学版)》2008,24(3)
目的 证明反应扩散方程Cauchy问题{ut-Δu=up-uq-u,x∈Rn,t∈(0,T) u(x,o)=u0(x)≥0,x∈Rn其中1＜q＜p＜n 2/n-2,n≥3或1＜q＜p＜ ∞,n=2解(广义)的整体存在性及解的渐进性.方法 借助初边值问题及比较原理进行证明.结果 (i)当u0(x)≤(u)x时,上式存在L∞(Rn)整体解u(x,t), u(x,t)≥(u)x 在Rn×Rn上成立且u(x,t)Δ=u(t)∈Lm(Rn)(1≤m≤ ∞);(ii)当(u)x≠u0(x)≤(u)x时,tπ/2etu(x,t)≤C在Rn×R 上成立.结论 证明出了上式解(广义)的整体存在性及解的渐进性. 相似文献
11.
目的 :探讨p5 3、bcl 2和c myc蛋白在甲状腺肿瘤中的表达意义。 方法 :应用免疫组化EnvisionTM法对 73例甲状腺肿瘤中 p5 3、bcl 2和c myc蛋白的表达进行检测。 结果 :3 6例腺瘤中 p5 3、bcl 2和c myc蛋白的阳性表达率分别为 :0 0 %( 0 / 3 6)、88.6%( 3 2 / 3 6)和 5 0 .0 %( 18/ 3 6) ;3 7例腺癌则分别为 :2 1.6%( 8/ 3 7)、64 .9%( 2 4/ 3 7)和 89.2 %( 3 3 / 3 7) ;p5 3、bcl 2、c myc蛋白分别在 3 6例腺瘤与 3 7例腺癌之间比较差异均有显著性 (P <0 .0 5或P <0 .0 1)。p5 3蛋白阳性表达的腺癌 8例 ,其bc1 2及c myc蛋白阳性表达率分别为 75 .0 %( 6/ 8)和 10 0 %( 8/ 8) ,在腺癌中 p5 3蛋白表达与bcl 2蛋白表达仅呈低度正相关 (r =0 .3 5 1,P <0 .0 5 )。 5例淋巴结转移性甲状腺癌中p5 3蛋白阳性表达率为 60 0 %( 3 / 5 ) ,但均无bc1 2蛋白阳性表达。结论 :p5 3、bcl 2及c myc蛋白可能共同参与甲状腺癌的发生发展 ;检测 p5 3蛋白有助于甲状腺良恶性肿瘤的鉴别 相似文献
12.
徐向宏 《甘肃农业大学学报》2015,(3):178-180
百分率的χ2检验在农业科学数据分析中的应用非常普遍,但目前在应用条件上仍存有偏差.本文以一个总体的百分率P是否等于常数P0的χ2检验为例,根据χ2检验模型的来历认为:应用的条件np≥5,nq=n(1-p)≥5,在实际应用时对应的应用条件应该是:m≥5,n-m≥5,而不仅仅是目前教科书的应用条件:np0≥5,nq0=n(1-p0)≥5.本结果将有助于研究人员在应用χ2检验避免偏差,得到更客观的统计结果. 相似文献
13.
探讨了和式sum from x=1 to n (x~m)(x,m∈Z~+)的求解,利用差分法求解了和式sum from x=1 to n (x~m)。研究结果表明,只要m为一有限整数,利用差分表可以快速求解出sum from x=1 to n (x~m)的求和公式,且仅仅只需要列出差分表的前m+2行。 相似文献
14.
给出了在比较弱的条件下非线性中立型差分方程振动的几个充分条件．即若记（H1）：｜f（x）｜≥c｜x^a｜,（c〉0）;（H2）：∑n=r^∞qn=＋∞,下面4个条件之一成立：①Pn=1,且（H1）和（H2）成立;②pn=1,（H1）成立,且对（H1）中的a,∑n=rn^aqn（∑n=rqi）^a=∞成立;③0〈pn≤1,（H1）、（H2）成立,f（x）非减且（H1）中的a〈1;④1≤pn≤p,（H1）、（H2）成立,k≥m＋1,f（x）非减且（H1）中的a〉1,则非线性中立型差分方程△（xn-pnxn-k）＋qnf（xn-m）=0（n≥r）振动,其中m、n,k∈N,r=max{k,m},△xn=xn＋1-xn,f（x）连续,f（0）=0,且当x≠0时,xf（x）〉0, 相似文献
15.
利用初等方法以及Euler函数φ(n)的性质研究了一个包含Smarandache函数与Euler函数的方程的可解性问题,即研究方程∑,d/nS(d)=φ(n)的可解性.证明了该方程有且仅有一个正整数解n=1. 相似文献
16.
邓远北 《湖南农业大学学报(自然科学版)》1984,11(3)
在本文中我们证明了,若f(z)为单叶函数族K内的一函数,(w)为其逆并且(w)=w sum from n=1 to ∞ r_nw~n,则当n=8时,|r_n|1,等号成立仅当f(z)为f_0(z)=z/1-z及其族转的情形。在此之前,Libera,R.J.和Zlotkiewicz,E.J.考察了1n7时的情形。 相似文献
17.
潘晓玮 《西南大学学报(自然科学版)》2013,35(12):063-066
利用初等方法以及Mangoldt函数Λ(n)的性质得到了包含L(n)的一个均值公式,即就是证明:对任意实数
x >1,有渐近公式
Σn≤x
L(n 1)
L(n) = Σk
i=1
ci·x2
lnix O x2
(lnk 1 ) x
其中k 为任意给定的正整数,ci(i=1,2,…,k)为可计算的常数,且c1 =1. 相似文献
18.
讨论了方程△u | x |m(up-u)=0(p＞1,m＞0)在Rn中有界球域上Dirichlet问题的正解的非存在性.当p≥2m n 2/n-2即临界指数为p=2m n 2/n-2(n≥3)时,方程的Dirichlet问题无正解. 相似文献
19.
利用自旋算符的格林函数的切断近似方法,对由哈密尔顿量(?)=J(sum from ij to xy (?)_i·(?)_j+R sum from ij to z (?)_i·(?)_j)所描述的量子Heisenberg(s=1/2)体系的基态、低温行为进行了理论研究,其中包括①基态量子涨落的数值计算;②在低温下解析求解子格自发磁化、系统的能量以及磁子比热的主要温度项。 相似文献
20.
板蓝根光合及水分生理生态特性 总被引：9，自引：0，他引：9
研究了太行山低山丘陵区板蓝根在 2 0℃温度条件下 ,不同光合有效辐射 (PAR)强度及不同CO2 摩尔分数 (CCO2 )范围内叶片光合及水分生理生态参数的变化特征。结果表明 :① 4 0 0 μmol·mol-1CO2 摩尔分数条件下 ,板蓝根叶片净光合速率 (Pn)与PAR之间的回归方程 :Pn=- 9× 10 -6P2 AR+0 .0 2 71PAR- 1.2 5 6 4 ,相关系数可达 0 .96 6 4 (n =4 0 ) ;光饱和点、补偿点及表观量子效率分别为 15 0 5 .6 μmol·m-2 ·s-1、5 2 .834μmol·m-2 ·s-1、0 .0 344 ;叶片蒸腾速率 (Tr)与PAR间回归方程 :Tr=0 .0 0 36PAR+6 .16 5 3,相关系数 0 .8132 ,F =74 .19>F3 80 .0 1=2 .85 ;叶片水分利用率 (WUE)与PAR间回归方程 :WUE=- 10 -6P2 AR+0 .0 0 34PAR- 0 .2 5 6 7,二者相关系数为 0 .86 84 (n =4 0 ) ;② 12 0 0 μmol·m-2 ·s-1PAR条件下 ,Pn 与CCO2 之间回归方程Pn=- 3× 10 -5CCO2 2 +0 .0 6 0 6CCO2 - 5 .0 0 93,相关系数为 0 .9883(n =4 0 ) ,CO2 饱和点、补偿点及羧化效率分别为 10 10 .0 μmol·mol-1、86 .35 μmol·mol-1、0 .0 2 18;Tr 随CCO2 的增加呈直线下降趋势 ,但二者关系并不明显 ,WUE与CCO2 之间回归方程为 :WUE=- 7× 10 -7C2CO2 +0 .0 0 2 7CCO2 ,相关系数r=0 .9771。 相似文献