DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 6. 三叶青的栽培、加工工艺和生物工程研究 在三叶青的栽培技术方面，Dai等 [ 38 ] 将三叶青在强、中、弱光照条件下培养一个月后，通过观察叶片形态、净光合速率及叶绿素荧光反应，发现遮光率低于50%会降低三叶青光合活性而高于75%则限制碳同化作用，都会抑制植物生长，对于三叶青培养，约67%的遮光率才是最适合的光照条件；牟豪杰和董爱兰 [ 39 ] 提供了一套三叶青人工栽培的实施步骤，从选择种植地、种植时间、繁殖材料类型，到施肥、追肥、使用遮荫棚，到最后的采收等都进行了优化选择；吉庆勇 [ 40 ] 根据生根剂用量、插穗年龄和基质对插穗生根的影响进行了研究，发现2~3年生老枝用l000 mg/L IBA溶液浸渍10 s后扦插于黄土中生根效果最佳；吉庆勇 [ 41 ] 发明了一种高效仿野生栽培技术方法，与人工栽培不同的是，增加了滴灌设备、微生物菌肥，并引导三叶青上架进行立体种植。 傅婷婷 [ 42 ] 对三叶青总黄酮提取及纯化工艺进行研究，利用紫外/可见分光光度法建立了总黄酮含量测定方法，利用大孔吸附树脂法优化了其纯化条件。严余明 [ 43 ] 通过三种不同工艺制得的三叶青药剂(冻干粉、水煎剂、饮片粉)灌喂人肺癌A 549 移植瘤裸鼠，测定其肿瘤生长动态体积和抑瘤率，发现三叶青冻干粉和饮片粉抗人肺癌A 549 裸鼠移植瘤的作用强于水煎剂，而冻干粉发挥抑瘤效果的时间要早于饮片粉。显而易见，三叶青的栽培和加工工艺的研究比较滞后，需要进一步加大投入研究力度，提高三叶青的种植和加工工艺水平。 目前，三叶青生物工程主要涉及组织培养和毛状根诱导，见表1。钱丽华 [ 44 ] 以三叶青腋芽为材料，进行了腋芽外植体诱导技术、不定芽继代增殖技术及试管苗生根技术研究，实现了其离体快速繁殖，并发现23 μmol∙m −2 ∙s −1 的光照强度有利于腋芽的萌发；钟毓倩 [ 45 ] 用三叶青的茎尖、带腋芽的茎段和叶片为外植体，研究发现最佳诱导外植体为茎尖；Jiang W.M.等 [ 46 ] 用三叶青的带腋芽的茎段为外植体，通过对外植体的选取与处理、诱导培养、增殖培养、生根培养、移栽等步骤建立了一套组培快繁体系；卢爱芳等 [ 47 ] 以三叶青叶片、茎段和无菌苗叶片为外植体，诱导形成愈伤组织，并对其中两种愈伤组织、叶片、块根中的总黄酮含量进行测定，发现总黄酮在愈伤组织中含量较高；彭昕[ 48 ] 等用三叶青的幼嫩带芽茎段为外植体，通过正交试验对其腋芽增殖、生根培养条件进行优化，得出最适培养基。 杜苏瑞[ 49 ] 利用黄瓜碱型发根农杆菌K599 (带内源质粒pRi2659和外源质粒pRI101-AN-GFP)侵染三叶青外植体，成功诱导繁殖了转基因毛状根。其中，在诱导毛状根的培养基中，以MS + 0.4 mg/L NAA最佳，毛状根诱导率高达93.7%；而在继代增殖培养过程中，B5培养基比MS培养基更适合三叶青毛状根的生长，以B5 + 1.0 mg/L KT + 1.0 mg/L IBA为最佳，毛状根的成活率可达90%。在毛状根的悬浮培养中，0~15 d为平缓生长期，15~28 d为快速生长期，随后28~35 d又进入平缓生长期，而35 d后毛状根的增长接近停滞。
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user: 7. 展望 三叶青作为我国南方传统药用植物，在治疗小儿高热惊厥、肺炎等方面有显著疗效，且近年来的研究发现其在抗肿瘤、抗病毒及免疫调节方面具有很好的疗效。因此，三叶青具有重要的药用研究价值。 Table 1 Media used in tissue culture of Tetrastigma. hemsleyanu 文献出处 外植体类型 诱导培养基 继代增殖培养基 生根培养基 钱丽华 [ 44 ] 腋芽 1/2 MS + 0.2 mg/L 6BA MS + 2 mg/L 6BA + 0.2 mg/L NAA 1/2 MS + 20 g/l蔗糖 + 0.2 mg/l NAA 钟毓倩 [ 45 ] 茎尖、带腋芽茎段、叶片 MS + 2 mg/L 6BA + 0.2 mg/L NAA MS + 0.2 mg/L NAA 1/2 MS + 0.5 mg/L IBA + 1 mg/L NAA Jiang W.M. 等 [ 46 ] 带腋芽茎段 MS + 4 mg/L BA 1/2 MS + 2 mg/L IBA 卢爱芳等 [ 47 ] 野生叶片、茎段、无菌苗叶片 2/3 MS + 2 mg/L 6-BA + 2 mg/L NAA MS + 2 mg/L 6-BA + 2 mg/L NAA 1/2 MS + 1 mg/L 6-BA + 1 mg/L NAA 彭昕 [ 48 ] 腋芽 MS + 2 mg/L 6-BA + 0.5 mg/L ZT + 1 mg/L IBA 1/2 MS + 1.0 mg/L IBA + 20 g/L蔗糖 杜苏瑞[ 49 ] 叶片(诱导毛状根) MS + 0.4 mg/L NAA B5 + 1.0 mg/L KT + 1.0 mg/L IBA 表1. 三叶青培养基配方 然而，三叶青的研究主要集中在化学成分提取与鉴定、药理学作用、组织培养等方面，但具体的有效成分及其合成调控机理、抗肿瘤作用机制等的研究还比较少，严重妨碍了三叶青的应用。另一方面，由于三叶青野生资源的过度利用与破坏，加快其种质资源保护、生物工程和育种等的研究也迫在眉睫。以期本文能为三叶青的深入研究提供比较全面的文献信息。
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user: 摘 要 本文推导了基于Jones矢量的单粒子散射的数学表达式；根据Jones矢量与Stokes参量的内在联系，给出了由典型偏振态的Jones矢量出发，计算Mueller矩阵的具体步骤。通过数值模拟得出单粒子对称系统中：二维Mueller矩阵4行4列共16个子图关于对角线对称；m41，m42，m43，m14，m24，m34数值为零；二维Mueller矩阵中非零元素子图中仅5幅独立，其余可通过旋转变换得到。 关键词 :Jones矢量，Stokes参量，Mueller矩阵，散射
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user: 1. 引言 当用Stokes参量来表示入射光的偏振状态时，各种光学转换器件的作用可以看作使入射光的Stokes参量发生改变，其变换矩阵用的Mueller矩阵来表示。Mueller矩阵的16个元素完整的反映了光学器件或被测介质的结构和功能信息，因此Mueller矩阵被称为被测介质的光学指纹。目前，研究生物组织等浑浊介质的偏振特性的普遍做法是通过其Mueller矩阵来分析介质对偏振光源的响应[ 1 ] 。获取Mueller矩阵的手段主要有实验测试和Monte Carlo方法。Mueller矩阵测试上，研究者主要在测量的简易性和精度上不断努力，例如：Hielscher等人 [ 2 ] 通过转动起偏器、1/4波片和检偏器的方向，测量光强49次，并通过计算得到Mueller矩阵；Espinosa-Luna [ 3 ] 在Hielscher的基础上改进测试装置，测量光强36次，计算出Mueller矩阵值；在Monte Carlo方法上，研究者在模拟的通用性上不断扩展，例如：Ramella-Roman等发表了Mueller矩阵值模拟的三种常用方法[ 4 ] [ 5 ] ；Wang等开发了时域Monte Carlo算法 [ 6 ] 。实验测试Mueller矩阵的误差不可避免，Monte Carlo方法也必须在模拟光子数目和模拟时间上进行折中 [ 7 ] 。本文基于入射光的Jones矢量，直接计算经过球形粒子散射后Stokes参量，再通过不同Stokes参量线性组合得到Mueller矩阵的相关列，为分析浑浊介质二维Mueller矩阵的模式提供了清晰的物理图景。
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user: 2. 偏振态的描述与转换矩阵 2.1. 基于Jones矢量的粒子散射模型 1941年Jones用在X，Y轴上互为正交的两个振动分量的合成来表示偏振光电矢量 [ 8 ] ： (1) 式中 ， ， 为复振幅。 波的绝对位相不常用，重要的是相对位相差。省略(1)式中的光频项，采用位相差 ，并对各分量的振幅归一化，可得： (2) 依照(2)式，水平直线偏振光，垂直直线偏振光，45˚直线偏振光，右旋偏振光的归一化Jones矢量分别为： ， ， ， 图1为光束遇到粒子散射的示意图。入射光可以正交分解成2个偏振分量 (水平)和 (垂直)。遇到粒子，入射光发生散射。散射后，光束传播方向变化角度 。粒子激发的散射电场为 和 ， 和 互相平行， 和 呈 角。则经过粒子散射后的Jones矢量为： (3) 式中.*表示列向量的对应元素相乘。 事实上，全面描述粒子的散射除了散射角 外，还需要方位角 。方位角 的取值范围为 相同的散射角的散射光构成一锥形光束。为了说明方便，把光入射方向和散射方向确定的平面成为散射面。通常，总是让散射电场分量 垂直于散射面， 在散射面内。图1绘制入射光时，选取入射光的电场分量 也垂直于散射面，这是为了得出比较简化的(3)式的一种特殊的选取方式。若(3)式中入射光对应坐标系 ，而更一般的入射光对应图2的坐标系xy。因此需要首先通过旋转矩阵把xy坐标系下的Jones矢量转换成 坐标系下的Jones矢量 [ 9 ] ，再运用(3)式计算散射后的Jones矢量，最后通过反向旋转矩阵把 坐标系下的Jones矢量变回xy坐标系下的Jones矢量，整个转换过程如(4)式： (4) 如图2所示，设散射粒子到平面 距离为h，探测器上的点A的坐标为 ，(4)式中的散射角 为： (5) (4)式中的旋转角(方位角) 为： (6) (6)式中 ， 。 图1. 粒子散射示意图 图2. 坐标系旋转示意图 2.2. Stokes参量与Mueller矩阵 早在1852年Stokes就使用一组都有由光强量纲的参量组成是Stokes参量 表征光的偏振态 [ 10 ] ： (7) 依照(7)式，水平直线偏振光，垂直直线偏振光，45˚直线偏振光，右旋偏振光的归一化Stokes参量分别为： ， ， ， 用Stokes参量表示入射光的偏振态，16个元素的Mueller矩阵M可表征被测系统对光的偏振态的改变： (8) (8)式中S和S'分别为入射光和出射光的Stokes参量，M为系统的Mueller矩阵。Mueller矩阵含有16个元素 ，也可看成有4个列向量 ， ， ， 组成，如(9)式： (9) 若 ， ， ， 分别表示水平直线偏振光，垂直直线偏振光，45˚直线偏振光，右旋偏振光经过系统作用后的Stokes参量，则有： (10) 基于Jones矢量的Mueller矩阵计算的具体步骤为：1) 将典型偏振状态的Jones矢量 ， ， ， 代入(4)式，得到散射后的Jones矢量 ， ， ， ；2) 根据(7)式得到散射后的Stokes参量 ， ， ， ；3) 根据(10)式计算出组成Mueller矩阵的4个列向量，从而得到Mueller矩阵的16个元素值。
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user: 3. 二维Mueller矩阵的数值模拟 随机介质界面的每点对应于一个Mueller矩阵等效为Mueller矩阵的每个元素在界面上呈现二维分布。图3给出了基于Jones矢量的单粒子二维Mueller矩阵的数值模拟图。模拟时，设定散射粒子到探测平面的距离为h为1 cm。图3中每幅子图代表Mueller矩阵16个元素在20 cm ´ 20 cm区域上的分布。从图3看出：对于探测器正下方的单粒子对称系统，二维Mueller矩阵关于对角线对称，即 ；二维Mueller矩阵的第四行或者第四列的元素(除了 外)数值为零；非零元素仅仅有5幅( ， ， ， ， )是独立的，其余5幅通过对称、旋转变换可得到。这与文献报道的实验和理论分析分析吻合[ 11 ] 。需要指出的是，文献中的二维Mueller矩阵的 ， ， ， ， ， 不全为0，似乎在这些元素上还有花样分布。但是在这些文献中 ， ， ， ， ， 的花样分布与其它元素相比已经十分微弱。我们认为，导致文献中的与 ， ， ， ， ， 不严格为0的因素主要来源于两个方面：多个粒子的复散射和测量误差。 图4进一步绘制了散射粒子到探测平面的距离为h为5 cm的二维Mueller矩阵模拟图。图4中每幅子图仍然代表Mueller矩阵16个元素在10 cm ´ 10 cm区域上的分布。不难发现图3和图4的形状相似、对称关系一致。图3、图4中的环形以及辐射状子图数值的绝对值从中心点向四周随距离增大而衰减。图4的各子图花样可看作图3的各个子图的径向膨胀。图5绘出m 11 元素数值随径向距离的变化曲线。从图5看出，随着散射粒子距离h的增大，m 11 曲线变得平缓，当散射粒子距离h足够大时，考察区域的二维Mueller矩阵的花样将趋于消失，因为此时可以忽略散射粒子对探测器的影响。 图3. 二维Mueller矩阵模拟图(散射粒子到探测平面的距离h为1 cm) 图4. 二维Mueller矩阵模拟图(散射粒子到探测平面的距离为h为5 cm) 图5. m11元素数值随径向距离的变化曲线
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user: 4. 结论 Jones矢量和Stokes参量是两种表示光的偏振态的有效手段。本文推导了基于Jones矢量的单粒子散射模型，从而能够方便的获取水平直线偏振光、垂直直线偏振光、45˚直线偏振光、右旋偏振光经过单粒子散射后的Jones矢量。再根据Stokes参量定义，将单粒子散射后的Jones矢量换算成Stokes参量，最后通过不同Stokes参量的线性组合得到Mueller矩阵的各个列向量。本文提出的计算步骤，计算机上容易实现。通过数值模拟清晰的展示了单粒子对称系统中16个子图的特点，为分析随机介质的二维Mueller矩阵提供了一种简单有效的数值模拟手段。
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user: 摘 要 生态足迹是一种衡量一个国家或者一个地区可持续发展状态的方法，定量反映人类活动对生态环境的影响和破坏程度。在对传统生态足迹模型进行简要分析的基础上，本文提出了基于能值分析理论的生态足迹计算的改进模型。本文运用能值足迹模型对舟山市1985~2011年的生态足迹进行计算，得出舟山地区的生态足迹和生态承载力。结果表明，舟山市的生态足迹长期处于亏损状态，达不到可持续发展的要求。造成这种情况的主要原因在于，在近年来，占舟山生态足迹主要位置的水产业由于过度捕捞等原因对舟山市的生态环境产生了很大的影响。 关键词 :生态足迹，生态承载力，能值分析
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user: 1. 引言 随着世界经济发展的加快，人类的生存环境正面临着十分严峻的状态。温室效应、资源枯竭、南极川融化等自然问题不断的敲打着人类的警钟，人类传统的“先污染后治理”带来的后果已经十分严重了[ 1 ] 。面对着不断发生的自然灾害，世界各国都在寻求一条可持续发展道路，即综合考虑人类社会活动所深刻影响的经济、社会、环境三方面发展的人类发展方向。 上世纪80年代末，美国著名生态学家奥德姆(H. T. Odum) [ 2 ] [ 3 ] 在系统生态学、生态经济学和能量生态学的基础上，创立了“能值分析理论”。它用能值转化率的方法把所有的能量转化为统一的单位——太阳能焦耳。采用这一标准后，可以把系统中不同的能量进行比较，从而确定它们在系统的作用和地位，从而可以进一步的定量分析系统的功能特征和生态、经济效益。 我们不可以再走以前“先污染后治理”的老路，要从现在开始就找寻一条适合人类与自然之间生存的新路。本文通过对舟山市近几年的生态能治足迹进行计算与分析，通过对比希望从中得出一些结论，并且给出一些适合舟山市生态经济可持续发展的建议。 舟山市地理位置介于东经121˚30'~123˚25'，北纬29˚32'~31˚04'之间，东西长182千米，南北宽169千米，由1390个岛屿组成。舟山群岛四面环海，属亚热带季风气候，冬暖夏凉，温和湿润，光照充足。年平均气温16℃左右，最热8月，平均气温25.8℃~28.0℃；最冷1月，平均气温5.2℃~5.9℃。常年降水量927~1620 mm。年平均日照1941~2257小时，太阳辐射总量为4126 × 106~4598 × 106 J/m 3 ，无霜期251~303天，适宜各种生物群落繁衍、生长，给渔农业生产提供了相当有利的条件。主要资源包括水资源、旅游资源和生态资源。本文所用的社会、经济、人口、资源和环境的原始数据均来自《舟山市统计年鉴》。
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user: 2. 方法 2.1. 生态足迹计算模型 生态足迹，是指特定数量人群按照某一种生活方式所消费的，自然生态系统提供的，各种商品和服务功能，以及在这一过程中所产生的废弃物需要环境吸纳并以生物生产性土地(或水域)面积来表示的一种可操作的定量方法 [ 4 ] 。通过生态足迹需求与自然生态系统的承载力进行比较即可以定量的判断某一国家或地区目前可持续发展的状态，以便对未来人类生存和社会经济发展做出科学规划和建议。它最早是于1992年由加拿大生态经济学家William Rees及其博士生Wackcmagel提出。 2.2. 传统生态足迹计算模型 在传统的生态足迹计算方法中，各种资源和能源都被折算成耕地、草地、林地、建筑用地、化石能源和水域等6种生物生产面积类型 [ 5 ] 。 生态足迹计算：生态足迹计算： 其中EF为生态足迹；N为人口数；ef为人均生态足迹；i为消费商品和投入的类型；j为生物生产性土地类型；ci为第i种商品的人均消费量；pi为第i种消费商品的平均生产力；EQFj为第j种生物生产性土地的均衡因子。 因为这6类生物生产面积的生态生产力不同，要将这些具有不同生态生产力的生物生产面积转化为具有相同生态生产力的面积，以汇总生态足迹和生态承载力，需要对计算得到的各类生物生产面积乘以一个均衡因子。 2.3. 基于能值分析的生态足迹计算模型 能值分析就是以能值为基准，把生态系统或生态经济系统中不同种类、不可比较的能量转换成同一标准的能值来衡量和分析，以评价其在系统中的作用和功能。由于任何形式的能量均源于太阳能，即任何资源、产品或劳务形成过程中，直接或间接消耗的太阳能量，就是其所具有的太阳能值，单位为太阳能焦耳。能值分析法是把生态系统中所有的不同种类、不可比较的能量转换成同一标准的能值来衡量和分析，首先把各种不同类型、不同等级的能量流换算成可以直接进行合成、运算的太阳能值，然后引入能值密度，将各消费项目的太阳能值换算成相对应的生物生产性土地面积，从而计算出研究区域的生态足迹和生态承载力，由此确定其可持续发展状况 [ 6 ] 。 2.3.1. 生态承载力计算 自然资源分为可更新资源和不可更新资源两类。由于不可更新资源的消耗速度远远快于其再生速度，一些资源甚至面临枯竭，因而在计算生态承载力时，只需考虑可更新资源的能值 [ 7 ] 。 (1) 式中：E表示人均生态承载力；e表示可更新资源的人均太阳能值；p1表示全球平均能值密度。 2.3.2. 生态足迹计算 计算生态足迹时，其包含的消费项目主要分为2类：生物资源消费和能源资源消费。生物资源消费分为农产品、林产品、畜产品和水产品等；能源资源消费主要包括煤炭、原油和电力等 [ 8 ] - [ 10 ] 。 计算区域能值密度： (2) 生态足迹： (3) 式中：Ef是生态足迹；N是区域人口数；Ai是第i种资源的人均生态足迹；ci是第i种资源的人均能值；p2是区域能值密度。 2.4. 基于能值分析的舟山市生态足迹计算 以1985~2011年的《舟山市统计年鉴》为基础，利用改进生态足迹理论，计算出舟山市的生态足迹以及生态承载力。在计算生态承载力时，因为我们平常用的可更新资源基本上来源与地球生物圈作用，而推动生物圈常用的能量有3种，即太阳辐射能、潮汐能和地热能，根据能值理论，同一性质的能量投入只能取其最大值 [ 9 ] 。风能、雨水化学能和雨水势能都是由于太阳光的运动造成的，所以只取它们三个中的最大项：雨水化学能。潮汐能是由于月亮对地球的引力而引起的，与太阳的作用性质不同，所以也应该计入 [ 11 ] - [ 14 ] 。
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user: 3. 结果 通过上述计算，1985年~2011年舟山市的生态承载力范围在0.85 hm 2 ~1.1 hm 2 ，生态足迹的范围在28.9 hm 2 ~162.84 hm 2 ，一直处于生态赤字的状态下，结果表明了舟山市对自然生态环境的使用远远超过了其自有的调节能力，其中，各类型生物生产性土地面积对总的生态足迹贡献大小依次为：水域 > 建筑用地 > 化石燃料用地 > 耕地 > 牧草地 > 林地。根据计算结果得出以下四幅分析图。 图1、图2表示的是舟山市1985年~2011年的生态承载力和生态足迹。 在算生态足迹时，把资源分为生物资源消费和能源资源消费。把舟山市2001年~2011年生态足迹中生物资源和能源项目做百分对比得图3 (由于2001年以前没有能源资源消费的相关数据，因此在此不做讨论)。 通过计算每年水产品在生态足迹中所占的比例得图4。 图1. 舟山市1985年~2011年的生态承载力 图2. 舟山市1985年~2011年的生态足迹 图3. 舟山市2001年~2011年生态足迹中生物资源和能源项目对比 图4. 水产品在生态足迹中所占的比例
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user: 4. 讨论 由图1、图2可以看出舟山市的生态承载力从95年开始一直处于一个基本稳定的状态，没有很大的波动，生态足迹从1985年~2001年处于上升趋势，并且增长速率很大，可能是因为那时国家刚刚改革，整个国家属于经济发展的黄金时代，所以人们对于自然资源的索求度很大，所以生态足迹一直处于增长状态。2001年生态足迹处于下降趋势，2002生态足迹呈现上涨趋势，2003年~2005年又呈现下降趋势，2005年~2011年基本处于上升趋势。从结果来看，舟山市的生态赤字处于不断的上升当中，从1985年的27.87 hm 2 上升到2011年的161.99 hm 2 。由此可以得出舟山市的生态系统一直处于不可持续发展状态。 从图3中可以看出，2001年~2011年舟山市生态足迹中生物资源所占的比例大大超过了能源项目的比例，说明舟山市的经济发展以生物资源为主，以第一产业为主，注重的农、水产业发展，同时也说明了舟山市的第二、三等产业不怎么发达，过度的依赖于自然环境中的生物资源。舟山群岛相对于中国的岛群来说占了很大的面积，但是相对于中国的整块大陆而言，它的面积是很小的，并且舟山群岛有很多山地，可利用的陆地资源很少，所以如果我们过度的依赖于生物资源对以后的发展是很不利的，因此应该把重点放到第二、三等工业上去。 由图4可以看出水产品在生态足迹中占了很大的比例，1995年最小为96%，2000年最大占到了97.5%。2000年开始水产品的比例在不断的下降中，但是下降的比例并不大，还是至少占着百分之九十六以上的比例。舟山临近东海，水产品等资源十分丰富，但是近几年的过度捕捞和环境污染已经使东海的自动调节能力受到了很大的破坏，出现的问题也越来越多。舟山市生态足迹和生态承载力之间的生态赤字相差这么大，水产品占了很大的比例。
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user: 5. 结论 5.1. 对于现存情况可采取的措施 5.1.1. 政府方面 1) 加大力度。舟山市政府应对过度捕捞等违法行为特别关注，由数据中可以看出水产品在生态足迹中所占的比例达到了一个很高的高度，如果再不及时关注，舟山市最重要的海资源都会趋于消失。 2) 宣传节俭。舟山市政府应不断的进行公益教育，相对于水产品而言，农产品之类的所占比例确实很少，但是不代表可以忽视，那些比例当中可能有很多是被浪费掉的，政府应不断的宣传中国的传统美德：节俭。那样，浪费的水产品可能也会减少很多，而可以大大降低生态足迹。 3) 鼓励投资。舟山市政府应多引进一些外来企业，放宽政策，把自己弱的领域发展起来，并且保持住强的领域，重视技术的发展，提高土地生产力。 5.1.2. 个人方面 1) 勤俭节约。舟山市近几年那么高的生态足迹中可能有很大的比例是被浪费掉的，现在人们的生活水平越来越高，对于生活中的要求也越来越高，而很容易造成浪费的行为，我们应该保持良好的中华传统美德，反对铺张浪费，那样舟山市的生态足迹可能会大大下降。 2) 互相督促。从数据中可以看到舟山市水产品的量在生态足迹中占到了很大一个比例，而其中很多可能是一些渔民过度捕捞上来的，我们应及时举报这些现象，而更好的保护海洋资源，从而使舟山市的生态足迹降低下来。 5.2. 总结 Odum (1996)所计算的太阳能值转换率能满足较大范围区域、系统的能值分析的需要，但对较小区域、系统甚至个体的能值分析的适用性则还需深入研究，人类经济产品的能值转换率因生产水平和效益的差异出现差别 [ 15 ] [ 16 ] 。在计算舟山市生态足迹时，由于数据等资料的局限性，尽管所用的项目比较多，但仍不完全，仍有一些资源项目没有统计进来，如：2001年之前的生态足迹，由于数据的局限性而没有统计出能源项目的生态足迹，导致计算得到的人均生态足迹比实际状况要小；但是这样子算出来的生态足迹相对于生态承载力来说已经很大了，图1中的数据表明舟山市的生态赤字一直处于逐年稳定增长的趋势中，也就是说舟山市一直处于不可持续发展状态中。图2中的数据表明舟山市对于自然的依赖性过大，而不重视第二、三产业的发展，我们应重视技术的发展，提高土地生产力。图3的数据表明舟山市水产品的足迹在生态足迹中占了超级大的比例，舟山市的过度捕捞已经完全超出了它本身所具有的生态承载力。
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user: 摘 要 本文研究了在利润-CVaR准则下，缺货惩罚成本和期望利润权重对厌恶风险的报童的最优订货量的影响。提出了一种组合的期望收益和风险，既反映报童追求高利润的愿望，又反映其对潜在风险的控制。采用该组合为目标函数，对报童的订货策略进行了研究。研究表明，考虑缺货惩罚时，最优订货量依赖于风险厌恶程度、期望利润值权重以及单位缺货惩罚成本，并通过数值算例进行验证。 关键词 :报童模型，风险厌恶，利润-CVaR，缺货惩罚成本
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user: 1. 引言 传统报童模型关注的是确定最佳的订货数量从而使报童的期望收益最大。现实中需求的不确定性导致风险的存在，决策者对待风险态度的差异将影响其订货决策。国内外学者对基于风险理论的报童问题一直关注。Wang等[ 1 ] 运用效用函数讨论单周期损失厌恶的缺货惩罚报童问题，发现：若考虑缺货费用，风险厌恶报童的订购量比风险中性的大，且随批发价格的增加而增加，零售价格的减少而增加，但未讨论损失厌恶系数对最优订购量的影响。谭建等[ 2 ] 在文献[ 1 ] 的基础上，引入单位机会期望缺货惩罚、单位机会期望超量损失，运用期望效用理论讨论缺货惩罚与损失厌恶的报童模型，并分析损失厌恶系数对最优订购量的影响。Chen等[ 3 ] 采用均值方差方法分析报童模型，但未考虑缺货成本，认为风险规避报童的订购量小于风险中性报童的订购量。Wu等[ 4 ] 运用均值方差方法研究带有缺货成本的报童订购策略，认为缺货成本对报童的优化订购有显著影响，考虑缺货成本下，风险规避报童的订购量不一定比风险中性报童的订购量小。均值方差对称地处理收益与损失，并不适合于小概率事件的限制，难以很好地刻画风险。Özler等[ 5 ] 运用VaR度量方法研究多产品风险规避的报童问题。Choi等[ 6 ] 运用不变一致性风险度量讨论多产品风险规避的报童问题。VaR只能衡量置信水平与目标水平之间预期的最大损失，而这种损失不具有代表性。Chen等[ 7 ] 仅考虑零售商存在残值处理而不考虑缺货惩罚时CVaR度量准则下报童的最优订购量，指出当没有缺货惩罚时，在风险厌恶环境下的最优订货量及期权购买量与风险厌恶程度具有单调性，最优总订购数量小于风险中性时的最优总订购数量。许明辉等[ 8 ] 在风险厌恶环境下用CVaR方法对报童模型中存在缺货惩罚时进行了分析，指出零售商最优订购量与缺货惩罚单调递增，与零售商风险厌恶程度却不一定具有单调性；且风险厌恶零售商最优定购量与风险中性零售商最优订购量之间的大小关系依赖于需求分布、风险厌恶程度以及缺货惩罚大小。CVaR只关注利润低于某个给定水平的利润平均值，而忽略利润高于该水平的情况，显得过于保守。Gotoh等[ 9 ] 和Chen等[ 10 ] 以期望利润与CVaR的加权平均为准则研究给定外部环境下的订货策略，考虑决策者在少订货赢利不够与多订货滞销之间的一个平衡。柳键等[ 11 ] 以利润-CVaR准则研究风险厌恶零售商的订货策略，但未考虑缺货惩罚。利润-CVaR既考虑了风险又兼顾了期望利润。既反映决策者追求高利润的愿望，又反映其对潜在风险的控制。 现实中，许多决策者超量订货，避免缺货，反映决策者对缺货损失厌恶的心态。因此，决策者订货决策与决策者的损失厌恶态度以及缺货损失高低可能有密切关系， 所以， 考虑缺货损失情形下损失厌恶决策者的决策行为研究具有较强的现实意义。本文基于利润-CVaR准则，考虑零售商面临随机需求，存在产品剩余损失和缺货损失的情况下，研究缺货损失因素、期望利润因素对损失厌恶零售商的最优订货决策的影响， 为决策者的正确决策提供理论支持。
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user: 2. 报童模型构建 考虑风险厌恶的单个报童以批发价ω订购某种商品，以零售价P出售。假设该商品市场需求 是服从密度函数f的随机变量，其相应的分布函数F单调、可微。当商品剩余时，以处理价 进行处理；当商品供不应求时，以缺货惩罚 进行处理。根据现实情况，假设 。 当报童订购量为 时，其期望利润为： (1) 其中 。 报童的风险运用CVaR度量，在给定的条件和风险厌恶因子 下，利润低于某个给定VaR水平的平均值，即 (2) 其中 为以VaR为风险度量的决策者期望最大化 ， (3) 风险厌恶的报童兼顾风险与期望利润，期望利润权重为 ，CVaR权重为 ，其目标是最大化利润-CVaR： (4) 其中 。
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user: 3. 模型求解 (5) 令 ，对每个固定 ， (6) ① 当 时 (7) 由一阶条件，得 (8) ② 当 时 (9) 特别： ， 。 若 ，则存在 ，使得 。 由一阶条件，得： (10) ③ 当 时 (11) 上述分析可得，存在 使得 。 令 (12) 若 ，则 (13) (14) 由一阶条件，得： (15) 若 ，则 (16) (17) 由一阶条件，得： (18)
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user: 4. 数值分析 某商品市场需求服从正态分布 ，报童以批发价 元订购该商品，以零售价 元出售，当商品剩余时，以处理价 元进行处理；当商品供不应求时，以缺货惩罚 元进行处理。考虑不同的风险厌恶因子 、期望利润权重 下，报童的最优订购量 ，如表1所示。 从表1中可看出，当 时，报童的最优订货量是一样的，这时因为当 时，利润-CVaR最优就是期望利润最优；因此这时无论 取什么值，式(4)相当于期望利润。当 时，报童的最优订货量是一样的，且与 时的最优订购量相同，这时因为当 时，利润-CVaR最优就是期望利润最优，因此这时无论 取什么值，式(4)相当于期望利润。 从表1中还可看出，风险厌恶时报童的最优订货量总是低于风险中性时的，且随风险厌恶因子 的增加，其最优订货量不断减少。当风险厌恶因子 保持不变时，其最优订货量随 的增加而增加，这是因为随期望利润权重 的不断增加，CVaR的权重 在减少，相当于弱化了风险厌恶的作用，或者说更偏好于风险中性。 取报童的风险厌恶因子 ，其他条件不变。考虑缺货惩罚 取不同值时，期望利润权重 对订购量 的影响，如图1所示；考虑期望利润权重 取不同值时，缺货惩罚 对订购量 的影响，如图2所示。综合考虑缺货惩罚 、期望利润权重 对订购量 的影响，如图3所示。 从图1可看出，不同的缺货惩罚 下，期望利润权重 对订购量 的影响是不同的，如 时，其最优订货量 随着期望利润权重 的增加而增加；如 时，其最优订货量 随着期望利润权重 的增加而几乎不变；如 时，其最优订货量 随着期望利润权重 的增加反而减少。 从图2可看出，无论期望利润权重 取不同值，是否考虑缺货惩罚对订货量影响非常大，其最优订货量 随着缺货惩罚 的增加而增加，缺货惩罚从0到1时，最优订购量急增，缺货惩罚从1到7时，最优订购量渐增。 从图3可看出，最优订货量受到缺货惩罚 和期望利润权重 的双重影响。 Table 1 Newsvendor’s optimal order quantity under β ， β λ 0 0.4 0.5 0.8 1 0 1000 1000 1000 1000 1000 0.5 987 991 992 997 1000 0.8 975 981 983 991 1000 表1. 不同β ，λ下报童的最优订购量 图1. 订货量与期望利润权重的关系 图2. 订货量与缺货惩罚的关系 图3. 订货量与缺货惩罚和期望利润权重的关系
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user: 5. 结束语 考虑风险厌恶的报童既有追求高利润的动机，又有控制潜在风险的意愿，运用期望利润和CVaR的加权平均作为目标函数，优化其在考虑缺货惩罚时的订货决策。通过数值分析表明，风险厌恶程度、期望利润权重以及单位缺货惩罚等因素共同决定风险厌恶报童的最优订货量。
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user: 摘 要 根据红河卷烟厂在2014年10月至11月份卷烟质量抽检过程中的实验数据，在烟支卷制环节的六个物理指标即重量、圆周、吸阻、长度、总通风率和硬度的基础上，采用功效系数法和主客观相结合的权重赋值法设计出了烟支质量的综合评价方法。从评价结果可以看出，质量评价合格的抽检烟支的物理指标得分分布在区间[60， 100]，以及超标烟支的物理指标得分分布在区间[0， 60]。另外，本文设计的综合评价方法所得的结果能很直观地从整体上反映出烟支质量抽检的综合情况，并且采用该方法评扩展到评价机台质量水平的结果也比较契合CPK值这一卷烟厂评价机台质量控制水平常用工具的结果。 关键词 :烟支质量，物理指标，主客观组合赋权，综合评价
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user: 1. 引言 随着卷烟市场的竞争日益激烈，烟支的质量对卷烟企业的重要性显得日益明显。良好的烟支产品质量是一个卷烟企业核心竞争力的表现，且质量优良的烟支更容易得到市场和消费者的认可，从而使相关品牌卷烟的销售量提高，并可为卷烟企业甚至整个行业带来更大的经济效益。因此，在卷烟生产过程中，如何对烟支的质量进行评价显得尤为重要。在卷烟生产的卷制环节，评价烟支内在质量的指标主要是与烟支的外观和品质息息相关的六个物理指标，即重量、圆周、吸阻、长度、总通风率和硬度。在对所生产的卷烟进行抽检的过程中，一般我们使用检测物理指标的相关仪器得出烟支在这六个物理指标下的观测值，然后再对比烟支所属牌号的技术标准，最后对所测烟支的质量合格情况进行判定。如果烟支的某项物理指标超出了技术标准，那么就视该烟支质量为不合格。 但是，经生产实践及研究发现，烟支的重量往往与圆周和长度这两个物理指标密切相关，而烟支的吸阻和硬度也可能会受到重量、圆周和长度这三个物理指标的影响。因此，这六个物理指标之间的相互影响会给烟支质量的评价带来一定的困难，甚至采用单一物理指标的传统方法对烟支质量进行评价也可能会造成较大的误差。为解决上述问题，我们可将六个物理指标转换成某一综合的指标来对烟支质量进行评价，这样从评价的整体性出发更具有现实意义。所以，本文旨在探讨基于六个物理指标对烟支的质量给出一个综合评价得分的思路，通过这一评价分值就能直观地反映出烟支质量的优劣，从而在此基础上对烟支的质量进行综合评价。
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user: 4. 结论 本文依据红河卷烟厂在卷烟质量抽检过程中的实验数据，从烟支卷制环节的六个物理指标即重量、圆周、吸阻、长度、总通风率和硬度出发，运用功效系数法和主客观相结合的权重赋值法设计出能够综合评价烟支质量的方法，并且该方法在样本数据中得以运用和验证，其所得结论如下： 1) 通过功效系数法对六个物理指标的观测值进行量化得分的计算，可以直观地反映质量评价合格的抽检烟支的物理指标得分分布在区间[60， 100]，以及超标烟支的物理指标得分分布在区间[0， 60]。 Table 1 0 The mean score table of the Class A’s machine 机台 重量 圆周 吸阻 长度 总通风率 3 82.73 86.53 92.77 90.13 94.73 4 85.17 85.93 90.32 79.20 93.27 5 84.97 85.13 92.85 90.40 84.13 6 87.20 68.60 91.86 88.00 89.72 10 82.70 82.80 87.18 78.40 84.97 12 83.03 71.67 93.16 89.87 92.43 16 86.67 69.80 93.79 93.07 84.11 17 84.83 83.33 91.03 88.53 88.27 18 78.93 79.87 91.01 82.67 87.29 表10. 甲班各个机台的得分均值表 注：字体加黑的数值表示机台得分的极大值和极小值。 Table 1 1 The CPK value table of the Class A’s machine 机台 重量 圆周 吸阻 长度 总通风率 3 0.5965 0.6633 1.5820 0.8955 1.8404 4 0.6173 0.8347 1.0855 0.5244 1.5795 5 0.7022 0.5586 1.5112 1.0073 1.4186 6 0.8312 −0.0564 1.3225 0.8147 1.6847 10 0.5582 0.5721 1.3118 0.4314 1.6461 12 0.6079 0.0525 1.5465 0.8884 1.4949 16 0.7031 −0.0054 1.7247 1.4140 1.0556 17 0.6214 0.4926 1.3433 0.9399 1.1251 18 0.4105 0.3082 1.2577 0.5522 1.5880 表11. 甲班各个机台的CPK值表 注：字体加黑的数值表示机台CPK值的极大值和极小值。 2) 采用由卷烟厂超标烟支扣分细则所得的主观权重和熵值法所得的客观权重相结合的权重赋值思路，能较好克服以往单独采用主观赋权法和客观赋权法赋值的缺陷。这样所得的权重系数既满足了卷烟厂实际质量管理工作的需要，也能体现了检测样本数据本身对权重系数设定的作用，从而增强了评价烟支质量的合理性和科学性。 3) 通过比较本文所设计的综合评价方法和一般常用的过程能力指数CPK值质量评价在同一样本数据下所得的结果，表明采用本文的评价方法评价机台质量水平的结果比较契合CPK值这一卷烟厂评价机台质量控制水平常用工具的结果，也进一步说明了本文设计的烟支质量评价方法在卷烟厂的质量管理工作中将具有较高的实用性。 4) 基于本文的烟支质量评价体系，我们可以将烟支的质量得分扩展到班组或者机台抽检烟支质量得分，从而对班组或者机台的质量管理工作进行评价。一方面，如果某一班组月度抽检烟支的综合得分要低于其他班组，我们只需对此班组在这一月度所有机台的烟支综合得分进行比较，就能找出导致班组生产质量抽检得分低下的问题机台所在，并可在后续工作中对机台的操作采取相应的改进措施。另一方面，我们也可通过从同一月份不同机台的烟支质量得分和不同月份同一机台的烟支质量得分这两方面进行比较，这样能直观反映在月度不同机台之间质量控制水平的差异，从而对机台的日常保养和管理也提供了一个评价的思路和依据。
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user: 环境温湿度对制丝水分控制的影响
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user: 摘 要 制丝过程中，水分控制对卷烟质量起着重要的作用。本文基于红河卷烟厂制丝过程数据，运用多水平模型和阶层回归方法，研究制丝过程烟丝水分控制的影响因素。结果表明：1) 室外温湿度对制丝过程水分控制有显著影响；2) 室外温湿度的影响存在交互效应。因此，制丝过程水分控制须根据室外温湿度的变化来进行调节。 关键词 :环境温湿度，水分控制，多水平模型，制丝过程
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user: 1. 引言 制丝过程作为卷烟生产的一个重要阶段，其过程控制对后段工序的生产乃至烟支成品的质量都有显著影响。在整个制丝过程，烟丝水分都伴随着烟丝生产的始终，因此对于制丝线烟丝水分的控制，显得尤为重要。烟丝水分的把握是否得当，直接影响着烟丝的柔韧性和耐加工性，从而关系到生产过程烟丝的消耗、烟支的感官舒适度，甚至对卷烟的生产成本和销售收益造成影响。烘丝和加香是制丝过程的关键环节，这一流程的烟丝含水率控制自然而然成为精准化管理的重点。 目前，卷烟厂在进行烟丝生产水分控制调节方面，完全依赖操作人员的经验来进行频繁地调整设备参数，忽视了室外温湿度对烟丝水分的影响，如此做法显然是不可取的。在不同的室外温湿度的情况下，应及时调整设备参数以适合外界环境对烟丝含水率的影响。而在水分控制监测方面，卷烟厂主要通过设定烘丝水分中心值和成品烟丝水分中心值来实现对制丝过程水分控制是否合理的评判。由于制丝线工序较多，各段工序对于烟丝水分控制的程序也不同，要实现对烟丝水分的精确控制，应在各段工序都设定中心值来进行严格的水分控制，如此来保证烟丝水分的稳定性。 本文主要讨论制丝线烘丝机出口到加香机出口段烟丝含水率之间的关系，为工厂精准化管理提供帮助。
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user: 4. 结论 由方差分析结果知，烘丝含水率、标丝柜入口烟丝含水率和加香机出口烟丝含水率没有明显的趋同性；室外温湿度及工序参数的不同，对烟丝含水率的影响随着工序的进行越来越明显，以致在加香机出口段的烟丝含水率在各批次间差异很大。烟丝随着工序的进行，其水分受到调控和室外因素的影响愈来愈深。故要实现水分控制的精准把握，应在各制丝线各工序段均设定中心值，以及时有效控制烟丝水分情况。 两水平模型的结果表明：标丝柜入口水分受到环境温湿度和烘丝水分的显著影响，由于交互作用的存在，室外温度(湿度)对标丝柜入口烟丝含水率的影响与室外湿度(温度)有关；而标丝房环境温度(湿度)对标丝柜入口烟丝含水率的影响与标丝房环境湿度(温度)有关。若将各项参数控制在中心值(室外温度12.27，室外湿度56.86，标丝房环境温度26.07，标丝房环境湿度58.56)，烘丝含水率每提高1个百分点，标丝柜烟丝水分可能提高0.09515个百分点。 阶层回归模型结果说明：加香机出口水分受到环境温湿度(加香环境湿度除外)和标丝柜入口水分的显著影响，由于交互作用的存在，室外温度(湿度)对加香机出口烟丝含水率的影响与室外湿度(温度)有关。将各项参数控制在参数中心值(室外温度12.27，室外湿度56.86，加香环境温度25.83，加香环境湿度60.1)，标丝柜入口烟丝含水率每提高一个百分点，加香机出口烟丝含水率可能提高0.349个百分点。在固定的参数设定(室外温度12.27，室外湿度56.86，加香环境温度25.83，加香环境湿度60.1)下，加香环境温度变动1个单位，加香机出口烟丝含水率会变动0.243个百分点；同样，加香环境湿度变动1个单位，加香机出口烟丝含水率会变动0.023个百分点。
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user: 摘 要 我们利用多元线性回归模型处理两个总体的分类问题，首先对响应变量按一定的规则赋值，并在最小二乘法的基础上构建判别函数及判别准则，进而论证了响应值的选取对平衡及不平衡数据二分类问题的影响。此外，我们将此判别方法与经典判别分析方法如：经典马氏距离判别法、Bayes判别法进行比较，并得到它们之间的内在联系及优缺点。 关键词 :二分类问题，响应值选取，判别分析，线性回归模型，最小二乘法
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user: 1. 引言 考虑二总体的分类问题，已知有两个总体 和 ，且假定 ， 。每个个体有 种观测指标，如果进行了 次观测得到的观测矩阵 满足： ，这里 ， 。其中观测矩阵的前 行观测值来自第一个总体 ，第 行到第 行观测值来自第二个总体 ，且 。如今给定一个新的样品，判别分析的目的是根据观测矩阵 判定此新样品属于两类中的哪一类。 对上述判别分类问题，已有了一些经典的方法，如：距离判别，Bayes判别等。经典马氏距离判别的思想是：新样品距离哪个总体近就判给哪个总体。而Bayes判别的原理是考虑错判损失，依据使总平均损失最小来进行分类判别。其判别准则如下： 当 时， ；否则， 。 其中 、 为总体 、 的先验概率； 即把本属于总体 的样品错判给 时造成的损失。然而通常情况下，总体参数 ， ， 未知，需要由样本数据来估计未知参数。这里我们记： 将求得的参数估计值代入判别函数中，可用相应的判别准则对新样品判别归类。当两正态总体协方差阵相等时，我们可根据距离判别和Bayes判别准则导出两个线性判别函数。由判别函数的线性特性及判别函数中指标的多元性，我们考虑多元线性回归模型： (1.1) 其中 。这里我们按如下规则对响应变量y赋值： (1.2) 我们不妨令： ， ， 是一个 的列向量，其元素全为1。 ， 张尧庭等[ 1 ] 通过讨论回归分析与判别分析的关系指出：可以用回归分析方法来处理判别分析问题，并指出Fishe线性判别函数与线性回归方程(除常数项 以外)在形式上是一样的；Trevor等[ 2 ] 提出了分类的线性方法，并认为最小二乘回归系数与LDA (linear discriminant analysis)中的判别系数成比例；Qing 和Hui [ 3 ] 由LDA中的最小二乘公式推导并提出Lassoed判别分析。Jianqing Fan [ 4 ] 在A ROAD to Classification in High Dimensional Space中提出了Regularized Optimal Affine Discriminant的判别方法。以上方法都是用线性回归的方法做判别，这涉及到对响应变量y的值的选取问题。张尧庭等[ 1 ] 在多元统计分析引论中提出：为了使各类响应值的均值0，不妨令下(1.2)式中的 ， 。Trevor等[ 2 ] 在文章中令 分别为−1，1；而Qing和Hui [ 3 ] 则令 分别为 ， 。我们将在前人研究的基础上，进一步讨论回归分析中不同响应值的选取对判别结果的影响。
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user: 2. 用线性回归方法做判别 这里我们将用回归分析的方法来处理判别问题。首先我们对观测数据做中心化处理，如邰淑彩等[ 5 ] 中的： ， ，得到(1.1)式的一个新的矩阵表达形式： (2.1) 其中 ， 。由多元线性回归模型中系数的最小二乘估计法知： (2.2) 其中 分别是 的最小二乘估计。 Theorem 2.1：在多元线性回归方程(2.1)中，参数 的最小二乘估计 满足式子： (2.3) 其中 ，特别的，当 ， 时， 满足如下式子： 由(2.2)式和(2.3)式，我们将系数的最小二乘估计代入判别函数 ，并设定判别准则如下(2.4)式，我们用此判别函数及准则对新样本判别归类时能得到下面的定理。 (2.4) Theorem 2.2：(1) 若 正定，则判别结果只与 的符号有关，而与 的取值无关。即只要 的符号 相同，用该方法判别得到的结果就相同，且无论 和 相等与否，该结论都成立。 (2) 当 且 满足 时，用该判别方法与用距离判别法对新样品分类时得到的判别函数及判别结果相同。
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user: 4. 总结 本文主要研究了线性回归模型中响应值的选取对二分类问题的影响。首先，我们对响应变量按一定的规则赋值，然后用最小二乘法拟合，建立判别函数及判别准则，进而得到以下两个结论：1) 该判别方法下的判别结果只与 有关，即只要 相同，用此判别方法判别的结果就相同。2) 当 且 时，用该判别方法得的判别结果与距离判别结果相同。此外，我们用r语言[ 15 ] 分别对平衡数据、不平衡数据及真实数据WDBC进行了模拟，得到了与前面两个结论相符的模拟结果。
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user: 摘 要 本文阐述了长江流域水利综合站网展示系统建设的目标和意义，在需求分析的基础上提出系统设计的总体架构和技术路线，并从数据组织、数据访问、缓存技术以及瓦片金字塔和GIS服务技术等方面分析了系统实现的关键支撑技术，最后就系统的功能结构和主要实现的功能模块进行了介绍。 关键词 :长江，水利，站网，GIS技术，展示系统
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user: 1. 引言 长江水利委员会不同单位按照相关职能和业务需要，在长江流域设立并管辖着不同类型站网，包括水文、水质、水土保持、水生态监测、科学实验以及专门为规划、设计等方面而设立的站点，承担着水文、水质、水土保持、水生态监测、科学实验等各方面的水利综合监测业务。由于长江流域片水利综合监测站网的布设范围广、站点多、测验项目多、信息量大，传统的管理方式无法满足展现与管理需要。为满足决策者对站网的分布状况的掌握、对测站基本信息的了解，对站网基本情况的分析和功能的评价，建设长江流域水利综合站网展示系统以辅助站网综合规划和管理是十分必要的。
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user: 2. 建设目标及意义 根据长江流域片流域管理水利综合监测站网规划[ 1 ] 要求，长江流域水利综合站网展示系统建设的主要目标就是充分利用长江流域地理信息数据、3D模型数据，并集合长江流域相关业务数据库，基于计算机技术、数据库技术和GIS技术，构建站网管理和展示模型，实现全流域地理资源、水网资源、站网数据的管理以及各类站网信息的动态可视化展示和查询，及时掌握各类站网信息，为综合站网的规划设计、建设运行提供技术支撑。其具体意义主要体现在以下几个方面： 1) 通过系统对综合站网信息进行科学的管理，从而有效避免信息传递效率低、信息更新周期长等缺点，实现站网信息管理数字化、查询可视化、更新迅速化以及信息可扩展化[ 2 ] ，并为实现优势互补、资源共享，优化站网功能，避免重复建设提供决策依据。 2) 通过系统建设，构建一数一源、一点更新的站网基础信息数据源，并以此为基础对现有数据组织存储体系进行升级与完善，与相关业务数据资源进行整合，构建各个数据资源之间关联关系和层次关系。促进长江流域各类水利信息资源的整合与共享以及综合利用与服务。 3) 通过系统建设，将长江流域站网信息与长江流域地理信息相结合，依托三维仿真技术实现可视化管理与服务，并支持与现有防汛抗旱决策支持系统等信息化系统高度集成，为长江流域防汛抗旱、水资源管理、水资源保护、河势稳定等提供决策支持服务，从而推进了长江水利信息化的整体发展。
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user: 3. 需求分析 根据系统建设目标，并结合长江委信息化建设现状，长江流域水利综合站网展示系统要求在对现有全流域地形数据、晕渲图数据、影像数据，站网数据科学化管理和组织的基础上，实现长江流域片各类监测站点的可视化展示和查询，并通过GIS空间分析功能，提供多种模式的站网规划分析、计算和统计功能，为站网的综合规划和建设管理提供支撑。 其主要需求为： 1) 利用长江流域地形DEM数据，影像DOM数据，制作全流域渲染底图，实现行政区划数据(省、市界)、地名数据、河流湖泊数据的组织、加载和显示控制。 2) 构建长江流域站网信息数据库，实现站网信息分层、分类标识。并与相关业务数据库实现数据关联。 3) 实现现有的和规划的各类测站、断面的组织与管理，以及站网信息的分层、分类展示。 4) 实现测站站点可视化“捕捉”和站点基本信息查询和业务数据查询。 5) 提供重叠分析，密度分析等多种模式的站网规划分析、计算和统计功能。 6) 实现重要站点或水利设施工程的模拟展示，在叠加全江河道地形监测信息的情况下，支持流域内重要站点或水利设施工程的仿真模拟展示。 7) 支持相关业务的可视化分析计算及决策辅助等功能，如水位流量关系、设计暴雨、设计洪水、径流年内年际分配及地区组成等，可以为防汛会商、调水调沙等提供可视化决策支撑。 8) 具备良好的开放性和扩展性，为后期的基于站网分布的GIS应用开发提供扩展接口。
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user: 4. 系统设计 4.1. 总体架构 按照建设目标和总体需求，长江流域水利综合站网展示系统在整合长江流域空间信息、站网信息和业务信息的基础上，利用三维仿真软件Gaea Explore作为GIS基础平台，通过Gaea Explorer平台提供的开发包开发客户端系统，实现站网管理、展示查询、分析统计等功能，为长江流域基于站网信息资源的信息共享、辅助规划、决策支持提供可视化技术支撑，系统的总体框架见图1。长江流域水利综合站网展示系统由三层架构搭建，分别为数据层、服务层和应用层。 1) 数据层：主要包括三维场景数据、矢量空间数据、站网信息数据以及业务数据资源。其中三维场景数据为DEM数据、DOM数据、三维数据等进行融合匹配后形成的三维金字塔瓦片数据库，采用文件方式存放在服务器端；水网水系、行政区划数据采用矢量空间数据格式存放在服务器端，通过Gaea Explorer平台调用和访问；站网信息数据是通过对业务数据库的抽取形成的索引型信息资源，除了存储测站基本信息外，还存储了与业务数据资源之间的关联关系，是站网展示，信息查询、统计分析的核心信息资源。 2) 服务层：主要由Gaea Explorer三维数字地球综合应用与虚拟仿真平台提供的各类服务支撑。数据组织管理服务主要用来管理三维场景金字塔结构和矢量数据匹配；数据瓦片服务主要向应用层提供各类数据服务， 图1. 长江流域水利综合站网展示系统总体架构图 以便系统方便快捷的访问和调度；应用功能服务主要提供平台内置的大量功能，如浏览、漫游、量算、放大、缩小、定位等；三维仿真服务主要提供各类动态逼真的三维虚拟现实仿真模拟。 3) 应用层：为基于Gaea Explorer三维数字地球综合应用与虚拟仿真平台提供的SDK开发包所搭建的应用功能，通过继承平台已有的功能和新开发的各项功能，对外提供良好的站网展示、查询、统计、符号化及制图等功能，并通过二次开发实现信息共享、辅助规划、决策支持等应用服务功能。 4.2. 技术路线 系统采用三维仿真软件Gaea Explore作为GIS基础平台，基于WebGIS技术，可在网络环境下实现海量数据无缝组织、管理和可视化。采用C/S架构搭建，所有的空间数据、属性数据、信息资料等存放于服务器端，通过Gaea Explorer平台提供的开发包开发客户端系统，实现在线数据访问和离线(缓存方式)数据访问。 系统利用网络计算机技术、空间信息分析技术、数理统计与模拟预测技术、虚拟现实技术等，借助数字化和信息化的手段，最大限度利用信息资源。系统设计开发以数据库技术、网络技术和地理信息系统技术为支撑，以空间数据和属性数据为基础，通过对空间数据和站网数据的存储和管理，建立数据管理、站网规划辅助分析和三维综合展示为一体的综合展示系统。在系统研发过程中采用以下总体技术路线和技术模式，使系统更具较好的实用性、可靠性、安全性和先进性。 1) 高效利用现代网络体系，充分适应系统各功能的工作特点，采用C/S模式建立系统总体构。 2) 采用模块化方式进行开发，各模块只处于低耦合状态，方便用户进行功能的扩充与更改，使系统功能实现更具灵活性与可塑性。 3) 利用空间数据引擎，实现对站网数据和流域地理数据进行多时相数据一体化存储、管理与调度，实现海量数据的快速查询、分析与计算。 4) 利用多种可视化方式实现站网数据的空间、属性信息联合展示、查询和统计。 5) 采用金字塔数据管理、多维索引机制、虚拟现实(VR)、LOD分块调度等技术实现大场景的三维可视化调度，真实再现现实景观。