共查询到20条相似文献，搜索用时 127 毫秒
1.
研究了某些特殊的分别形如F =α εβ kβ2α
,F =α εβ 2kβ2
α -k2β4
3α3 和F =αeβ
α εβ 的(α,β) 度量,得
到了它们为局部对偶平坦的Douglas度量的充要条件.其中ε≠0,ε≠-1,k ≠0为常数,α = aij(x)yiyj 为黎曼
度量,β =bi(x)yi 为流形上的1 形式. 相似文献
2.
喀斯特森林优势树种罗伞生物量研究 总被引：1，自引：0，他引：1
为了准确评估喀斯特森林生物量,以青冈栎黄樟群落中罗伞为研究对象,采用回归模型估测法,从含水率、生物量时空异质性、生物量模型拟合3个方面进行生物量研究。结果表明:罗伞树叶和树干的含水率明显大于林木其他各组分,各组分含水率的大小为树叶树干干材树枝树皮;各组分生物量在空间上分配关系为干材树枝树叶树皮,并且各个组分生物量均随着胸径增大而增大。通过对解析木生物量的回归分析,得出罗伞各组分生物量的最优回归模型:Y树干=-1 664.800 0x2+299.630 0x-1.276 5(R2=0.926 9),Y树皮=11.543 0x2+19.985 0x+0.032 1(R2=0.939 5),Y树枝=-567.560 0x2+98.880 0x-0.994 6(R2=0.943 9),Y树叶=-121.690 0x2+48.549 0x-0.399 9(R2=0.937 0),Y干材=-1 624.700 0x2+274.240 0x-1.190 9(R2=0.912 0),Y地上部分=-2 302.400 0x2+441.650 0x-2.553 2(R2=0.953 9)。 相似文献
3.
研究了两类重要的分别形如F=α~2/(α-β)和F=α+εβ+kβ~2/α的(α,β)-度量,其中α=aij(x)yi yj为黎曼度量,β=bi(x)yi为流形上的1-形式,ε,k≠0为常数.得到了它们为局部射影平坦且具有迷向S-曲率的充要条件. 相似文献
4.
正交多项式 总被引：1，自引：0，他引：1
莫惠栋 《扬州大学学报(农业与生命科学版)》1984,(3)
一、引言在两类变数的回归分析中,如果Y依X的关系为非线性,同时又找不到适当的变量转换形式使其改为线性,则可采用多项式回归方程描述之。一个k次多项式的回归模型定义为: Y_i=α β_1X_i β_2X_i~2 …… β_kX_i~k ε_i (1a)=μ_(Y/X,X~2,…X~(k ε_i)) (1b) (1) 中的α为总体回归截距;β_j(j=1,2,……,k)为X的j次项总体回归系数;ε_i(i= 相似文献
5.
温度对海蜇横裂生殖和早期生长的影响 总被引：3，自引：1，他引：3
对不同温度下海蜇(Rhopilema esculentaKishinouye)螅状体的累计分裂数量变化以及不同温度下海蜇每日伞径大小进行了分析,结果表明时间与螅状体的累计分裂数量呈S曲线相关,在海水盐度为30.5,pH值为8.2,DO在6 mg/L的条件下,17℃、20℃、23℃三个温度下的回归方程式分别为Y=e5.764-4.194/x(R2=0.983,F=1 240.536>F1,21,0.01=8.016 6),Y=e6.039-6.295/x(R2=0.987,F=1 933.560>F1,25,0.01=7.769 8),Y=e6.213-2.899/x(R2=0.989,F=2 382.114>F1,26,0.01=7.712 3);时间与海蜇每日伞径大小呈直线相关,在17℃、20℃、23℃三个温度下的回归方程式分别为Y=0.745x 2.145(R2=0.994,F=3 523.418>F1,23,0.01=7.881 1),Y=0.807x 2.475(R2=0.977,F=975.339>F1,23,0.01=7.881 1),Y=1.096x 1.123(R2=0.989,F=2 152.260>F1,23,0.01=7.881 1);海蜇螅状体分裂的最低温度在14℃~16℃之间。 相似文献
6.
对不同温度下海蜇(Rhopilema esculentaKishinouye)螅状体的累计分裂数量变化以及不同温度下海蜇每日伞径大小进行了分析,结果表明时间与螅状体的累计分裂数量呈S曲线相关,在海水盐度为30.5,pH值为8.2,DO在6 mg/L的条件下,17℃、20℃、23℃三个温度下的回归方程式分别为Y=e5.764-4.194/x(R2=0.983,F=1 240.536>F1,21,0.01=8.016 6),Y=e6.039-6.295/x(R2=0.987,F=1 933.560>F1,25,0.01=7.769 8),Y=e6.213-2.899/x(R2=0.989,F=2 382.114>F1,26,0.01=7.712 3);时间与海蜇每日伞径大小呈直线相关,在17℃、20℃、23℃三个温度下的回归方程式分别为Y=0.745x 2.145(R2=0.994,F=3 523.418>F1,23,0.01=7.881 1),Y=0.807x 2.475(R2=0.977,F=975.339>F1,23,0.01=7.881 1),Y=1.096x 1.123(R2=0.989,F=2 152.260>F1,23,0.01=7.881 1);海蜇螅状体分裂的最低温度在14℃~16℃之间。 相似文献
7.
研究了两类重要的分别形如F=αekβ/α和F=α+εβ+2kβ2/α-k2β4/3α3的芬斯勒度量,其中k≠0,ε为常数,α=((aij(x)yiyj)～(1/2))为黎曼度量,β=bi(x)yi为流形上的1-形式.得到了它们为局部射影平坦度量且具有迷向S-曲率的充要条件. 相似文献
8.
9.
聂东明 《河北北方学院学报(自然科学版)》2018,(7)
目的估计泛函Eε(u,B)=1/p∫B|▽u|pdx+1/4εp∫B(β~2(r)-|u|~2)~2dx在函数类空间{u(x)=f(r)x/|x|∈H1(B,R2);f(1)=1,r=|x|}中极小元的收敛速度。方法在已有关于极小元收敛的结论上,通过比较泛函的极小元的收敛速度,得出原泛函的极小元的收敛速度,然后运用归纳的方法逐步升高极小元的收敛速度,在这个过程中会用到极大值原理及Young不等式等。结果泛函的极小元以εp的速度收敛到β(r)x/|x|。结论径向极小元的收敛速度表现形式为,当ε→0时,{|∫B\BT|▽u|pdx-∫B\BT|▽βx/|x|pdx|≤Cεp 1/εp∫B\BT(β~2-|u|~2)~2dx≤Cεp。 相似文献
10.
烟草野火病重要流行环节的初步定量研究Ⅱ.病原菌侵染、潜育显症和病斑扩展 总被引：1，自引：1，他引：1
应用系统分析及定量流行学方法对烟草野火病的重要流行环节进行了初步定量研究。结果表明 :野火病菌只要一接触伤口 ,就完成侵入过程。野火病发病数量与接种体数量的 2 / 3次方成正比。野火病菌的侵染概率 (Y)与露温 (x)的关系为一单峰曲线 ,其回归式为Y =sin(- 2 1x +0 32x2 - 0 0 36x3 )。侵染概率 (Y)与叶表湿润时间 (t)、风速 (v)、空气相对湿度 (h)的关系 ,均为直线关系 ,其回归方程式分别为Y =1 6 4+0 .19t ,Y =1.0 5 8+0 .0 46v ,Y =- 3.8481+0 .0 86 9h。在吉林省生态条件下野火病潜育期为 3～ 5d ,其逐日显症率 (Y)与显症后顺序日数 (d)的关系为“S”型曲线 ,其回归方程为Y =1/ (1+0 .414e-1.3 1d)。野火病斑日龄(d)与野火病斑面积 (S)之间的关系为一倒“J”型曲线 ,其回归方程为S =sin(6 5 3d - 0 2 0d2 +0 0 0 12 6d3 )。 相似文献
11.
用最小二乘法原理估测黄牛体重 总被引：1，自引：0，他引：1
应用最小二乘法原理选用黄牛的体长、胸围两项体尺 ,来估测黄牛的体重 ,不同的估测方法其估测的精度不同。采用体长和胸围两项体尺建立的二元二次回归方程估测的体重Y1 与实测的体重Y0 的相关系数最高 (r0 1 =0 .670 5 ) ,其次为用体长X1 和胸围X2 建立二元一次回归方程估测的体重Y4与实测的体重Y0 的相关系数 (r0 4=0 .63 62 ) ;用胸围X2 的单项体尺估测的体重Y3与实测体重Y0 的相关系数r0 3为 0 .62 6;用体长X1 的单项体尺估测的体重Y2 与实际体重Y0 相关系数最小 ,r0 1 、r0 2 、r0 3、r0 4均达到极显著水准。体长和胸围这两项单项体尺对估测体重的重要性不同 ,胸围对体重的贡献率较体长为大 相似文献
12.
本文研究了40头南江黄羊(2—2.5岁)的产肉量(胴体重和净肉重)活体性状,胴体各部位重,各内脏器官重等性状的相关关系,用通径分析和多元回归分析法配置了估测南江黄羊产肉量的最优回归方程; 胴体重=0.3195体重+0.0495胸围+0.6983管围-9.6486 (1) 净肉重=0.0985体重+0.2804胴体重+0.7778腰腿重-0.8910 (2) 用一个易测性状预测产肉量的“最优”回归方程:胴体重=0.4659体重-0.8694(Se=0.6339 R~2=0.9734 (3) 净肉重=0.3488体重-0.8566(Se=0.7076 R~2=0.9509) (4) 净肉重=0.7364胴体重-0.0909(Se=0.6317 R~2=0.9610) (5) 实验证明,上述方程具有准确(R~2值均大于0.95),可靠(P<0.001)),简便适用的特点。 相似文献
13.
通过分析衡阳各县晚稻产量与综合气象干旱指数CI值的关系,利用SPSS软件剔除与预报量关系较弱的自变量,建立了CI值对晚稻产量预报的回归模型。结果表明,从回归模型分析来看,剔除洪涝年份后,晚稻Y和D、M的相关性得到了提高,其回归方程为Y=384.187＋0.508M。模型效果检验表明,样本残差服从正态分布;残差散点的分布随机均匀,且大多落在水平直线-2和2之间;标准化残差的正态曲线的均值为0,标准差为0.989,接近标准正态曲线,回归拟合程度高。从模型检验结果来看,利用该模型对2009年各县晚稻产量进行预报,所得结果和实际相比,平均误差为0.428%。 相似文献
14.
以采集于缙云山不同海拔高度的12份青蒿为材料,研究青蒿素含量与环境、5个生理性状以及土壤营养元素的线性最优回归模型,结果表明:遮阴度对青蒿素含量的偏回归系数显著,建立根据遮阴度(X_4)影响青蒿素含量(Y)的最优线性回归方程为Y=0.8986-0.0897 X_4 (P<0.01,R~2=0.8619);叶片类胡箩卜素(X_2)和PAL(X_3)对青蒿素含量的偏回归系数显著,建立根据类胡箩卜素(X_2)和PAL(X_3)影响青蒿素含量(Y)的最优线性回归方程为Y=-0.3688+0.1024X_2+0.1078X_3(P<0.05,R~2=0.9391);速效K(X_1)和碱解N(X_3)对青蒿素含量的偏回归系数显著,建立根据速效K(X_1)和碱解N(X_3)影响青蒿素含量(Y)的最优线性回归方程为Y=0.0633+0.002081X_1+0.0355X_3( P<0.05,R~2= 0.9719),说明环境遮阴度、生理指标类胡箩卜素和PAL以及土壤中速效K和碱解N是影响青蒿素含量的重要因素. 相似文献
15.
文章研究了黑龙江省水稻二化螟虫口密度与水稻产量损失的关系和经济阈值,为指导黑龙江省水稻生产,防治二化螟提供了理论依据。结果表明,在水稻分蘖期,二化螟虫口密度(X)与产量损失率(Y)的回归方程为:Y=2.0536X-4.2161,R2=0.9756;枯心率(X)与产量损失率(Y)的回归方程为:Y=1.7187X-2.7756,R2=0.9704。在水稻孕穗期,虫口密度(X)与产量损失率(Y)的回归方程为:Y=1.1971X-0.5521,R2=0.9646;白穗率(X)与产量损失率(Y)的回归方程为:Y=1.5032X-1.9087,R2=0.9806。在水稻分蘖期,其经济阈值为每100丛水稻有二化螟幼虫90~116头;在水稻孕穗期,其经济阈值为每100丛水稻有二化螟幼虫60~103头。 相似文献
16.
[目的]确定青海湖裸鲤体重和体长性状的剖分组成和相关关系。[方法]剖分和测定511条青海湖裸鲤（211♂,300♀）的体重和体长性状,应用SAS软件进行相关回归分析。[结果]雌雄混合群体和雌鱼群体中,体重（Y1）与头重（X1）、鳍重（X2）、躯尾重（X3）、肠容物重（X4）的相关系数极显著;雄鱼群体中,体重（Y1）与头重（X1）、躯尾重（X3）的相关系数极显著,与肠容物重（X4）的相关系数显著,与鳍重（X2）的相关系数不显著;其最优回归方程：雌雄混合群体Y1（♂♀）=-2.243 90＋0.998 98X3＋1.306 04X4;雄鱼群体Y1（♂）=8.976 41＋1.203 10X3;雌鱼群体Y1（♀）=1.930 02＋0.883 62X3＋1.245 84X4。体长（Y2）与头长（X5）、躯干长（X6）、尾长（X7）的相关系数极显著和显著,其最优回归雄鱼方程：Y2（♂）=0.971 45＋0.953 31X6;雌鱼方程：Y2（♀）=3.629 09＋2.257 76X5＋1.103 67X7。[结论]回归方程适用于体重、体长在一定范围的青海湖裸鲤性成熟亲鱼,其他近缘裸鲤也可借鉴。 相似文献
17.
珍珠番石榴树适宜负载量的研究 总被引：2，自引：1，他引：2
[目的]确定珍珠番石榴的适宜负载量。[方法]以珍珠番石榴为试材,研究了枝组、主干、单枝、单花序的适宜负载量。[结果]单株产量与干径呈显著相关,回归方程为Y=2 085.3X1+4 372.4;枝组产量与枝组粗度呈显著相关,其回归方程为Y=3 956.8X1-4 635.4。枝组留果量(X2)与枝组粗度(X1)和平均果重(X3)的回归方程为:X2=(3 956.8X1-4 635.4)/X3;结果枝平均果重(Y)与结果数(X1)、叶片数(X4)的回归方程为Y=169.064 0-22.372 8X1+1.943 5X4。结果枝产量(Y)与结果数(X1)、枝条粗(X2)、枝条长(X3)的回归方程为Y=39.738 3+64.744 1X1+765.891 5X2-7.949 2X3。[结论]珍珠番石榴结果枝留果2~3个、花序留果1个、叶果比为8∶1时较好。 相似文献
18.
为合理调整猪群生产结构,最大限度地利用杂种母猪的生产力,利用SPSS 10.0软件中的相关模块,对510头杂交母猪繁殖性状间的相关关系及繁殖性状对胎次的回归关系进行了分析。结果表明:产活仔数(Y2)与总产仔数(Y1)、断奶仔数(Y3)、窝重(Y4)表现强相关,相关系数分别为0.883、0.893和0.845,并且都达到极显著水平(P<0.01),而总产仔数与断奶仔数和窝重也表现较强相关,相关系数分别为0.783和0.796,并且达到极显著水平(P<0.01)。繁殖性状对胎次(X)的回归方程如下:Y1=9.416+1.473 X-0.306 X2,Y2=9.416+1.636 X-0.333 X2,Y3=9.416+1.811 X-0.355 X2,Y4=9.416+4.865 X-0.834 X2。研究为合理利用二元或三元杂交母猪,提高商品猪生产效益提供了科学依据。 相似文献
19.
[目的]探明尖吻鲈(Lates calcarifer)幼鱼形态性状对其体质量的影响程度,为尖吻鲈优良形态性状的选育提供参考.[方法]分别测量4月龄尖吻鲈的体质量(Y)和25个(X1~X25)形态性状,经相关分析和通径分析找出影响体质量的主要形态性状,并结合逐步回归分析建立4月龄尖吻鲈形态性状对体质量的回归方程,筛选出最优拟合曲线模型.[结果]4月龄尖吻鲈体质量与各形态性状间均呈正相关,相关性均达极显著水平(P<0.01);通径分析发现吻至第2背鳍终点的距离(X2)对体质量的直接作用最大(0.589),其次为全长(X4),而吻至第1背鳍起点的距离(X1)主要通过X4、体高(X5)、体宽(X6)和X12间接影响体质量;决定系数分析结果显示,这5个性状对体质量的共同决定系数之和为0.982,说明体质量主要受这些性状的影响;经多元回归分析,建立了4月龄尖吻鲈形态性状与体质量的多元回归方程:Y=-148.455+0.506X4+ 1.382X5+2.268X6-0.064X1+0.342X12.将回归方程中的X4、X5、X6、X11和X12等5个形态性状与体质量分别进行模型拟合,最优拟合模型均为幂函数模型,分别为Y=1.18E-05X43.011、Y=0.001X52851、Y=0.033X62.501、y=0.001X112.636和Y=0.00 1X122.799.[结论]对4月龄尖吻鲈进行以体质量为主目标亲本选育时,应以吻至第2背鳍终点的距离(X12)为主要选择性状,全长(X4)、体高(X5)、体宽(X6)和吻至第1背鳍起点的距离(X11)为辅助选择性状. 相似文献
20.
应用回归分析、通径分析和因子分析对湛江地区7个甘蔗品种的6个主要蔗汁品质指标,包括蔗汁糖分(Y)、还原糖分(X1)、重力纯度(X2)、转光度(X3)、简纯度(X4)和锤度(X5)进行分析。简单回归分析结果表明,蔗汁糖分与其它5个品质指标均呈显著线性回归,简单回归模型均达极显著水平(P<0.01)。通过逐步回归分析建立最优方程为:Y=-4.47724939+0.6598210692X3+0.03952629895X4+0.3513029685X5,方差分析表明,多元回归模型达极显著水平(P<0.01),决定系数为0.997424。通径分析表明,其它5个蔗汁指标对蔗汁蔗糖分均有正效应,其中蔗汁转光度、蔗汁锤度、蔗汁重力纯度、简纯度4个指标影响较大。因子分析表明,6个甘蔗品质指标可用2个主因子代表,其特征值的累计贡献率达98.254%,这2个主因子分别为蔗汁糖分指标因子(蔗汁糖分、蔗汁转光度、蔗汁锤度、还原糖分载荷值较大)和成熟度因子(蔗汁重力纯度、简纯度载荷值较大)。 相似文献