DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 模型的介绍 无论针对二元变量的logistic回归，还是针对计数变量的泊松回归、负二项回归都是广义线性模型的特例。 广义线性模型的模型假设由三部分构成 [ 1 ] [ 2 ] ： 1) 因变量 ， 相互独立且服从离散指数族分布，其密度函数形式为 其中 为自然参数，与 的均值有关； 为离散参数，与 的方差相关， 已知时，该分布族又称指数分布； 为已知函数。 2) 存在基于自变量 的线性预测 与因变量 的期望相关，其中 为未知参数。 3) 存在单调可微联系函数 满足 ，其中 ，当 时，相应的联系函数 称为自然联系函数。 广义线性模型的建模过程主要包括基于迭代重加权数值算法的参数估计、基于似然比检验的拟合优度、基于渐近分布的假设检验、基于Deviance残差的残差分析等，McCullagh [ 3 ] 给出了相应的理论说明和应用实践；Venable [ 4 ] 给出了基于GLM软件包的相应R软件实现过程。 泊松回归模型的模型假设一般形式如下： 以上模型中假定因变量 服从泊松分布，要求离散参数 ，即因变量的期望与方差相同，即 。该假设在实际数据拟合时常常得不到满足，较常见的情形是： ，即离散参数 ，该情形称为过离散现象，此时因变量已不服从假定的泊松分布，基于以上模型的建模过程无效。面对这种情形，较为常见的统计建模过程是拟合负二项回归模型。负二项回归模型的一般形式如下：
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user: 3. 大学生挂科影响因素建模分析 本文研究数据取自某重点工科高校2012级不同专业不同班级大学生前五个学期课程考试成绩和学生的一些基本资料。由于部分学生转专业、退学、休学等情况的出现造成了数据的不完整，本文将相应数据进行了删除；对采用等级级打分形式、学生全部及格的相应课程，本文也进行了相应数据的删除。最终在数据收集整理过程中得到的样本数据的样本容量是557；其中男女比例为116:441；党团员比例为8.6%；学生的平均年龄为18.9岁。通过变量之间的相关性分析和一些基本常识，本文初始选定年龄 、性别 、政治面貌 、高数成绩 、概率成绩 、C语言成绩 作为自变量，因变量为相应大学生五个学期课程挂科门数 。 由于挂科门数 为计数数据，故本文在进行相应分析时，初始模型为泊松回归模型。在变量选择过程中，无论是向前(向后)还是逐步变量选择的过程得到的结论是一致的：在显著水平 下，年龄 与政治面貌 对挂科门数无显著影响，剩余变量影响显著。故本文选定性别 、高数成绩 、概率成绩 、C语言成绩 作为最终自变量。 如上所述，本文采用性别 、高数成绩 、概率成绩 、C语言成绩 作为自变量，对应的泊松回归模型是 基于R软件GLM软件包以上统计模型的拟合结果如表1所示。 从表1可以看到，该模型的残差离差681.9远大于自由度556，可见拟合效果较差，过离散现象存在，需要在建模中考虑并解决过离散现象。 计数数据统计建模中的过离散产生根源是多方面的，如模型中尚有没能包含的重要解释变量、或个体事件的发生存在相关性或聚类性、或存在异常影响点、或模型本身指定有误、或数据中存在过多的零计数等等。由于对于泊松回归模型而言，过离散现象的外在表现就是因变量的方差大于期望，而满足方差大于期望且可用于计数数据统计建模的另一常见统计分布为负二项分布，故而负二项回归模型成为过离散现象存在情形下计数数据统计建模的标准方法之一。 基于R软件MASS软件包中的命令glm.nb，以上分析过程的负二项回归模型拟合结果如表2。 由表2可知泊松回归模型的AIC为1266，而负二项回归模型的AIC为1206.4，可见负二项回归模型比泊松回归模型确实能更好的拟合观测数据。 进一步由表2可知未知参数 的估计为 即性别 的回归系数为−0.7091，意味着在保持其它变量不变情形下，性别变量取值为1时的挂科门数是性别变量为0时的 ，意味着平均意义下女生挂科门数约为男生挂科门数的一半； Table 1 Model fitting based on Poisson regressio 变量名 估计值 标准差 P值 截距项 7.5449 0.3127 <2e−16 性别 −0.5830 0.14735 7.61e−05 高数成绩 −0.0439 0.0044 <2e−12 概率成绩 −0.0350 0.0039 <2e−16 C语言成绩 −0.0332 0.0049 9.59e−12 离差残差：681.89 自由度：552 AIC：1266.4 表1. 基于泊松回归的模型拟合 Table 2 Model fitting based on binomial regressio 变量名 估计值 标准差 P值 截距项 7.9179 0.4547 <2e−16 性别 −0.7091 0.1955 0.00029 高数成绩 −0.0440 0.0063 2.96e−12 概率成绩 −0.0396 0.0055 8.61e−13 C语言成绩 −0.0343 0.0068 3.73e−07 离差残差：458.22 自由度：552 AIC：1206.4 表2. 基于负二项回归的模型拟合 高数成绩 的回归系数为−0.0440，且具有高度显著性，意味着其它变量保持不变情形下，高数成绩每提高1分，学生挂科门数是未提高前的 ；高数成绩每提高5分，学生挂科门数是未提高前的 ；每提高10分，学生挂科门数是未提高前的 ；概率成绩 的回归系数为−0.0396，意味着其它变量保持不变情形下，概率成绩每提高1分，学生挂科门数是未提高前的 ；概率成绩每提高5分，学生挂科门数是未提高前的 ；概率成绩每提高10分，学生挂科门数是未提高前的 ；C语言成绩 的回归系数为−0.0343，意味着其它变量保持不变情形下，C语言成绩每提高1分，学生挂科门数是未提高前的 ；C语言成绩每提高5分，学生挂科门数是未提高前的 ；C语言成绩每提高10分，学生挂科门数是未提高前的 。
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user: 4. 总结 针对计数数据的常用泊松回归模型拟合过程中过离散现象的时常发生，McCullagh [ 3 ] 指出：除非有充分理由相信因变量服从泊松分布的假设，否则更明智的做法是建模初始就考虑过离散现象的存在，此时负二项回归模型是一个较为常见的备选模型，但是两种模型都是广义线性模型的特例。 大学生在校期间的挂科情况是学生在校学习情况的集中体现之一，对其影响因素的数值分析是十分有意义的。本文的模型拟合结果表明： 1) 平均意义下女生的挂科门数远小于男生，即女生的平均成绩远优于男生，所以在学习上可进行男女搭配模式的帮扶小组，授课过程中应多关注一些男生同学的听课注意力，多对男生进行提问，这对提高大学生在校学习情况将会有一定的作用。 2) 除性别这个定性变量之外，其他3个自变量均为课程考试成绩：高等数学，概率论与数理统计，C语言。拟合结果表明如果这3门课程的考试成绩得以提升，那么挂科门数就会有相应大幅比例的下降，且高等数学效果最为显著。高等数学的效果显著一方面是由高等数学分上、下两学期且知识点较多所决定的，另一方面是由高等数学是工科后续学习课程的基础的地位所决定的。一定要充分重视以高等数学为代表的这三门课程的学习。对授课教师来讲，在保证授课课时的前提下，增加一些辅助学习环节，例如课下的答疑课、章节习题课、知识结构讲解课等；采取一些方法提高学生的学习兴趣，例如讲解一些与课程相关的数学史的知识，讲解一些与学生所学专业相关的课程知识等；转变一些教学方法，例如在期中考试过程中增加口试的过程，深入了解学生的课程掌握情况，学生对课程学习的疑惑等；例如平时作业不再从课后习题指定而是任课教师自己出题等。对学生来讲，在上课认真听讲下课自行完成作业的同时，应尽可能抽时间看一些指定教材之外的教材，相同知识点不同的讲解方式易于接受；应在学习章节知识点的同时自主去回顾构建相应课程的知识结构体系。
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user: 摘 要 混合正态分布模型易受离群点的影响，其参数的极大似然估计不是稳健估计。Fraley和Raftery在混合正态分布中添加一个均匀分布作为离群点的分布，能够准确的拟合观测数据，但是由于均匀分布概率密度函数的特殊性，即当两个参数充分接近时似然函数无界，因此直接利用EM算法进行迭代是行不通的。一般直接指定均匀分布的参数初始值为观测值中任意两个不同的数据点，在所有结果中选取最大似然函数值所对应的参数作为最终的参数估计值，尽管Coretto和Hennig提出网格化思想但是这种方法仍运算量大，效率低。针对一般情形的正态和均匀混合分布参数估计，本文提出了一种基于观测数据的经验累积分布函数的方法，直接估计均匀分布的参数，再估计混合比例和正态分布参数。数据模拟表明该方法具有效率高、计算量小、估计精度高且易于实现的优点。 关键词 :经验累积分布函数，EM算法，混合分布
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user: 1. 引言 混合分布模型一直是对复杂结构数据建模的最佳模型选择，因为混合分布模型不仅提供了一种用简单结构模拟复杂分布情形的模型，同时也为模拟同质性和异质性构建了一个自然框架。文献 [ 1 ] 中指出任意的密度函数都可以用混合正态分布模型拟合，即可以用混合分布模型拟合任意结构的数据，但是当混合模型的阶数较高时，由于模型的参数个数与阶数呈现近似倍数增加，故模型的参数估计更为复杂，所以应采用一种折中的方法来拟合复杂数据，即在模型阶数较低的前提下寻求拟合效果最好的模型。在混合分布模型中混合均匀分布一直作为一个特例，因为混合均匀分布不一定是可识别的，如文献 [ 2 ] 中举出的反例，当两个均匀分布的区间存在交叉时，模型的参数有可能是不可识别的，因此在考虑混合均匀分布的参数估计时应首先考虑参数的可识别性。均匀分布作为一种特殊的分布，常常被看作是异常值的分布，在混合分布中添加一个均匀分布作为观测数据中的异常值点的分布，使混合分布模型的拟合效果更好，模型能够更加准确的刻画出观测数据的内在规律和事物的本质特征。 文献 [ 3 ] 讨论了几种关于混合模型异常值点建模的方法，并比较几种方法的效果，在模型中添加异常值点的分布能够使参数估计是稳健估计。关于正态和均匀混合分布模型，Fraley和Raftery [ 4 ] 首次提出将一个均匀分布添加到混合正态分布中，并指定均匀分布的参数为整个观测数据的范围，即指定均匀分布的两个参数为观测数据的最小值和最大值；Dean和Raftery [ 5 ] 将同样的方法应用到生物中的微阵列数据。虽然这种方法能够拟合异常值点，但是这种指定均匀分布参数值的问题在实际应用中灵活性差，不能精确拟合观测数据中来自均匀分布的样本数据，另外Coretto [ 6 ] 指出这种情形下正态分布的参数估计不是稳健的。文献 [ 7 ] 证明了在似然函数非退化和模型可识别的前提下混合正态分布和均匀分布极大似然估计的存在性和一致性，并应用EM算法求解了单个均匀分布和正态分布混合的参数，但是最后参数估计结果严重依赖迭代的初始值，其本质是遍历整个观测数据而得到的，这样的做法耗时，且运算量大，虽然其后给出了网格化方法选取初始值，但运算量仍然大。 本文通过观测混合数据的经验累积分布函数发现正态分布的经验累积分布函数和均匀分布的经验累积分布函数有本质的区别，基于此我们可以利用观测数据的经验累积分布函数直接确定均匀分布的参数估计值，再通过EM算法迭代出正态分布参数和混合比例，经验累积分布函数和EM算法相结合的方法能够准确估计出混合正态分布和均匀分布的参数，不需要遍历整个数据集，并且当均匀分布的参数确定后，可以辅助EM算法选择合适的迭代初始值，从而能够降低因选取不合适的初始值而造成的迭代效果差的风险，使参数估计值更加准确。 本文的主要安排如下：第二节介绍混合正态分布和均匀分布模型数学表达式及问题；第三节介绍用经验累积分布函数确定均匀分布参数估计值的方法，并给出均匀分布参数估计的具体实现算法；第四节应用EM算法求解正态分布的参数和混合比例；第五节通过模拟10种不同结构的混合正态分布和均匀分布的数据来验证提出算法的估计准确性，并给出结论。
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user: 2. 模型介绍 混合正态分布和均匀分布的一般模型为 (2.1) 上式中的 和 分别表示混合模型中的均匀分布和正态分布总体的个数，其中 为第 个分布所占的比重， 为第i个分布中所对应的参数。本文主要考虑 和 时的混合分布模型，则模型简化如下： (2.2) 对于简化的模型(2.2)我们需要确定的参数为 ，其中 ， 。传统的参数估计方法是直接应用极大似然估计，但是由于均匀分布的概率密度函数为区间长度的倒数，若直接应用极大似然估计，当均匀分布的两参数无限接近时，会使似然函数无界，导致极大似然估计不存在，对 于正态分布当 时似然函数也无界。尽管Dennis [ 8 ] 提出在参数空间上添加限制 的方法 (其中 为分布所对应的标准差， )，但是这样使得在限制的参数空间上求极大似然估计过程更加困难。另外文献 [ 7 ] 在应用EM算法求极大似然估计的过程中，指定均匀分布的初始值后，每次迭代过程中均匀分布的参数估计值不变，因此这种方法需要遍历所有的观测数据为均匀分布的初始值，因此这种方法计算量大，且运算量随观测数据的规模指数增长，尽管其后来采用网格化的思想划分观测数据，但是这种方法的计算量仍然大，在大样本的情形下此方法不可行。本文提出的经验累积分布函数和EM算法相结合的方法能够极大地减小计算量，且不需要遍历整个数据集，提出的算法还能辅助EM算法选择合适的初始值。下面介绍本文如何应用经验累积分布函数估计均匀分布参数。
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user: 3. 经验累积分布函数估计均匀分布参数 3.1. 经验累积分布函数 经验累积分布函数(简称ecdf)在统计中有着非常重要的作用，其作为连接理论分布函数和实际数据分布的桥梁被广泛应用到实际数据分析中。设 为取自总体分布函数F(x)的观测数据，则其所对应的经验累积分布函数为： (3.1) 从经验累积分布函数的表达式可以看出其曲线呈现阶梯且逐渐上升。如果观测值 只有一个， 在 点的跃度为 ；如果观测值 有 个， 在 点的跃度为 。理论分布函数与经验累积分布函数之间的对应关系为： 表示的是 的概率，而经验累积分布函数表示的是在观测数据中小于或等于 的数据所占的比例。文献 [ 9 ] 指出 是 的无偏估计。文献 [ 10 ] [ 11 ] 讨论了经验累积分布函数的收敛性，并指出当样本量 时，样本的经验累积分布函数 依概率收敛于总体 的分布函数，这就为我们利用样本数据推断总体的统计性质提供了理论依据。 如图1为随机模拟的两种不同结构混合分布的经验累积分布函数，从图中可以明显的观察到混合分布中的均匀分布的经验累积分布函数的趋势近似一条直线，而正态分布的经验累积分布函数呈现抛物线形状，这与理论上的均匀分布和正态分布的经验累积分布函数一致，并且两者存在明显的分界点，通过确定分界点的位置，我们能够直接的确定均匀分布的参数。 3.2. 均匀分布参数估计 从图1中可以看出在均匀分布参数区间内其经验累积分布函数呈现近似直线，这与均匀分布理论上的累积分布函数的形状是一致的，因此我们可以用一条直接拟合经验累积分布函数如图2左图所示，但是用不同的区间段的经验累积分布函数值拟合出的直线是不一样的，对于如何选取合适的经验累积分布函数的数据段进行拟合，这里做出如下假设，假设总体的核密度估计的概率密度函数最高点落在均匀分布区间范围内。在上述假设的基础上我们可以通过核密度估计的方法确定选取拟合的区间段，下面给出估计均匀分布参数的具体算法流程： 1) 运用核密度估计的方法求观测数据的概率密度函数，假设最大概率密度所对应的观测数据点为 ； 2) 根据观测数据的密度选取合适的 ，确定在区间 内的观测数据集合 及其所对应的 图1. 经验累积分布函数 图2. 拟合经验累积分布函数图及残差图 经验累积分布函数值集合 ； 3) 以集合 为自变量数据集，以集合 为因变量数据集进行线性回归； 4) 截取回归直线，使其因变量的取值为 ，确定合适的容差 ，选取经验累积分布函数和回归直线之间距离在容差 内的观测值，设其为集合 ； 5) 均匀分布的参数估计值分别为： 。
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user: 4. EM算法 自从Dempster [ 12 ] 提出EM算法之后，其因简单性和稳定性而被广泛应用到极大似然估计的计算中。在应用极大似然估计的文献中都能够看到EM算法的应用，文献 [ 13 ] 全面总结了EM算法及其各种扩展情形。本节主要介绍基于模型(2.2)的EM算法。 这里假设我们已经用第三节中的方法确定出均匀分布的参数值分别为 和 ，设 ， 为指示函数， 。则模型(2.2)可以写成 (4.1) 此时需要用EM算法估计的参数为 ，其所对应的对数似然函数为： (4.2) 直接求解上式会很困难，采用经典的EM算法简化求解过程。EM算法的主要思想是在E步中利用完全数据的对数似然函数的条件期望近似不完全数据的对数似然函数，以达到简化不完全似然函数的目的，进而通过迭代的思想确定参数估计值(其中完全数据是指在观测数据中带有类标签的数据，表示为 ， 表示第 个观测值是否来自第 个分布，来自于第 个总体记为1，否则记为0；而不完全数据指观测数据中没有类标签的数据，表示为x)。对于完全数据可以得到其对数似然函数为： (4.3) E步：求完全数据的对数似然函数的条件期望，对于给定的一个初始值 ，第 次迭代中得到的对数似然函数近似值为： (4.4) 其中 为后验概率可以通过 计算得到。 M步：最大化近似的对数似然函数，即最大化 ，通过化简和计算可以得到第 次迭代结果为 (4.5)
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user: 6. 结论 本文提出的基于经验累积分布函数的方法估计均匀分布参数充分利用了均匀分布的累积分布函数的性质，只要均匀分布占一定的比重和数据样本量足够多，就能够用线性回归的方法确定均匀分布的参数值，且估计的精度高，与EM算法结合估计混合正态分布和均匀分布的参数值。并且该算法具有运算量小、效率高、实现简单等优点。
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user: 摘 要 本文运用模糊数学理论对翅片散热器的综合性能进行了探讨研究，使用MATLAB模糊工具箱对系统建立模型，模型实现当给出散热器的换热系数、热阻和压降值时，可以具体得到散热器的综合性能等级。结合具体实例，最后评判得出：分段翅片散热器的综合性能均优于平直翅片散热器的综合性能，本例中分段数为4的散热器综合性能最好。本研究对散热器综合性能的评判及选型具有一定的指导意义。 关键词 :散热器，模糊数学理论，综合性能，MATLAB
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user: 1. 引言 电子元件的温控一直是影响电子产业发展的重要因素之一，散热器作为将电子器件在工作过程中产生的热量及时转移的装置，在电子器件热管理中具有重要的作用。面对型号众多的散热器，如何根据工艺要求评选出最佳的散热器，是设计者们经常遇到的问题。评价散热器需考虑的因素很多，如各种散热器的价格、压降、传热系数、生产和维修费用等。如果对这些因素进行综合评价，往往相当困难。因此，对散热器的综合性能评价方法进行研究具有重要的意义。 多数学者 [ 1 ] - [ 4 ] 以电子器件的结温作为散热器散热性能好坏评判的标准。然而仅考虑散热性能而忽略功率消耗的评价方法在工程应用中并不经济实用。因此，部分学者将散热和功率消耗同时作为散热器性能评价的指标。聂春晖 [ 5 ] 计算并拟合得到散热量、风压损失与进风风速的关联式，根据仿真和计算结果选出综合性能最佳的散热器结构。刘瑞 [ 6 ] 综合考虑散热器上散热量和空气压力降，定义无量纲品质因数作为散热器综合性能评价的标准。Chi-Chuan Wang [ 7 ] 将散热器内部的传热因子和摩擦因子作为性能评价指标。郭春生 [ 8 ] 、冯辉君 [ 9 ] 等人则基于火积耗散理论对散热肋片的性能进行评判。上述方法兼顾了散热性能及功率消耗两个方面的因素，对散热器综合性能的评价较为精确，但是该方法理论计算比较复杂。模糊综合评价法在一定程度上能检查和减少认同的主观影响，能够较为快速、全面地对研究对象的综合性能进行评判。顾念祖 [ 10 ] 利用模糊综合评判原理对换热器进行综合评价。赵宇 [ 11 ] [ 12 ] 运用模糊数学理论对在役热管换热器的可靠性评估技术进行了探讨研究。而基于模糊综合评判法对散热器的综合性能进行评判的研究并不多，因此本文在对某型号电子器件散热器进行数值模拟的基础上，通过模糊综合评判方法，从满足工程实际应用的要求出发，对其综合性能进行评判，为散热器选型提供理论指导。
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user: 2. 散热器综合性能模糊综合评价模型 模糊综合评价，即对多种因素所影响的事物和现象，根据给出的评价标准和实测值，经过模糊变换对其作出总评价的一种方法。本文采用模糊综合评价法对散热器的综合性能进行评判。 2.1. 建立因素集 当通过散热器的介质流速较高时，气流的扰动作用增强，散热器的热阻减小，换热系数增大，散热能力增强。另一方面，介质流速增大，会导致压降升高，进而增加功率消耗。由此可见，散热器的散热能力和功率消耗是两个相互矛盾的评价指标，散热能力提升有可能会导致散热器消耗的功率增大，不利于节能，然而散热器消耗功率的降低势必会减弱其散热能力，进而导致散热器的可靠性降低。因此，在散热器综合性能评价中，选取分别能够反映散热器散热能力及消耗功率的因素——换热系数、热阻和压降为评价因素。 评价判断集元素是评价等级，本研究将散热器综合性能分为很好、较好、一般、较差四个等级，则评价判断集元素为很好、较好、一般、较差。 2.2. 隶属度函数的建立 隶属函数是精确量和模糊量转化的桥梁，常见的隶属函数的类型有Z形、反Z形、三角形、S形、梯形、钟形、高斯形等。输入变量(换热系数、热阻和压降)的隶属度函数都选用梯形，输出变量(散热器综合性能)的函数选用高斯型。表达式如下公式(1)、(2)所示。 梯形隶属函数：该函数有四个特征参数a、b、c、d，数学形式如下： (1) Gauss型隶属函数：该函数有两个特征参数sig、c，数学形式如下： (2) 2.3. 模糊规则的建立 在模糊系统中，模糊推理或评价是通过if… then…规则实现的，if后面紧跟的是前件(前提条件)，then后面是后件(结论)。 本研究考虑散热器的换热系数、热阻和压降等因素对综合性能进行评价。本例即判断换热系数、热阻和压降隶属于很好、较好、一般、较差的程度。 结合影响散热器综合性能相关因素，所确定的模糊规则如下： (a) If换热系数很好(较好、一般、较差) and热阻很好(较好、一般、较差) and压降很好(较好、一般、较差) then综合性能很好(较好、一般、较差)。 (b) If换热系数很好(较差) then综合性能较好(较差)。 (c) If压降很好(较差) then综合性能较好(较差)。
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user: 3. 系统建模与仿真 利用MATLAB模糊工具箱对系统建立模型主要包括：确定模糊系统结构、输入输出变量的模糊化、模糊推理决策算法设计、对输出模糊量的解模糊等步骤。 (1) 确定模糊系统结构：换热系数、热阻和压降为系统输入，综合性能为系统输出。所建立的模糊系统结构如图1所示。 (2) 输入输出变量的模糊化：即把输入输出的精确量转化为对应语言变量的模糊集合，也即选择隶度函数。输入、输出变量的分级标准如表1所示。 (3) 模糊推理决策算法设计：即根据模糊规则进行模糊推理，并决策出模糊输出量。本例中模糊规则见2.3中模糊规则的建立，6条规则依次加入。 图1. 模糊系统结构图 (4) 对输出模糊量的解模糊：模糊系统的输出量是一个模糊集合，通过反模糊化方法判决出一个确切的精确量，反模糊化方法很多，本文选取重心法。运行结束后，可得结果如图2所示。 (5) 不同分段翅片散热器综合性能比较：通过有限元分析软件COMSOL Multiphysics计算得到当风速为3 m/s时，某型号电子器件不同分段翅片散热器的基本性能参数如表2所示。 将步骤(1)~(4)所建立的系统保存到磁盘中，修改时可以用fuzzy ('散热器综合性能评价. fis')的格式调出。如果要使用上述系统对实际调查数据进行评价，则需要调用相关函数文件，形式如下： >> Fis=readfis('散热器综合性能评价.fis'); >> MonitorData=[65.8771 0.1116 10.1173]; >> PJ=evalfis(MonitorData，Fis) 运行后得到PJ = 0.4，可见散热器综合性能为一般。同样，针对表2中不同的散热器性能数据(每一行表示一个检测样本)： 图2. 模糊规则浏览器 Table 1 The classification standards of CPU radiator comprehensive performanc 评价因素 很好 较好 一般 较差 换热系数 70 68 66 64 热阻 0.05 0.2 0.35 0.5 压降 10 12 14 16 综合性能 1.0 0.7 0.4 0.2 表1. CPU散热器综合性能评价分级标准 Table 2 The related data of simulation calculation under different structure 换热系数h (W∙m −2 ∙K −1 ) 热阻R (K∙W −1 ) 进出口压降ΔP (Pa) 平直翅片 65.8771 0.1116 10.1173 分段数为2 66.1213 0.3353 13.7519 分段数为3 67.1236 0.3413 12.4141 分段数为4 68.1334 0.4001 13.3149 分段数为5 67.9523 0.4998 14.5246 表2. 不同结构下模拟计算的相关数据 由上述结果可以看出，分段翅片散热器的综合性能均优于平直翅片的，说明对翅片进行分段处理能够提高散热器的综合性能。并且当分段数较少时，并不能快速提高散热器的可靠性，但当分段数超过一定值时，继续增大分段数，散热器的综合性能反而会降低。对于本例，分段数为4散热器的综合性能最好。
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user: 4. 结论 本研究利用MATLAB模糊工具箱建立了电子器件散热器综合性能评价模型，对五种散热器的综合性能进行了评价，主要结论如下： (1) 本模型在已知散热器换热系数、热阻和压降的条件下，可以评估出其综合性能。 (2) 分段翅片散热器的综合性能均优于平直翅片的综合性能。 (3) 本研究中分段数为4的散热器综合性能最好。
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user: 摘 要 目前游客呈个性化和散客化趋势明显，导游自由执业的创新改革，不仅顺应了市场的需求，也有利于缓解一直紧张的游客与导游的关系。但是导游自由执业并非完全自由，伴随着游客的合法权益保障、导游公共服务监管平台的搭建、导游自由执业在法律层面的制度改革和导游市场秩序的管控等一系列监管问题亟待解决。 关键词 :导游自由执业，导游，监管
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user: 1. 引言 随着人们消费水平的提高，旅游消费在总消费中所占的比重越来越大，旅游日益成为人们生活中不可或缺的一部分。据国家旅游局统计，2015年我国旅游人数达到41.2亿人次，相当于平均每人每年旅游3次。我国已步入大众旅游时代。但是目前全国有70%的游客选择自由行的出游方式，导游服务并不能满足旅游市场个性化、多样化的需求。加上近年来的强迫游客购物、暴力冲突等，已经严重扰乱了旅游市场秩序，而导游作为公众服务人员的形象不断被抹黑，也没有得有其应有的职业尊重。 2016年国家旅游局局长李金早在全国旅游工作会议上明确提出，要深化旅游体制改革。其中放开导游自由执业，可谓是旅游业发展的一个突破点。放开导游自由执业，一方面形成了导游与旅行社公平竞争局面，净化旅游市场；另一方面导游与游客双向选择，有利于缓和双方矛盾，也有利于专业性人才选拔。当然，导游脱离了旅行社约束走向自由执业，也意味着要承担相应的责任和风险。本文就导游自由执业的监管问题展开讨论。
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user: 2. 导游自由执业的条件 首先，什么是导游自由执业？具有什么条件的导游才能自由执业？ 目前，全国9个省市旅游委(局)采用的是线上线下相结合的导游自由执业试点工作方式。线上导游自由执业是指导游向通过网络平台预约服务的消费者提供单项讲解或者向导服务，并通过第三方支付平台，收取导游服务费。线下导游自由执业是指导游向通过旅游集散中心、旅游咨询中心、A级景区游客服务中心等机构预约服务的消费者提供单项讲解或者向导服务 [ 1 ] 。简单说，就是游客可以通过网络预约平台选择个体导游。导游不经旅行社委派，在网上预约平台上健全个人信息，突出自身优势和特色，以供游客选择，这是一种导游优胜劣汰的筛选方式，也是导游充分实现个人价值的方式。正如过去滴滴打车和UBER对于传统出租车业的颠覆，导游自由执业的开放也将改变整个旅游业。 导游自由执业并非完全自由，首先导游得具备一定的条件：凡持有在试点地区注册的初级及以上导游证且身体健康、2年内未受到行政处罚的导游，均可由各试点地区旅游主管部门审核后，参与自由执业。导游不经网络预约平台或线下自由执业业务机构，自行开展自由执业业务的，将处一千元以上一万元以下罚款，并暂扣或吊销导游证、领队证。同时，自由执业的导游不得从事讲解、向导以外的其他业务；不能强行推销商品和服务，推荐不具有合法资质的餐饮、住宿、购物场所。此外，参与自由执业的导游应具有导游自由执业责任保险，每次事故每人责任限额不低于50万元人民币。值得一提的是，选择自由执业的导游，一旦旅游服务过程中发生意外，很难支付高额的赔偿，而且若导游本身发生意外谁来负责？因此，无论是第三方交易平台还是另外设立的导游保险等都要考虑到这点。
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user: 3. 导游自由执业的监管问题探讨 众所周知，国内供职于旅行社的专职导游为数甚少，仅占持证导游人数的四分之一，大多数是自由职业者，挂靠于各个旅行社名下。以前，导游不允许绕开旅行社私自接单，而只能挂靠在旅行社名下，得到旅行社的委派，才可以揽活带团。这种管理体制导致导游与旅行社之间处于严重不对等地位，而放开导游自由执业，这意味着导游可以抛开旅行社直接与游客交易，导游和游客都有了更多的选择，也是释放市场活力的较好途径。但是实际操作执行起来具有一定的难度，且很多问题亟待厘清。目前，传统监管方式也不能适应当前旅游市场的个性化、多元化等特点，需要网络信息技术手段，破解市场监管中人手不够、力量单薄、手段有限等难题，使导游管理从单一行业监管向社会共同监督转型。 3.1. 游客合法权益的保障 为保障游客的合法权益，旅游部门专门制定了《导游自由执业试点管理办法(试行)》和《导游自由执业投诉处理办法》，前者要求自由执业的导游不得从事讲解、向导以外的其他业务，倘若其强行向游客推销商品或变相兜售物品，推荐不具有合法资质的餐饮、住宿、购物场所，可按照《导游人员管理条例》中的相应条款进行处罚，并列入旅游经营服务不良信息记录；后者则通过“调解+仲裁+行政执法+司法诉讼”的方式，着力解决导游自由执业产生的纠纷。在游客合法权益保障的问题上，旅游管理部门、预约平台和游客要形成一个健全的监管体系。旅游管理方面，协调工商部分、行政管理部分联合执法，并加强执法力度，对“黑导”以严厉惩戒，通过导游购买责任保险确保游客因导游疏忽或过失造成的人身财产损失可以获得赔偿，也可建立自由执业导游“红黑榜”，定期向社会公布。预约平台方面，可以借鉴携程、同城等电商管理模式，明确平台与导游的责任关系，从而促进加强对导游的资格审查和管理，探索“先旅游，后付费”等新模式，推动服务质量的提升。除此之外，必须搭建一个处理纠纷的平台，比如旅游行业协会。导游协会除了对导游违法违规服务行为不具备行政处罚权力外，可以对违法违规导游的进行网上记录，对严重者或者屡次违规者剥夺其导游资格，使得导游协会成为管理导游行之有效的日常机构。 3.2. 导游公共服务监管平台的搭建 根据规定，提供线上导游自由执业业务的机构，应具备依法开展网络预约导游服务的互联网平台和与拟开展业务相适应的信息数据交互及处理能力，具备保障数据安全、数据真实的技术能力，服务器设置在中国大陆。其搭建的网络预约平台使用电子支付的，应与银行、非银行支付机构签订提供支付结算服务的协议 [ 2 ] 。而线下的旅游企业则必须经过试点地区的旅游主管部门审核，并向国家旅游局报备。线上平台以及线下机构的建设，将促使导游与游客实现双向选择。这些平台或机构都需与国家旅游局的“全国导游公共服务监管平台”进行对接，进而开展导游身份认证，实时传送导游执业信息和游客评价信息。导游不经过网络预约平台或线下自由执业业务机构，自行开展自由执业业务的，将有可能会被罚款或者吊销导游证、领队证。未来，导游想自由执业必须有合法的组织机构作为依托才能在试点地区开展相应导服业务。比如携程建立的导游评价平台，设立明星领队，游客可以看到导游的人气值、擅长区域、带团时间以及游客点评等等，但是只应用于团队旅游。目前，桂林试点已有700多名导游以及6家单位通过审核、备案，其中323人已在桂林导游自由执业试点监管平台道游网上激活，随时可以接团、带团 [ 3 ] 。 全国导游公共服务监管平台的建立有利于规范导游服务市场，提高导游的薪资待遇，从侧面应对“购物团”等诟诘。导游自由执业对于旅行社来说不会起到不良的影响。 3.3. 导游自由执业在法律层面的制度改革 目前，由于《旅游法》、《旅行社条例》、《导游人员管理条例》等法律法规的贯彻实施和执行力度不够、监管不严，社会上仍然存在“黑导”、“零负低团费”等违规现象和违法行为。因此出台《关于进一步促进导游队伍健康发展的指导意见》现“进出、监管、保障、奖惩”四位一体则，即严格的准入制度，从源头上管控服务质量，选拔更合格的、优秀的导游；严厉的监管制度，尤其是法律法规层面上的监管，一定要全面才能是使导游自由执业工作顺利实施；完善的保障制度，导游自由执业涉及到旅游预约平台、导游、游客四方面的权利，因此需要关部门的系统布局；合理的奖惩制度，对优秀的导游人员进行奖励，可以是奖金形式也可以是名誉上的奖励，对有违旅游从业人员和广大游客的合法权益行为都应收到相应的惩罚；十分有必要，用信息化手段实现对导游的常态管理，实行动态进出机制 [ 4 ] 。导游管理体制改革在法律层面应体现在四个方面：1、配套出台《导游自由执业试点管理办法》和《导游自由执业服务规范》配套出台；2、加快修订《旅游法》、《导游人员管理条例》和《旅行社管理办法》；3、明确界定其他法律问题，比如为导游发布信息的互联网平台是否承担责任？导游和旅游者之间的契约关系，法律性质如何界定，该合同类型如何规范？这些法律法规的修订、实施有利于监督预约平台或是第三方的规范管理，保障导游和游客的合法权益，同时也是督促导游和游客的行为，规范旅游活动，促进文明旅游。只有通过完善旅游法律体系结构，指明导游行业前进方向，才能确保导游自由执业工作的顺利实施。 3.4. 导游市场秩序的管控 导游自由执业之后，导游的服务模式也发生变化，大致可以分为以下三种：一、传统的导游服务模式，导游受旅行社、导游服务公司委派为游客提供服务；二、预约导游服务模式，旅游者通过旅行社、导游协会或者其他预约平台预定导游为其提供服务；三、直接服务模式，游客直接与导游联系，双方进行交易。从新的旅游发展态势上看，以上三种模式各有各的特点，放开导游自由执业，意味着相比较传统导游服务模式，另两种模式对导游的技能和服务水平提出了更高的要求，更符合游客的需求，从而导游市场竞争也更加激烈。按照现有旅游市场经营模式推断，导游自由执业化之后，在为游客提供向导和讲解等服务之外，一旦游客提出，导游很有可能会利用自身的优势资源，为其提供诸如约车、订房、订票等其他一系列服务，这样导游本人事实上完全可以成为一家旅行社，为旅游主管部门的监管加大了难度。另外比如直接服务模式，这种模式大多发生在景区内部，导游们给游客争相推荐自己，很容易造成混乱。因此只有导游服务的监管平台是不够的，还要严格把控导游数量规模和服务规范标准。为了减少监管难度，又确保给游客提供优质的导游服务，可每年对导游进行一定时期严格的思想素质和专业技能培训，推进导游服务标准化建设 [ 5 ] ，从而实现导游市场健康有序发展。
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user: 4. 总结 导游是旅游服务的重要环节，开放导游自由执业表明我国旅游业制度日趋完善，同时要求旅游行业监督管理水平也应不断提高。通过保障游客的合法权益、搭建导游公共服务监管平台、改革导游自由执业在法律层面的制度和导游市场秩序的管控四个方面，加强对旅游行业的监管，提升导游形象，为导游自由执业的顺利开展创造良好环境。
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user: 摘 要 芳香醛、芳香酮和芳香胺参与的Mannich反应，其合成方法和甲醛参与的Mannich反应差别较大，生成的某些Mannich碱显示多方面的生物活性，包括抗糖尿病、抗肿瘤、抗微生物和抗结核等活性。本文主要总结和讨论此类Mannich反应的发展历程及曼尼碱的生物活性，希望对相关研究人员有一定的参考价值。 关键词 :Mannich反应，Mannich碱，生物活性，研究概况
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user: 1. 引言 Mannich反应(Die Mannich Reaction)亦称胺甲基化反应，是在建立C-C键的同时可形成C-N键的重要反应，是合成α-和β-氨基酸衍生物、γ-氨基醇、顺反式1，2-氨基醇和α-内酰胺等含氮化合物的重要方法 [ 1 ] ；Mannich反应操作方便，在某些医药和生物碱的合成中得到了巧妙的应用，因而引起了合成化学家的极大兴趣 [ 2 ] 。1980年以前，Mannich反应的传统原料为甲醛、脂肪胺和酮，以及较小范围内的芳香醛和脂肪胺 [ 3 ] ，直到1991年，易林等首次将芳香醛和芳香胺引入Mannich反应 [ 4 ] ，打破了芳香醛和芳香胺不能同时参与Mannich反应的预言 [ 5 ] 。随着合成条件的进一步探索，芳香醛和芳香胺作为起始原料的Mannich碱的合成方法逐渐多样化，“三组分一锅法”、“三组分两步法”以及“三组分两步一锅法”成为主要的合成方法，越来越多的芳香醛、芳香酮与芳香胺的Mannich反应见诸报道 [ 4 ] [ 6 ] - [ 12 ] 。近10年来，杨大成等在进一步研究芳香醛和芳香胺同时参与的Mannich反应的同时，开展了此类Mannich碱的生物活性测试，发现某些Mannich碱具有抗糖尿病活性 [ 13 ] - [ 25 ] 、非甾体雄激素受体调节活性 [ 26 ] ，抗结核活性 [ 27 ] 、抗肿瘤活性 [ 28 ] [ 29 ] 等，开拓了Mannich碱的新领域。需要指出的是，在研究初期，研究人员主要致力于芳香醛和芳香胺参与的Mannich反应的合成方法探索、反应底物拓展，一般没有测定所得Mannich碱的活性。仅当杨大成所在研究室为寻找新型生物活性分子时，芳香醛、芳香胺/磺胺等与含芳环酮的Mannich碱的合成与活性研究才较为广泛地开展，从而发现了该类分子的新型生物活性。基于此，本文将芳香醛和芳香胺参与的Mannich反应分为“未测定活性的Mannich碱”和“具有活性的Mannich碱”进行综述，希望对相关研究人员有一定的参考价值。
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user: 2. 未测定活性的Mannich碱 1991年，邹君华、易林 [ 4 ] 将苯乙酮、对甲氧基苯甲醛和芳香胺在少量浓盐酸催化下于无水乙醇中经一步法合成了6个相应的Mannich碱，收率高达60%~73% (见反应式1)。此研究将芳香醛和芳香胺引入Mannich反应，扩大了Mannich反应的应用范围。 1991年，易林、邹君华和徐秀娟用少量HCl-EtOH溶液做催化剂，某些芳乙酮、芳香醛和芳香胺在5℃~25℃也可高收率一步生成相应的Mannich碱，但带有强吸电子基(如硝基)的芳香醛及芳香胺所需时间较长，或者很难发生反应(见反应式2) [ 6 ] 。 Scheme 1. The Mannich reaction of aromatic aldehydes， aromatic ketones with aromatic amines catalyzed by concentrated hydrochloric acid 反应式1. 浓盐酸催化芳香醛、芳香酮与芳香胺的Mannich反应 Scheme 2. The Mannich reaction of aromatic aldehydes， aromatic ketones with aromatic amines catalyzed by hydrogen chloride ethanol solution 反应式2. 氯化氢催化芳香醛、芳香酮与芳香胺的Mannich反应 1996年，邹君华在研究间硝基苯甲醛或间氯苯甲醛与芳香胺和芳香酮的Mannich反应时，将单一的乙醇溶剂改为EtOH-CH 2 Cl 2 混合溶剂(体积比3:1)，能使苯环上有吸电子基的芳香醛顺利发生反应，高收率合成了15个未见报道的Mannich碱 [ 7 ] ，该研究不仅合成了新的化合物，而且扩大了溶剂的选择范围。陈胡兰等人 [ 8 ] 研究发现，苯环上有供电子取代基的芳香酮——对甲氧基苯乙酮与苯甲醛或对甲氧基苯甲醛和芳香胺在0℃~35℃、浓盐酸催化下可直接发生Mannich反应，合成了16个未见报道的Mannich碱(见反应式3)。值得一提的是，他们利用正交表L9(3 3 )设计实验方案，选择三因素三水平安排9次实验代替单因素随机实验27次，研究了温度、酸度和反应时间对Mannich反应的影响。这是为数不多的采用正交设计实验方案探索实验条件的Mannich反应研究报道。 1996年，杨大成 [ 9 ] 研究了4-苯基-2-丁酮(含有2种α-H)与芳香醛和芳香胺的Mannich反应，合成了15个未见报道的5-苯基-1-芳基-1-芳胺基-3-戊酮Mannich碱，收率75%~92%。结构测试发现，反应基本上发生在α-甲基上，可能与空间位阻有关。 同年，他们又研究了分子中含有羧基的芳香胺——对氨基苯甲酸与芳香醛和苯乙酮的Mannich反应 [ 10 ] ，发现在2~4滴浓盐酸催化下，苯乙酮、对氨基苯甲酸与芳香醛可以顺利发生Mannich反应。值得一提的是，他们根据酸性条件下Mannich反应的反应机理，让具备两性化合物特点的对氨基苯甲酸与芳香醛反应一段时间，然后加入酮及催化剂盐酸。此操作既可使反应顺利进行，又可缩短反应时间，得到收率较高的Mannich碱。次年，又在少量浓盐酸催化下，于9℃~21℃在无水乙醇中研究了对氨基苯甲酸乙酯与苯乙酮和芳香醛的Mannich反应 [ 11 ] ，直接合成了9个新的1-苯基-3-芳基-3-(4-乙氧羰基苯胺基)丙酮，收率最高达99% (见反应式4)。 2002年，杨大成、章国林等人 [ 12 ] 报道了对-甲苯乙酮与芳香醛和芳香胺的Mannich反应。
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user: 4. 总结 1990年代初实现了芳香胺和芳香醛同时参与的Mannich反应，从而可以合成含有芳胺基的Mannich碱；随后将部分芳香醛、芳香酮和芳香胺合成的Mannich碱进行生物活性研究，发现某些β-氨基酮具有抗糖尿病、抗结核、抗白血病或雄激素受体调节活性，开创了β-氨基酮的新型生物活性研究。Mannich反应的研究没有停止，我们相信一定会有更多优秀的Mannich碱出现！
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user: 摘 要 以异常值点双样的均值为零位校准的新标准，从总误差和误差标准偏差两个方面比较新旧标准，结果表明改进后的方法有效可以降低红外水分仪测量误差。 关键词 :异常值，均值，标准偏差，红外水分仪
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user: 1. 选题意义 烘丝含水率是烟草加工中的一项重要指标，含水率的控制主要由在线红外水分仪的实时测量、数据反馈控制来完成 [ 1 ] 。所以，红外水分仪的准确性会直接影响生产商的判断。 目前的对红外水分仪校准的研究多是利用统计方法确定标定线，或是为红外水分仪的零位校准提供思路和判定标准。例如，张蒙生 [ 2 ] 等介绍了红外水分仪的校准方法以及利用Excel的图表制作功能计算红外水分仪校准过程中的斜率与截距。该方法简单精确，可以准确快速地计算出斜率与截距，快速完成对红外水分仪的全校准；并且，张根元 [ 3 ] 发现校准红外水分仪时，样品的含水率和显示值不呈严格的直线排列。应用最小二乘法，采用偏差平方和综合考虑观察点的偏差，求出使采样点同标定线偏差最小的理想标定线，得出红外水分仪新的零点和斜率，可以使红外水分仪的测量误差降到最小；还有，曾旭东 [ 4 ] 等总结出影响红外水分仪的若干因素，并提出了相应对策。但是，不可忽视的是，红外水分仪由于自身特点也会带来测量误差。目前为止，对如何校准水分仪进而减少误差的具体方法的研究还比较少，本文基于以上原因，利用相关数据为水分仪具体的校准方式的改进提出建议。 红外水分仪的校准主要采用固定阻尼、截距和零位校准三种调整方式，但在《烟草加工在线水分仪检定规程》中要求阻尼系数误差仅在首次检定时进行，并且截距不建议经常性调整。综上，对红外水分仪的校准最有效的方式便是进行零位校准，并且为了使调整后的结果更加合理，校准的方式方法也显得十分重要。毫无疑问，更小的测量误差可以更加有效的反映烘丝含水量，减小烘丝的浪费，进而减小烟厂的经济损失。
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user: 2. 数据概况 本文数据来自于某烟厂利用红外水分仪对某一牌号烘丝的测量数据，共104个(52组)，其中的指标包括测量时间，温度，湿度，水分仪显示值(精确到0.01)，水分仪零点值(精确到0.1)，烘箱值(精确到0.01)以及误差值(精确到0.01)。通常将烘箱测量值当做烘丝的真实含水值，那么水分仪测量值与真实值的误差便是需要重点关注的指标。
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user: 3. 红外水分仪现行的校准方式 该烟厂进行水分仪精度校准的依据是，当水分连续出现两组或两组以上，且误差方向相同(同正同负)时，对水分仪零位进行调节。选取误差算术平均值的50%作为零位校准依据，但此方法暂无理论支撑。本次分析的目的之一便是找到更为合理的零位校准方法。 目前，关于红外水分仪精度的评定有两种方法，均是基于水分仪显示值与烘箱显示值的差值(误差项)来计算。一种是利用误差的均值进行评定，另一种是利用误差的标准偏差进行评定。 误差的标准偏差公式为： 其中，S为测量精度，x i 为水分仪显示值，n为样本量，y i 为烘箱显示值。在本文中将分别利用上述两种标准衡量新的校准方式是否有效的减小了误差。
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user: 4. 实证分析 4.1. 数据预处理 通过分析可知，水分仪的显示值会受到测量时的温度、湿度和物料本身含水量和水分仪零点值的影响。水分仪显示值与这些因素的关系可以简单的用线性回归方程表示如下： (1) 其中，y表示水分仪显示值；x表示烘丝真实的含水量； 表示湿度、温度与水分仪显示值的某种函数关系，在这里视为总体，不做其间的细节讨论； 表示水分仪零点值。 根据红外水分仪的工作原理，水分仪的显示值等于处理后的信号返回值(即烘丝含水量的真实值)与零点值之和。在本次分析中，考虑到水分仪显示值也受到温度和湿度的影响，所以将这上述三种因素一并归到 中，但是这并不会改变水分仪显示值(y)和水分仪零点值( )之间的线性关系，而这恰恰是需要本文重点讨论的。 那么通过式1，便可以还原出在不同零点值下的 ，在调整零点之后，便又可以利用式1推测出水分仪显示值，进而得到调整后的误差值。 4.2. 利用新方法调整零位值 该烟厂采用的零位调整旧方法是到超出允许范围的误差点出现为止，计算所有误差的算术平均值，再取其50%作为调整依据(零点值精度为0.1，需对结果进行四舍五入)。但是，在测量中价值最高的是超过允许范围的误差点，这个点涵盖了零位值漂移的大部分信息。若对总体做算术平均，会损失零位调整的精确度。 所以，对零位调整的方法稍作改进，选取超过允许范围的误差点双样本的算术平均值的50%作为零位点的调整的新方法。 4.3. 结果比较 为了检验此新方法的合理性，分别计算原数据(零位值未经科学调整)的误差值，用旧方法调整后的数据误差值和用新方法调整后数据误差值，并利用总误差值和标准偏差对三种方法进行比较。为方便观察，将三种过程展示如下： 1) 原数据 2) 旧方法 3) 新方法 将利用上述三种方法调整零位点后得到的总误差和误差的标准偏差列示于下表1： Table 1 The Result of Three Metho 数据 总误差 标准偏差 原数据 14.603 1.44 旧方法处理后 3.803 0.51 新方法处理后 0.003 0.37 表1. 三种方法的结果 由表1可知，从总误差和标准偏差两个方面来看，新方法的效果均优于旧方法。
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user: 5. 研究结论 通过前面的分析可知，利用新方法(选取超出允许范围误差双样本均值的50%)在总误差和标准偏差上的表现均好于旧方法(选取到超出允许范围的误差值点为止所有数据平均值的50%)，所以可以考虑改变调整零位值的标准，以减小红外水分仪的测量误差。 该方法经某厂实践操作证明具有可行性，相比于旧方法有效的减小了红外水分仪零位漂移带来的影响，进而减小测量误差，真实的反映烘丝含水量，为该厂的下一步操作提供合理建议，避免了烘丝浪费。 当然，这个问题不仅仅通过改进调整方法便可以一劳永逸，如何动态的捕捉异常值点，如何确定采集实验数据的时间间隔这些问题对于提高红外水分仪的精确度都有重要意义，也值得继续研究。
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user: 摘 要 本文基于TRIZ理论，对现阶段塑胶管喷码易错位的问题进行分析并提出了优化方案。通过TRIZ理论的分析，可以充分的抓住系统中的各部分资源，发现系统中的各矛盾成因以及系统的进化方向，更好的解决系统中的技术问题。本文通过问题定义、最终理想解(IFR)定义、资源分析与因果分析等方法对该问题系统进行详细的剖析，并最终运用TRIZ发明原理提出了一系列解决方案，最终对方案的创新性与可行性进行了评价。 关键词 :TRIZ原理，塑胶管，喷码机
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user: 1. 引言 TRIZ理论是由苏联发明家根里奇·阿奇舒勒于1946年开始，动用1500人/年，在研究了世界各国250万份发明专利的基础上，提出的一套具有完善理论体系的创新方法。TRIZ理论以辩证法、系统论和认识论为哲学指导，以自然科学、系统科学和思维科学的研究成果为根基，以技术系统进化法则为理论基础，包括了技术系统和技术过程、(技术系统进化过程中产生的技术)矛盾、(解决矛盾所用的)资源、(技术系统的进化方向)理想化等基本概念。TRIZ理论提供了分析工程问题所需要的方法，包括矛盾分析、功能分析、资源分析和物场分析等，同时还提供了相应的问题求解工具，包括技术矛盾创新原理、物理矛盾分离原理、科学原理知识库和发明问题标准解法等 [ 1 ] - [ 3 ] 。 塑胶管常用于排水、排气、排污与卫生管理等处。它的材料一般为合成树脂，采用注塑的方式在制管机内经挤压加工而成。目前，大多数塑胶管为了美观，都会沿管线轴向方向上注塑两条红蓝平行的条纹，并将产品信息喷印在条纹中间。但由于塑胶管在注塑过程中受到的注塑应力产生扭转变形，经常导致产品信息喷印位置发生偏差，影响美观。现行的解决办法主要靠工人手工扭转，造成了大量的人工浪费。
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user: 2. 问题定义与分析 2.1. 问题定义与最终理想解 根据TRIZ理论，本文将此问题定义为：使用传统喷码机对塑胶管喷印产品信息使得喷印位置产生错位；将最终理想解定义为：在注塑的同时可以将生产信息直接注塑在塑胶管上。 由于目前的技术水平发展有限，将生产信息在注塑过程中实现标注还存在一些困难，短期内无法实现。因此，本文按理想度的等级，将理想解可以分为如下三层次： A：塑胶管注塑后自带生产信息； B：在红蓝条纹注塑的同时将信息喷印上，使塑胶管之后的扭转不影响喷码位置； C：在塑胶管产生扭转变形的情况下，依然能够将信息喷印到指定位置。 2.2. 资源分析 资源分析是TRIZ理论中解决问题的重要思路。在“人—喷码器—塑胶管”或“注塑机—塑胶管—水冷槽”的技术系统中，存在众多资源。表1为该系统的资源分析表 [ 4 ] - [ 6 ] 。 2.3. 因果分析 对于引发问题的各种原因，本文运用TRIZ理论中的因果链分析法展开分析，图1为因果链分析示意图。 由此可以看出，塑胶管受到注塑应力产生的扭转变形是很难避免的，因此可以将冷却后的塑胶管直 Table 1 Resource classification of marking dislocation problem syste 资源类别 资源名称 内部资源 塑胶管、塑胶材料、塑胶管的直径、塑胶管的柔性、弹性、 红线、蓝线、塑胶管内的细钢丝、喷码头、喷墨、支撑架； 外部资源 生产环境：车间空间，冷却水，空气；热； 生产设备：注塑机，塑胶管牵引机； 工人：人、人眼、人手、人手的灵活性、扭动性、扭力大小、人眼的对准性和人的协调性； 差动资源 塑胶管移动速度与人手纠正塑胶管速度的差异， 喷码速度与塑胶管移动速度间的差异、每段塑胶管发生扭转变形的程度； 时间资源 喷码一次的时间、扭动纠正的时间、喷码的间隔时间； 信息资源 塑胶管的扭转角度、塑胶管的外径； 场资源 重力场(塑胶管本身的重力)、温度场、光场、电场、机械场、热场和时间场； 功能资源 生产环境：对塑胶管的空气冷却，保温； 生产设备：塑胶管注塑后的余热，塑胶管输出的力，牵引机的牵引力，冷却水槽； 工人：观察力，人手的握持性、摩擦性、旋转性、方向性、人的判断性、识别性、协调性和支撑架的支撑； 表1. 喷码错位问题系统资源分类 图1. 因果链分析示意图 接送入圆筒式的轨道，避免在周向对塑胶管产生挤压与摩擦力，进而减小塑胶管受到外力的扭转变形；喷码头固定不动这一结果是可以避免的，可以采用随动式的喷码设备，根据塑胶管上的红蓝线位置自动调节喷码头的位置，进而保证喷码位置的准确性；对于塑胶管本身在冷却水槽中产生的扭转变形，可以改变加工工艺来减少或避免这一变形，例如，可将喷印工艺撤掉，将生产信息在塑胶管注塑的过程中标注在塑胶管的指定位置上，从而达到塑胶管生产信息喷印美观的要求。