DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 葡萄酒评分的可信性研究 考虑到品酒员之间可能存在个人评酒风格等主观差异因素，导致不同品酒员对同一葡萄酒的评分悬殊，影响葡萄酒质量鉴定，因此，必须对品酒员的评分主观因素进行检验。附件1给出了两组红葡萄酒品酒员对27个酒样品的评价得分和两组白葡萄酒品酒员对28组酒样品的评价得分。 对于评酒得分的偏差性检验和影响因素的数据挖掘技术，可以通过方差分析来实现。方差分析主要是检验两组品酒员评价结果有无显著性差异，进而判断出哪组评价结果更为可信。评价得分之间的差异可以分为两个部分，一部分是由于各葡萄酒样品之间的差异，称为条件误差，另一部分是各品酒员评酒风格之间的差异，称为试验误差，我们主要目的是分析得分差异是由于葡萄酒样品之间差异，还是由于品酒员主观差异造成的。通过对两组红葡萄酒和两组白葡萄酒评价得分进行正态性检验可以看出都近似服从正态分布，我们分别构造以品酒员和酒样品为组别的数据序列进行方差分析(见表1)。 分析表1数据，基于品酒员和酒样品的显著性差异检验中，除第二组白葡萄酒酒样品差异不显著外，另七组的F统计量都大于基于显著性水平0.01的临界值，表明品酒员评酒风格和酒样品之间的差异都很显著。进一步比较F统计量数值大小，第一组红葡萄酒评分差异主要来源于酒样品之间的差异，第二组红葡萄酒评分差异主要来源于品酒员评分差异；白葡萄酒评分差异主要来源于品酒员评分差异，酒样品之间的差异不很显著。初步可以看出，对于红葡萄酒，第一组品酒员评分更为可信，两组白葡萄酒品酒员评分都不可信，品酒员间的差异过大将导致酒样质量差异的显著性被掩盖，结合实际分析，酒样评价中应尽可能缩小由于品酒员个人风格的原因而导致对同一酒样评价差异较大的情况，应尽可能将酒样之间质量的差异通过评价扩大，提高酒样的可识别度。为此，将原始数据进行处理，原始数据进行处理方法有很多，如标准化处理、聚类处理、收敛区间处理等，我们采用数据标准化处理，降低品酒员之间的主观差异性(见表2)。 Table 1 Wine score variance analysis based on the raw dat 差异源 总平方和 自由度 均方差 F统计量 F临界值 第一组红 葡萄酒 品酒员 3084.952 9 342.772 3.543 2.484 酒样品 14，090.119 26 541.928 9.308 1.837 第二组红 葡萄酒 品酒员 3228.681 9 358.742 9.999 2.484 酒样品 4186.830 26 161.032 4.675 1.837 第一组白 葡萄酒 品酒员 17，034.122 9 1892.68 26.830 2.481 酒样品 6253.086 27 231.596 1.957 1.818 第二组白 葡萄酒 品酒员 6714.442 9 746.049 19.910 2.481 酒样品 2714.811 27 100.549 1.795 1.818 表1. 基于原始数据的葡萄酒评分方差分析表 Table 2 Wine score variance analysis based on data standardizatio 差异源 总平方和 自由度 均方差 F统计量 F临界值 第一组红 葡萄酒 品酒员 0 9 0 0 2.484 酒样品 152.698 26 5.873 13.300 1.837 第二组红 葡萄酒 品酒员 0 9 0 0 2.484 酒样品 119.148 26 4.583 7.906 1.837 第一组白 葡萄酒 品酒员 0.196 9 0.022 0.022 2.481 酒样品 93.467 27 3.462 4.942 1.818 第二组白 葡萄酒 品酒员 0.006 9 0.001 0.001 2.481 酒样品 76.147 27 2.820 3.666 1.818 表2. 基于数据标准化处理的葡萄酒评分方差分析表 分析表2数据，对于四组品酒员评价数据序列，用于检验的F统计量值都接近于0，远低于基于显著性水平0.01的F临界值，四组酒样品数据序列的F统计量都大于基于显著性水平0.01的F临界值。从数据层面上分析，对于红葡萄酒，通过数据标准化将品酒员评分差异明显降低，造成葡萄酒评分差异的主要因素是酒样品之间的差异，第一组红葡萄酒样品之间的差异比第二组红葡萄酒之间的差异更为显著，由此，第一组红葡萄酒品酒员评分更为可信，与基于原始数据的评价结果一致。对于白葡萄酒，通过标准化数据处理后品酒员之间的差异明显降低，其中第二组品酒员之间的差异的F统计量为0.001，比第一组更接近0，第一组白葡萄酒样品之间的差异比第二组白葡萄酒之间的差异更为显著，综合可以看出对于白葡萄酒，第二组品酒员评价结果更为可信。 需要指出的是，通过标准化数据处理后，品酒员之间的差异很小，仅凭酒样品的F统计量大小，很难精确表明哪组品酒员评价结果更为可信，综合其它方法进行处理(如置信区间法等)会收到更好的效果。
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user: 3. 因子分析法对酿酒葡萄聚类研究 酿酒葡萄的好坏与所酿葡萄酒的质量有直接关系，葡萄酒和酿酒葡萄检测的理化指标会在一定程度上反映葡萄酒和葡萄的质量，为了进一步研究酿酒葡萄的理化指标对葡萄酒质量的影响程度，需要建立它们之间的关系。附件2提供的酿酒葡萄的一级理化指标30种，经过初步筛选可知，固酸比指标值为可溶性固形物指标与可滴定酸指标之比，可以提出可溶性固形物指标和可滴定酸指标。附件2中存在异常值，例如酿酒葡萄理化指标中白葡萄百粒质量的第三次测量值为2226.1 g，与前两次检测值225.8 g和224.6 g相差很大，为了避免数据异常值对数据分析带来影响，用前两次平均值来代替异常值。由于每种指标数据数值大小和波动幅度不同，为了消除这一因素的影响，对28种理化指标进行标准化处理。 为了根据酿酒葡萄的理化指标和葡萄酒的质量对这些酿酒葡萄进行分级研究，将第一部分得到的葡萄酒评分作为葡萄酒质量的标准，由于酿酒葡萄理化指标较多，全部考虑会比较繁琐，且不同指标之间不是独立的，彼此之间存在一定的相关关系，可以对原始变量进行浓缩，将原始变量的信息重叠部分综合成因子，利用几个综合变量来反应这些指标之间的关系。综合多元统计因子分析思想，将28种指标提取公共因子，并计算因子得分，然后将这些因子得分和葡萄酒评分进行聚类分析，将酿酒葡萄进行分级研究。 利用SPSS19.0求出各变量之间的相关系数矩阵，可以看出，几个变量之间存在强相关性，例如，蛋白质与DPPH自由基(相关系数0.748)，苹果酸与花色苷(0.633)，苹果酸与褐变度(0.644)，总酚与花色苷(0.728)，花色苷与单宁(0.688)等，考虑抽取共同因子，利用主成分分析法、考虑特征值大于或等于1的主成分作为初始因子，抽取8个共同因子。为了使抽取的因子作有效的解释，采用最大变异法对因子进行旋转，并计算因子得分作为变量储存，为下一步对酿酒葡萄进行聚类分析的作好准备。抽取的8个因子对方差的累计贡献率为83.035%，且前3个因子对方差的贡献率分别为18.446%，13.058%和11.097%，能够反应原始变量的大部分信息，效果较好。 由第一部分的分析，对于红葡萄酒，第一组品酒员的评价结果更为可信，利用第一组品酒员对红葡萄酒的评价得分作为对葡萄酒的聚类分级的依据，结合抽取的8个因子得分，利用SPSS19.0中的k-均值Q型聚类方法，如果要将葡萄酒分为4级，根据酿酒葡萄的理化指标和葡萄酒的质量对这些酿酒葡萄的聚类结果(见表3)。 27种红酒酿酒葡萄样品有13种为优秀等级，有7种为良好等级，有1种为中等等级，有6种为差等级。 白葡萄酒的分析类似，将28种葡萄样品的28种理化指标进行因子分析，抽取公共因子，抽取的9个因子对方差的累计贡献率为80.63%，且前3个因子对方差的贡献率分别为18.770%，17.200%和11.701%， Table 3 The classification table of red wine grap 样本编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 所属等级 差 良 良 优 差 优 优 差 良 样本编号 10 11 12 13 14 15 16 17 18 所属等级 优 中 优 优 差 差 优 良 优 样本编号 19 20 21 22 23 24 25 26 27 所属等级 优 优 良 优 良 优 优 差 优 表3. 红种酿酒葡萄等级分类表 能够反应原始变量的大部分信息，并计算因子得分，考虑第二组评分更为可信，结合第二组品酒员的评价得分，进行聚类分级，得到白种酿酒葡萄的聚类结果(见表4)。 28种白种酿酒葡萄样品种有7种为优秀等级，有10种为良好等级，有10种为中等等级，有1种为差等级。 需要指出的是，聚类分析的基本思想是每个样本称为一类，计算类内样本间的距离，将最近的两个类聚为一类，然后再计算新类间的距离，并将最近的两个类聚为一类，如此循环。K均值聚类法最终的分类结果在某种程度上与初始分类有关，由于计算距离的方法很多，为了得到更为精确的分级结果，可以结合最短距离法、重心法、类平均法、可变类平均法、离差平均法等综合考虑。同时，由于酿酒葡萄理化指标较多，如果都作为分类依据计算距离会导致误差加大，抽取公共因子会损失部分信息，对最终的分级造成一定的影响。传统的K-means倾向于将离得近的点分在一类，但是对于子空间相交处，离得近的点并不是同一类的点，所以K-means这种仅仅基于距离的做法在原理上是不符合子空间聚类的，可以结合最新的研究成果，比如稀疏子空间聚类算法、谱多流形聚类算法等会收到好的效果[ 12 ] [ 13 ] 。
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user: 4. 酿酒葡萄理化指标与葡萄酒理化指标之间的关系研究 酿酒葡萄的理化指标直接影响葡萄酒的理化指标，它们之间并不是相互影响而是一种因果关系，可以建立每个葡萄酒的理化指标与酿酒葡萄多个理化指标之间的联系来分析酿酒葡萄理化指标对葡萄酒理化指标的影响。考虑到酿酒葡萄理化指标(28种一级指标)和葡萄酒理化指标(红葡萄酒9种，白葡萄酒8种)都较多，且彼此之间存在一定的相关性，样本较少，选取过多的酿酒葡萄理化指标会产生较大的误差，且很难保证模型通过检验。利用多元统计逐步回归思想，通过计算酿酒葡萄的理化指标与葡萄酒的理化指标之间的Person相关系数对酿酒葡萄指标进行筛选，筛选出的酿酒葡萄理化指标与葡萄酒理化指标进行回归分析。表5列出部分红葡萄酒理化指标和酿酒葡萄理化指标相关系数，作为筛选指标的依据(见表5)。 利用SPSS19.0，采用逐步筛选法建立红葡萄酒理化指标和酿酒葡萄理化指标之间的关系，每个回归方程需通过拟合优度检验和回归系数的检验 (1) 其中模型调整后的样本决定系数 ，模型检验的F统计量值为63.607，表6给出系数检验的t统计量分别为7.067，1.213和1.926，模型检验通过，三个自变量的容忍度分别为0.457，0.520，0.447，作出残差序列的正态检验的P-P图，残差序列服从正态分布。能反映酒花色苷指标与酿酒葡萄理化指标之间的关系(见表6)。 模型的Durbin-Watson统计量的值为2.853，表明残差序列存在一定程度的负相关，一些与酒花色苷相关的某些酿酒葡萄理化指标没有引进回归方程来；进一步，表7给出了特征根法自变量共线性性诊断表，特征根0.303既能刻画自变量花色苷方差较大部分比例(0.68)，又能刻画自变量褐变度方差较大部分比例(0.80)，因此，这两个自变量存在一定的多重线性性(见表7)。 Table 4 The classification table of white wine grap 样本编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 所属等级 优 中 中 良 中 良 良 优 优 中 样本编号 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 所属等级 良 中 中 良 中 优 良 良 优 优 样本编号 21 22 23 24 25 26 27 28 所属等级 良 优 中 中 良 中 差 良 表4. 白种酿酒葡萄等级分类表 Table 5 Correlation coefficient of the standard data of physical and chemical index between the red wine and the wine grap 酒指标 酿酒葡萄指标 花色苷 单宁 总酚 酒总黄酮 白藜芦醇 DPPH半抑制体积 花色苷 0.923 0.720 0.774 0.709 0.671 总酚 0.613 0.817 0.875 0.883 0.459 0.701 单宁 0.661 0.718 0.743 0.701 0.315 DPPH自由基 0.567 0.753 0.814 0.764 0.421 0.778 褐变度 0.767 0.445 0.443 葡萄总黄酮 0.684 0.815 0.823 0.567 0.813 表5. 基于数据标准化红葡萄酒与酿酒葡萄理化指标之间相关系数 Table 6 Regression coefficient table of Model Coefficients a，b Model Unstandardized Coefficients Standardized Coefficients t Sig. Collinearity Statistics B Std. Error Beta Tolerance VIF 1 花色苷 0.713 0.101 0.713 7.067 0.000 0.457 2.187 苹果酸 0.115 0.095 0.115 1.213 0.237 0.520 1.925 褐变度 0.197 0.102 0.197 1.926 0.066 0.447 2.240 表6. 模型1回归系数表 a. Dependent Variable：花色苷，b. Linear Regression through the Origin Table 7 The total linear diagnosis table of independent variable of Model 1 characteristic root metho Collinearity Diagnostics a，b Model Dimension Eigenvalue Condition Index Variance Proportions 花色苷 苹果酸(g/L) 褐变度 1 1 2.315 1.000 0.07 0.07 0.07 2 0.381 2.464 0.25 0.92 0.14 3 0.303 2.763 0.68 0.01 0.80 表7. 模型1特征根法自变量共线性性诊断表 a. Dependent Variable：花色苷；b. Linear Regression through the Origin 类似地可以建立其它红葡萄酒理化指标与酿酒葡萄理化指标之间的关系。 (2) 其中 ，模型检验的F统计量值为21.810。 (3) 其中 ，模型检验的F统计量值为44.743。 (4) 其中 ，模型检验的F统计量值为25.462。 (5) 其中 ，模型检验的F统计量值为12.927。 (6) 其中 ，模型检验的F统计量值为42.593。 (7) 其中 ，模型检验的F统计量值为43.197。 (8) 其中 ，模型检验的F统计量值为12.534。 (9) 其中 ，模型检验的F统计量值为14.961。 需要指出的是，上述建立的回归方程残差序列存在一定的自相关性，回归模型存在误差，为了得到更精确的回归方程，可以将残差序列用ARMA模型自回归研究，提取自相关部分信息，也可以通过因子分析法抽取共同因子建立回归方程，但这时不能很好地直观地反应葡萄酒理化指标和酿酒葡萄理化指标之间的相关关系，不宜采用。 同样可以建立白葡萄酒理化指标与酿酒葡萄理化指标之间的关系式，限于篇幅，不再一一说明。
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user: 5. 酿酒葡萄和葡萄酒的理化指标对葡萄酒质量的影响研究 由于葡萄酒理化指标与酿酒葡萄的理化指标之间存在高度的相关性，葡萄酒理化指标是影响葡萄酒质量的最直接因素，酿酒葡萄理化指标是通过葡萄酒理化指标间接影响葡萄酒质量的。因此，建立葡萄酒质量与葡萄酒理化指标之间的函数关系式，分析葡萄酒理化指标是否对葡萄酒质量有一定的影响。 从前面的分析我们知道，对于红葡萄酒，第一组品酒员的评价结果更为可信，我们采用第一组品酒员的得分作为红葡萄酒的质量评分，将数据标准化，利用SPSS19.0，采用逐步筛选法，删除系数不显著变量，建立葡萄酒质量与葡萄酒理化指标之间的函数关系。 (10) 其中模型的样本决定系数 ，模型检验的F统计量为8.846。从模型可以看出，红葡萄酒的理化指标不能很好地反应葡萄酒的质量，由于酿酒葡萄的理化指标与葡萄酒的理化指标之间的高度相关性，可以看出酿酒葡萄的理化指标对葡萄酒质量的影响程度与葡萄酒的理化指标对葡萄酒质量的影响程度基本一致。 通过查阅相关资料，葡萄酒的芳香物质对酿葡萄酒气味、口感等方面有很大的影响，可以通过酿酒葡萄或葡萄酒的芳香物质来评价葡萄酒的质量。在分析芳香物质对葡萄酒质量的影响时，我们将葡萄酒的评价指标分为外观分析、口感分析、香气分析和整体评价，芳香物质主要影响葡萄酒的香气和口感，根据附件的评价体系，香气分析和口感分析占比例为74%，因此利用葡萄酒的芳香物质来评价葡萄酒质量是可行的。考虑到葡萄酒的芳香物质众多，并且有的芳香物质之间存在相关关系，通过建立芳香物质之间的相关矩阵，筛选出评价葡萄酒质量的芳香物质，并将数据进行标准化处理，建立葡萄酒质量与芳香物质之间的函数关系。 (11) 模型的样本决定系数 ，模型检验的F统计量为561.264。系数能通过检验，表明红葡萄酒评分和芳香物质之间存在一定的关系，红葡萄酒的感官指标可以在一定程度上通过酿酒葡萄和芳香物质来评价。 白葡萄酒得分与芳香物质之间回归方程的样本决定系数都很低，且系数不能通过检验，表明白葡萄酒指标和芳香物质不能拟合葡萄酒的质量。主要原因除回归方法自身缺陷外，葡萄酒的质量评分存在一定的主观性和经验性，评分的高低不一定能反应葡萄酒质量的好坏。同时表明白葡萄酒评分制度的不完善，或者白葡萄酒评分员的评分精度没有红葡萄酒高，需要建立更加完善的白葡萄酒评分体系，提高白葡萄酒品酒员的品酒水平。主要原因是在葡萄酒市场中，红葡萄酒占有份额为95%，品酒员评分经验都占有绝对优势，随着白葡萄酒市场份额的增加和白葡萄酒品酒员素质的提高，相信在不久的将来，白葡萄酒评分会更加真实和可信，能更好地反应与葡萄酒芳香物质的关系。
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user: 6. 结论 本文的主要工作是利用数据挖掘技术建立葡萄酒评价体系。通过方差分析对品酒员评分进行可信性研究，消除因品酒员主观因素对酒质量造成的影响；通过提取酿酒葡萄多个理化指标的公共因子，对因子得分和葡萄酒评分进行聚类，将酿酒葡萄进行分级研究；通过对葡萄酒理化指标和酿酒葡萄理化指标相关性分析，利用逐步回归模型建立它们之间的依赖关系；利用葡萄酒芳香物质与葡萄酒评分之间的回归模型，找出决定葡萄酒质量的关键理化指标，同时指出现行葡萄酒评分体系的不足并提出改进方案。
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user: 摘 要 让 表示一个简单连通图，图 的总离心率 及多项式 分别定义为 ， ，这里 是顶点 在 中的离心率。在本文中，计算了在图运算下图的双覆盖图和拓展双覆盖图以及剖分图的总离心率及多项式，并给出具体的关系表达式和一些界。 关键词 :总离心率，总离心多项式，图运算
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user: 1. 引言 设 是一个简单连通图，顶点集为 ，边集为 。对两个点 ，它们的距离的定义为它们之间的最短路径的长度，记为 。顶点 的离心率 是 到其它点的距离的最大值。用 表示顶点 的度。若 ，则称 为好连接点。用 表示图 中好连接点的个数。 一个最早研究基于距离的分子结构描述符是Winner指数[ 1 ] ，这一拓扑指标在数学文献中已经被广泛研究，另一个关于距离的研究指标是离心连通指标，是Sharma，Goswami和Madan [ 2 ] 引入的，离心连通 指标用 表示，定义为 ，关于与这方面研究相关的文章可以参考文献[ 3 ] [ 4 ] ，总离心指标是基于离心连通指标而提出的另一种研究距离的指标，用 表示，定义为： ，多项式定义 ，其中 ，本文主要考虑它的数学性质。 对于连通图 ，用 表示 的顶点集，其双覆图 定义如下：与 对应，在 中有两个顶点集 和 ，对每条边 ，有 ， ， ， 。 拓展双覆图 ：同样与 对应，在 中也有两个顶点集 和 ，对 ，有 ， ， ， 。 剖分图 是在图 的每一条边上都插入一个新的顶点而得到的图，也是等价于 的每一条边都被换成一个长度为2的路，剖分的图 的双覆盖图用 表示，拓展双覆盖图用 表示。
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user: 2. 主要结果 定理1. 如果 是具有好连接点的连通图，那么 ， 。 证明：因为图 含有好连接点，由离心率的定义得，图 中的任意点的离心率要么为1，要么为2，从而可把 中的顶点分成两类。用 表示顶点离心率为1的点的集合，用 表示顶点离心率为2的点的集合，则： 定理2. 设 是一个连通图，则 ， 。 证明：由双图覆盖图的定义可得： ，当 ， ，当 ， [ 5 ] ，则 推论1. 如果一个连通图G不具有连接好点，则 ， 。 证明：因为图G无好连接点，所以 。由定理1可得 ， ，成立。 推论2. 如果连通图G具有好连接点，则 ， 。 证明：由定理1和定理2可得。 定理3. 设G是双覆盖连通图， 是它的拓展双覆盖图，则 ， 。 证明：由拓展双覆盖图的定义可得： ( ) [ 5 ] ，所以 ， 。 推论3. 如果连通图G具有好连接点，则 ， 。 证明：由定理1和定理3可得。 推论4. 连通图G的双图覆盖图 与双覆盖图 的关系为： ， 。 证明：由定理2和定理3可得。 引理[ 6 ] ：设G是一个连通图，则有： 1) 对任意 ，有 ， 2) 对任意 ，有 。 定理4. 设G是一个连通图，则 的总离心率及多项式满足： ， 证明：由总离心率及多项式定义和引理[ 6 ] 得： ， 。 当 时，有 ，所以 当 时，有 ，所以 综上可得，对任意 有： 而 ， 推论6. 设 ( )是一个连通图，则 ， 证明：由定理2和定理4可得。 推论7. 设G是一个连通图，则 ， 证明：由定理3和定理4可得。
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user: 摘 要 试验的目的是研究蚯蚓抗菌肽对柴鸡生产性能和血清抗氧化指标的影响。选取15日龄体重大小相近的雏鸡36只，随机分为4个处理组：对照组口服生理盐水，试验组口服不同剂量的蚯蚓抗菌肽(试验1组：2 mL的蚯蚓肽2倍稀释液，试验2组：2 mL的蚯蚓肽1倍稀释液，试验3组：2 mL的蚯蚓肽原液)。每组3个重复，每个重复3只鸡，试验期为3周。试验结果表明：与对照组相比，口服适量的蚯蚓抗菌肽可显著提高柴鸡日增重和料重比，但各试验组之间差异不显著(P > 0.05)；饲喂蚯蚓抗菌肽柴鸡料重比显著降低(P < 0.05)；并且提高了柴鸡血清抗氧化能力。因此，柴鸡服用适量的蚯蚓抗菌肽可提高其生产性能和血清抗氧化能力。 关键词 :蚯蚓抗菌肽，柴鸡，生产性能，血清抗氧化指标
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user: 1. 前言 近年来，微生物的耐药性问题一直困扰着人们，长期广泛不加选择地使用抗生素药物和抗生素饲料而导致一系列耐药物微生物的出现，给畜禽和人类的健康带来潜在的威胁。因此，研制新一代的抗菌药物便成为当今社会的一项重大课题。蚯蚓含有丰富的营养物质，特别是蛋白质含量平均为56.5%，最高可以达到71%。除此之外，蛋白质品质好，氨基酸平衡，富含维生素A、E、B族维生素及多种微量元素、激素、糖类物质[ 1 ] 。此外，蚯蚓体内还含有抗菌肽蚓激酶、纤溶酶抗肿瘤蛋白等生物活性物质。如果将蚯蚓体内的生物活性物质提取出来开发利用，相信将会创造更大的经济价值。抗菌肽(antimicrobial peptides)是在诱导条件下，由动物免疫系统产生的、用于对抗外源性病原体的致病作用的防御性肽类活性物质，也是动物免疫防御体系的重要组分 [ 2 ] 。这类防御性肽类活性物质广泛存在于昆虫、植物、动物及人体内，研究表明抗菌肽具有非特异抗细菌、真菌、病毒的功能及抗肿瘤细胞的作用。 由于抗菌肽属于生物体用于抵制外界病原体的一类小分子多肽。研究已知，抗菌肽是昆虫先天性非特异防御体系的重要组分，当机体受到损伤或病原微生物入侵时，昆虫体内能迅速合成这类抗菌小肽进行杀伤，其合成速度非常快，与以恒定速度合成的肽键相比，抗菌肽的产生比IgM快100多倍 [ 3 ] 。因此，抗菌肽成为生物机体理想的第一防线。 抗菌肽(Antimicrobial peptides， AMP)的研究兴起于20世纪80年代初，1980年由Boman等从美国天蚕蛹中分离得到天蚕素(Cecropins)，这是第一个被发现的抗菌肽，于次年在《Nature》上公布了其氨基酸序列(Steiner， H.等，1981) [ 4 ] ，并证明此肽在昆虫天然免疫中起重要的作用。这一发现引起了人们对于昆虫天然免疫研究的浓厚兴趣，并且导致了多种不同种属来源抗菌肽的发现，如果蝇中的andropin (Samakovlis， C.等，1991)、drosocin (Bulet， P.等，1993)和蜜蜂中的apidaecin (Casteels， P.等，1989)、abaecin (Casteels， P.， Ampe， C.等，1990)以及狼蛛的acanthoscurrin (Daniel， M.L.等，2003)等。并逐步将这一研究扩大至昆虫以外的生物，譬如两栖动物由于其生活的环境及自身皮肤特点，长期处于自然选择的影响下，其皮肤能够分泌大量的抗菌肽类物质，含量之高是其他动物无法比拟的。其中包括研究最广泛的magaininsm、源于南美蛙的dermaseptin、来自树蛙的bombininh以及日本蛙的melittin相关肽(Michaelc，Agnes， S.等，2003)等 [ 5 ] 。海洋动物中也发现了大量肽类物质。在海兔中亦发现了dolabellanin的抗菌肽。同样，在哺乳动物中也发现了大量的这类活性肽，除有抗菌活性外，还具备多种其他方面的调控功能。 经大量研究目前我们已知，在自然界抗菌肽为生物机体的防御效应因子。抗菌肽发挥防御作用的基础在于能结合微生物细胞膜结构，此特点是传统抗生素所不具备的。在饲料中添加抗菌肽细菌不易产生耐药性，属无毒，无残留的环保型饲料添加剂[ 6 ] [ 7 ] 。 本试验通过在柴鸡日粮中添加不同比例的蚯蚓抗菌肽，观察其对柴鸡生产性能和血清抗氧化指标的影响。综合以上论述，抗菌肽具有提高动物机体免疫力等多种功效，是一类较为理想的抗生素替代物。但抗菌肽在柴鸡生产中的应用效果报道较少，特别是对柴鸡消化机能和代谢指标影响方面的试验研究报道更少。为此，本研究在前人研究的基础上，借鉴相关的理论和研究方法，对在相同饲养条件下的柴鸡使用抗菌肽，目的是通过抗菌肽在柴鸡饲养中实际应用，研究蚯蚓抗菌肽对柴鸡生产性能和血清抗氧化指标的影响，进一步探讨其作用机理及其作为柴鸡饲料添加剂推广使用的可行性。
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user: 2. 试验材料与方法 2.1. 试验材料 蚯蚓抗菌肽的提液(机械刺激法)：取新鲜的蚯蚓，在水中浸泡24 h，使其吐出肠道中的泥土等异物，再用无菌水洗多遍，用滤纸吸干体表水分，加入二倍体积的0.02 mol/L、pH值为6.0的磷酸盐缓冲溶液用组织捣碎机捣碎，45℃恒温箱中浸提3~4 h，水解液过滤后3000 r/min离心15 min，取其上清液入沸水浴，边加热边搅动10分钟，3000 r/min离心15 min，取上清液(黄绿色上清液)，再经高速离心机20，000 r/min离心10 min，分离上清液为蚯蚓抗菌肽原液。 2.2. 试验动物及管理 选取15日龄体重大小相近的雏鸡36只，随机分为4组，每组3个重复，每个重复3只鸡，试验期间饲喂蛋鸡育雏料，自由采食和饮水，控制环境温度与湿度，经常通风换气，保持室内空气新鲜，及时清粪，清扫地面，以保持室内环境良。 2.3. 试验设计 对照组，每只鸡口服2 mL/d的生理盐水；试验1组为蚯蚓抗菌肽2倍稀释组，每只鸡口服2 mL/d的蚯蚓肽2倍稀释液，试验2组为蚯蚓抗菌肽1倍稀释组，每只鸡口服2 mL/d的蚯蚓肽1倍稀释液；试验3组为蚯蚓抗菌肽原液组，每只鸡口服2 mL/d的蚯蚓肽原液。 试验为期3周，第1天开始给药，连续服用3天，分别在给药后第1、2和3周周末重复随机选取1只鸡空腹心脏采血。 2.4. 基础日粮组成及营养水平 表1和表2蛋鸡育雏料的配方和营养水平，其中能量、粗蛋白、钙、总磷均为实测值。 2.5. 测定指标 2.5.1. 生产性能 试验鸡在试验开始、第7日、第14日和第21日清晨分别进行空腹称重，每天记录耗料量、鸡的发病情况和死亡数，统计体增重、料重比和死亡率等。 料重比 = 饲养期内所消耗标准饲料量(kg)/同期增重(kg) 2.5.2. 血清抗氧化指标 ① 血清样品采集与制备 试验结束时，空腹称重后抽取健康状况良好的柴鸡，前腔静脉采血，集入10 ml离心管倾斜静置30 min，让血液自然凝固，待血清析出后以3000 r/pm离心15 min，收集离心管上层血清，将其移至另外的离心管中分装，将血清于−20℃保存备测生化指标。 ② 血清抗氧化指标测定 试验血清抗氧化指标的测定使用东芝40型全自动生化分析仪结合相应的试剂盒，测定方法按试剂盒说明，分别测定各处理组血清中的鸡超氧化物歧化酶、谷胱甘肽过氧化物酶、过氧化氢酶和鸡总抗氧化能力。 2.6. 数据处理 试验数据用Excel做前期处理，采用SPSS 17.0统计软件进行统计分析，LSD法进行多重比较，结果以平均值 ± 标准差表示。P < 0.05表示差异达显著水平，P < 0.01表示差异达极显著水平。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡生产性能的影响 由表3的统计结果可知，试验处理对柴鸡的日增重、耗料量、料重比均有影响。试验组平均日增重显著高于对照组(P < 0.05)，49日龄尤其显著，试验组之间差异不显著(P > 0.05)；试验组只日耗料量显著低于对照组(P < 0.05)，试验组之间差异不显著(P > 0.05)。本试验阶段，试验3组料重比显著低于对照组(P < 0.05)，试验1组，试验2组，试验3组料重比分别降低了4.95%、4.33%、8.67%。试验3组平均日增重高于其他各处理组，料重比显著低于其他组，因此，本试验条件下，柴鸡口服2 mL的蚯蚓肽原液增重最好。 3.2. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡血清抗氧化指标的影响 由表4可知，在鸡超氧化物歧化酶(SOD)水平方面，37日龄试验组与对照组相比活性增强，但是试验1组、试验2组差异不显著(P > 0.05)，试验3组差异显著(P < 0.05)；44日龄试验组相比对照组差异显著(P < 0.05)；51日龄试验组与对照组比差异极显著，说明柴鸡服用2倍抗菌肽稀释液使得SOD活性显著增强。总体上看，试验1组、试验2组、试验3组与对照组比差异极显著(P < 0.01)，分别提高了14.27%、14.41%、20.14%。 表5数据显示，在鸡谷胱甘肽–过氧化物酶(GSH-PX)水平方面，37日龄与44日龄的柴鸡变化不明显(P > 0.05)，但51日龄的柴鸡GSH-PX有了显著提高(P < 0.05)。试验组较对照组均有所提高，但差异不显著(P > 0.05)。 Table 1 Basic diet formulatio 原料 组成(%) 玉米 64.7 麦麸 5 菜籽粕 2 琥珀2401 4 血球蛋白 1 大豆粕 22 预混料 1 NaCl 0.3 表1. 基础日粮配方 Table 2 Basic diet nutrition leve 营养水平 代谢能(MJ/kg) 11.7 粗蛋白(%) 18 钙(%) 0.8 总磷(%) 0.6 赖氨酸(%) 0.9 蛋氨酸(%) 0.3 表2. 基础日粮营养水平 Table 3 The effects of the earthworm antibacterial peptides on growth performance of Chai-chicke 项目 对照组 试验1组 试验2组 试验3组 35日龄 平均日增重(g/d) 12.91 ± 1.09a 12.79 ± 3.62a 13.62 ± 1.25 b 14.27 ± 2.27 b 只日耗料量(g/d) 39.56 ± 1.70 a 37.63 ± 2.23 ab 35.80 ± 2.0 b 36.63 ± 4.10 ab 料重比 3.04 ± 0.12 a 2.80 ± 0.12 ab 2.82 ± 0.20 ab 2.75 ± 0.45 b 42日龄 平均日增重(g/d) 13.16 ± 1.45 a 13.76 ± 0.85a 14.73 ± 0.90 b 14.84 ± 0.96 b 只日耗料量(g/d) 48.48 ± 1.4 a 45.30 ± 3.5 b 40.78 ± 3.00 c 45.05 ± 2.5 b 料重比 3.28 ± 0.19 a 3.26 ± 0.38 3.23 ± 0.30 3.14 ± 0.45 49日龄 平均日增重(g/d) 13.90 ± 1.12 a 15.46 ± 2.37 b 15.97 ± 1.19 b 15.95 ± 0.96 b 只日耗料量(g/d) 53.35 ± 1.2a 48.80 ± 2.4 b 47.54 ± 2.06 b 46.68 ± 3.1 b 料重比 3.38 ± 0.30 a 3.15 ± 0.24a b 3.22 ± 0.23 a 3.07 ± 0.11 b 35~49日龄 平均日增重(g/d) 13.32 ± 1.24 a 14.07 ± 1.41 ab 14.73 ± 0.93 b 14.88 ± 1.13 b 只日耗料量(g/d) 47.37 ± 4.30 a 43.91 ± 3.62 b 41.04 ± 2.49 b 42.71 ± 5.03 b 料重比 3.23 ± 0.15 a 3.07 ± 0.27 ab 3.09 ± 0.31 ab 2.95 ± 0.25 b 表3. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡生长性能的影响 注：同行数据肩标，相同字母表示差异不显著(P > 0.05)；有相邻字母表示差异显著(P < 0.05)；相隔字母差异极显著(P < 0.01)。 Table 4 The effects of the earthworm antibacterial peptides on super oxide dismutase of Chai-chicke 项目 对照组 试验1组 试验2组 试验3组 37日龄 160.33 ± 7.33 a 166.44 ± 6.12 a 174.46 ± 6.25 a 178.98 ± 15.51 b 44日龄 161.20 ± 3.95 a 169.38 ± 2.44 b 169.64 ± 2.72 b 172.40 ± 5.36 c 51日龄 125.13 ± 18.16 a 166.49 ± 11.93 c 173.56 ± 11.34 c 178.18 ± 11.10 c 31~51日龄 148.89 ± 20.42 a 170.14 ± 9.01 c 170.35 ± 4.90 c 178.87 ± 10.23 c 表4. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡血清超氧化物歧化酶(SOD)的影响 注：同行数据肩标，相同字母表示差异不显著(P > 0.05)；有相邻字母表示差异显著(P < 0.05)；相隔字母差异极显著(P < 0.01)。 Table 5 The effects of the earthworm antibacterial peptides on glutathione peroxidase of Chai-chicke 项目 对照组 试验1组 试验2组 试验3组 37日龄 600.47 ± 46.80 a 639.93 ± 18.07 a 655.43 ± 19.64 a 638.12 ± 24.62 a 44日龄 632.74 ± 24.33 a 638.68 ± 32.43 a 616.70 ± 28.20 a 632.15 ± 33.12 a 51日龄 606.46 ± 13.25 a 611.84 ± 14.20 ab 656.83 ± 21.69 b 631.01 ± 16.27 a 表5. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡血清谷胱甘肽-过氧化物酶(GSH-PX)的影响 注：同行数据肩标，相同字母表示差异不显著(P > 0.05)；有相邻字母表示差异显著(P < 0.05)；相隔字母差异极显著(P < 0.01)。 从表6可知，在鸡过氧化氢酶(CAT)水平方面，试验组较对照组均有所提高，但是差异不显著(P > 0.05)。 表7数据可知，对于鸡的总抗氧化能力，37日龄与44日龄并没有显著差异(P > 0.05)；51日龄试验1组、试验3组与对照组相比差异极显著(P < 0.01)，分别提高了11.11%、14.92%。试验2组较对照组差异不显著。试验2组与试验3组差异显著(P < 0.05)。
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user: 4. 讨论 4.1. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡生产性能的影响 抗菌肽作为动物体内先天免疫系统的重要组成部分，在机体抵抗外界病原体等方面发挥重要作用。研究表明：抗菌肽可改善动物肠道结构，降低腹泻率，提高成活率，提高生产性能 [ 8 ] 。蚯蚓抗菌肽具有抗菌谱广、抗菌活力强、理化性质比较稳定的特点。试验结果表明：柴鸡服用蚯蚓抗菌肽能显著提高日增重(P < 0.05)，降低平均日耗料量和料重比。服用适量的蚯蚓抗菌肽，柴鸡平均日增重高于对照组，料重比明显降低。 4.2. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡血清抗氧化指标的影响 在长期的进化过程中，生物体形成了一套完整的防御体系——抗氧化系统，使得机体内活性氧自由基的产生和消除保持着一种动态平衡，其中酶类抗氧化剂，主要包括SOD、GSH-Px及CAT等。SOD能清除超氧阴离子自由基，保护细胞免受损伤；GSH-Px特异的催化GSH对H 2 O 2 的还原反应，可以起到保护细胞膜结构和功能完整的作用；CAT在一定条件下能直接分解H2O2，使其浓度下降，保护机体细胞稳定的内环境及细胞的正常生活；T-AOC的强弱与机体健康程度存在着密切联系，因而以SOD等酶类抗氧化物质的活性及总抗氧化能力为检测指标，可以衡量多糖抗氧化作用的大小(冉靓等，2006) [ 9 ] 。 张绍章(1994)等研究证明每百克蚯蚓提取物中各化学成分的含量(克)：多肤蛋白质类物质为40.48、核黄素为0.012、维生素C为0.021、DNA为0.094、RNA为0.820，并有17种氨基酸和11种无机元素 [ 10 ] 。王宗伟等从蚯蚓中提取分离出具有药理活性成分，包括纤溶酶，纤溶酶激活剂，钙调素和钙调素结 Table 6 The effects of the earthworm antibacterial peptides on Catalase of chicke 项目 对照组 试验1组 试验2组 试验3组 37日龄 51.59 ± 1.17 a 51.81 ± 1.35 a 56.30 ± 3.86 a 54.47 ± 4.36 a 44日龄 51.81 ± 2.78 a 55.83 ± 2.06 a 52.09 ± 1.24 a 55.08 ± 4.05 a 51日龄 49.84 ± 2.15 a 50.32 ± 1.82 a 51.56 ± 1.19 a 51.81 ± 0.82 a 表6. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡血清鸡过氧化氢酶(CAT)的影响 注：同行数据肩标，相同字母表示差异不显著(P > 0.05)；有相邻字母表示差异显著(P < 0.05)；相隔字母差异极显著(P < 0.01)。 Table 7 Effect of the earthworm antibacterial peptideon on total antioxidant capacity of chicken chicken seru 项目 对照组 试验1组 试验2组 试验3组 37日龄 6.18 ± 0.57 a 6.76 ± 0.37 a 6.50 ± 0.26 a 6.66 ± 0.34 a 44日龄 6.46 ± 0.21 a 6.62 ± 0.32 a 6.85 ± 0.63 a 6.93 ± 0.26 a 51日龄 5.45 ± 0.26 a 6.72 ± 0.41c b 5.99 ± 0.49 ab 7.20 ± 0.32 c 表7. 蚯蚓抗菌肽对柴鸡血清鸡总抗氧化能力(TAOC)的影响 注：同行数据肩标，相同字母表示差异不显著(P > 0.05)；有相邻字母表示差异显著(P < 0.05)；相隔字母差异极显著(P < 0.01)。 合蛋白，免疫球蛋白样粘连物和抗肿瘤等成分。对于蚯蚓提取物在抗氧化方面的研究却不是很多，主要集中在对SOD的研究上。林少琴(2012)等发现给移植瘤小鼠腹腔注射蚯蚓提取物后，小鼠血中的过氧化氢酶、谷胱甘肽过氧化物酶，超氧化物歧化酶活性均有不同程度的提高，与对照组相比均有统计学意义，推测清除自由基抗脂质氧化作用可能是起因提取物抑制肿瘤生长的机制之一 [ 11 ] 。张绍章(1991)等使用蚯蚓提取物能够减少移植瘤小鼠肝中荧光产物的含量，较对照组差异显著(P < 0.05)；还能增加正常小鼠血中谷胱甘肽还原酶(GR)、过氧化氢酶(CAT)、谷胱甘肽过氧化物酶(GsH-Px)及超氧化物歧化酶(SOD)活性。从本试验结果显示添加蚯蚓对柴鸡血液中超氧化物歧化酶、谷胱甘肽过氧化物酶和总抗氧化能力活性均有不同程度的提高。而试验末期显著提高(P < 0.05)，抗氧化能力也显著提高。因此，服用适量的蚯蚓抗菌肽可以在一定程度上提高柴鸡的血清抗氧化能力。
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user: 5. 结论 本试验结果表明，服用适量的蚯蚓抗菌肽对促进柴鸡的生产和提高血清抗氧化能力具有较为明显的改善作用；每只柴鸡饲喂2 ml 蚯蚓抗菌肽原液的效果是最佳的。
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user: 摘 要 本文研究了特征为3的椭圆曲线密码体制中标量乘的快速算法，并针对底层运算和上层运算分别进行改进。在底层运算中，采用递推归纳、乘法代替求逆、立方代替乘法的思想提出在仿射坐标下直接计算3 k P的算法，将求逆运算降至1次；在上层运算中，采用滑动窗口标量乘的方法，既有效减少了非零窗口的长度又减少了算法中3倍点总的运算量。 关键词 :椭圆曲线密码体制，标量乘，递推归纳，滑动窗口
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user: 1. 引言 自1985年Neal Koblitz和Victor Miller分别独立提出椭圆曲线密码体制(ECC， Elliptic Curve Cryptography)，其安全性和有效实现性就得到了广泛的关注。ECC属于公钥密码体制，它可以提供同RSA密码体制相同的功能。然而它的安全性建立在椭圆曲线离散对数问题(ECDLP)的困难性之上[ 1 ] ，目前求解ECDLP最好的算法具有全指数时间复杂度，与RSA相比，ECC具有如下优良性质： 1) ECC安全性高。在同样的攻破时间内，ECC需要的密钥比RSA要短得多，如160 bite的ECC和1024 bite的RSA有相同的安全性； 2) ECC实现性强。密钥短、存储空间占用少、宽带要求低、运算处理时间短等特点均有利于ECC实现； 3) ECC具有多重选择性。在相同基域下，ECC可以通过改变椭圆曲线方程的系数得到不同的加密算法，拥有更多的选择性，而对于给定的素数 或 只能对应唯一的一个RSA算法。 因此，ECC在信息安全中有广泛的应用。目前， 和 已经研究得比较充分，而对 的研究工作还很少开展。随着Weil对和Tate对理论的不断进展及基于此而设计的各种安全协议的广泛应用，人们对小素数扩域 的研究产生了浓厚的兴趣。与传统有限域相比，小素数扩域 能提供更多、更灵活的密码方案，且针对其的攻击算法相对较少，因此其安全性也比较高。 作为 的一种特殊类型，其具有类似于 的计算速度快的某些特性，但也有自己的特殊性质，这使得其算术运算效率非常高，极适合作为安全密码算法的载体[ 2 ] -[ 5 ] 。 在ECC中，核心运算就是椭圆曲线的标量乘 的运算，它是ECC快速实现的关键，而求逆运算又是标量乘中最耗时的，因此采用数学技巧减少求逆次数，对提高运算效率具有重要意义[ 6 ] 。 本文首先介绍了ECC的基础知识，包括椭圆曲线的定义及分类以及其上点的运算法则；其次，采用递推归纳、乘法代替求逆、立方代替乘法的思想推导出了仿射坐标系下 上 的递推公式；最后基于滑动窗口标量乘对核心标量乘算法进行改进并分析其性能。
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user: 2. ECC基础知识 2.1. 椭圆曲线的定义及分类 定义1. 设 为有限域， 上的Weierstrass方程为 (2.1) 其中， ，称 是域 上的椭圆曲线。 有限域上椭圆曲线的分类[ 7 ] ： (1) (2.2) (2) (2.3) (3) (2.4) 其中 是 的不变量。 2.2. 椭圆曲线上点的运算法则 定义在域 上的椭圆曲线 的所有点的集合称为 ， 并上一个无穷远点 构成一个交换群，群上的运算法则由“弦切律”定义。设 ， 是 上的任意两个非零点，且 ，下面给出仿射坐标下点加公式 和倍点公式 ： (1) 点加 (2) 倍点 出于安全性考虑，人们通常选择 的椭圆曲线来设计椭圆曲线密码系统，故本文我们将对 时， 的椭圆曲线进行讨论，其点加和倍点可分别简化为： (1) 点加 (2.5) (2) 倍点 (2.6) 令 表示域乘法， 表示域平方， 表示域立方， 表示域逆， 表示点加， 表示计算一次域上 运算所需的时间， 表示逆乘率。与其他运算时间相比， 可以忽略不计，可知 所需的计算复杂度为 ， 所需的计算复杂度为 。
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user: 3. GF(3 n )上底层域快速算法综述 标量乘 的运算分为两个层次来完成，一个是底层运算，主要是执行有限域 中各种点加、倍点运算；另一个是上层运算，即椭圆曲线上的点加和倍点运算构成的有限阿贝尔群上的运算。故研究 上底层域快速算法应是寻求实现点加、倍点的快速算法。 上有限域运算[ 8 ] 是其底层运算的基础，设 是定义在 中的 次不可约多项式，则 可表示为 而对 可以唯一地表示为 又因为 的特征为3，故对 有 ，从而对 有 因而元素立方运算比较快，通常比乘法运算或平方运算快至少十倍[ 8 ] ，而域逆运算又是最费时的运算，一般而言有 故本文通过引入多个中间变量，多做乘法运算以减少求逆次数，并尽可能将多项式变换成立方项相加减的形式来提高运算速度。
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user: 4. GF(3 n )上底层域快速算法介绍 4.1. 3P、9P的直接计算公式 为了寻求 的递推公式，我们先来推导 、 的公式，然后观察、分析，进而推导出直接计算 的公式。设椭圆曲线 ， 为E上一点， ，先利用式(2.6)得到 ，再利用式(2.5)得到 ，即 (将分子上的多项式变换成立方项相加减的形式) 综上所述可得， 的直接计算公式为 (4.1) 若令 则(4.1)式可化为 (4.2) 其计算复杂度为 ，相当于不用计算 直接得到 ，而若先得到 再将其代入(2.5)式得到 的计算复杂度为 ，相比之下，该算法虽然增加了1次乘法操作和6次立方操作，但却减少了1次求逆运算，不仅在逆乘率较大的情况下极大地减少了运算量，而且为下面推导 的一般算法提供了便利。 再设 ，将 代入(2.6)式得到 ，再将 和 代入(2.5)式得到 的直接计算公式，结果如下(为书写方便，将 记为 )： (4.3) 若令 则(4.3)式可化为 (4.4) 其计算复杂度为 ，与逐次计算的复杂度 相比，该算法牺牲了12次立方操作，但却减少了3次求逆运算，而 ，可知该算法极大地提高了运算效率。 4.2. 3 k P的直接计算公式 根据上一节 、 的计算，以此类推我们可以得到 的递推公式。 设 ，令 则有 (4.5) 下面给出仿射坐标下直接计算 的算法： 算法1： 在此递归过程中，先计算当 时的 ，其计算复杂度为 ，此后 步每次需增加 ，最后还需计算 ，需要 ，故总的计算复杂度为： 与此同时，直接计算需要 ，虽然增加了 ， ，但却减少了 ，当 很大时，直接计算的运算量将会极大地降低。 4.3. 算法性能比较 根据域中运算量的比较，假设 ，如表1。 通过表1，可以直观地看出：直接计算较逐次计算效率有显著的提升，并且随着 值的增大提升幅度也越来越大，特别是当 时，提升幅度均可达到 以上。
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user: 5. 基于滑动窗口标量乘算法改进 5.1. 算法介绍 利用底域直接计算 的优势，对传统滑动窗口算法[ 9 ] [ 10 ] 改进，得到一个新的标量乘法，新算法在赋值阶段比传统算法效率有较大提高。由于新算法预处理栈中存储的都是非零窗口，所以还能抵抗边际信道攻击。 滑动窗口算法分为三个阶段：①标量 编码阶段，计算出 的 形式， 为窗口宽度；②预计算 Table 1 Comparison of different methods in the underlying domai 运算对象 计算方法 近似 值 减少量 逐次计算 2 4 2 21.6 39.4% 直接计算 1 3 2 6 13.08 逐次计算 4 8 4 43.2 53.3% 直接计算 1 8 4 12 20.16 逐次计算 6 12 6 64.8 58.0% 直接计算 1 13 6 18 27.24 逐次计算 8 16 8 86.4 60.3% 直接计算 1 18 8 24 34.32 逐次计算 67.2% 直接计算 1 表1. 不同方法在底层域运算量比较 阶段，计算出 的值存储在一个表中，供下一阶段查询使用；③赋值阶段，利用预计算表计算出 [ 11 ] [ 12 ] 。 将标量 改写成(5.1)式： (5.1) 那么计算标量乘 可改写成(5.2)式： (5.2) 算法2： 算法3： 5.2. 算法性能分析与结论 算法2是对 进行重新编码， 展开数字集 ，且在其展开式中任意 个邻接数字中最多只有1个非零数字[ 10 ] ，故任意两个非零数字之间至少有 个0，其非零数字密度为 ，算法平均需要 次3倍点和 次点加。 算法3与传统滑动窗口算法的区别在于赋值阶段，对于固定基点的标量乘法，预计算表不需要频繁更换，故建立预计算表在整个标量乘中所占比例不大[ 9 ] ，而赋值阶段对于提高标量乘的计算复杂度就显得格外重要。赋值阶段的复杂性与非零窗口的个数 有关，文献[ 13 ] 给出非零窗口的密度是 ，而在 展开式中任意个非零数字之间至少有 个0，故Step 4最多执行 次，每次执行一次 和一次点加，故算法3的计算复杂度为 (5.3) 由于滑动窗口可变，因此可以有效地减少非零窗口的长度，从而减少点加运算量；此外，由于在Step 4中采用直接计算 的递归算法，在逆乘率较高时有效地减少了算法中3倍点总的计算量。
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user: 6. 结束语 作为 的一种特殊类型，具有其他有限域不可比拟的特点，它可提供更多更加灵活的加密方案且具备较高的安全性。本文采用递归思想，研究了 椭圆曲线在仿射坐标下直接计算 算法，对底层域进行改进，当 时，相对于逐次计算而言效率提升到了 以上；同时采用滑动窗口标量乘的方法对上层域进行改进，既有效减少了非零窗口的长度又减少了算法中3倍点总的运算量。
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user: 摘 要 目的：分析中小学生急诊相关因素，为学校卫生工作开展提供更多的讯息和科学依据。方法：对2013年本院7~16岁3648例中小学生急诊病进行统计分析。分析内容包括性别、年龄、急诊月分布、区域分布及疾病谱等，用统计学处理。结果：男生多于女生；年龄段以11、12、15、16岁为多；月分布以5、7、8、10月为多；科别以儿内科占首位(51%)。在各病种中以外伤为第一位(儿外科的74.6%)；发热为第二位(儿内科33.4%)。结论：为降低中小学生急诊发病率，保证学生健康成长，必须做到以“向学生健康宣教”为主的六点。 关键词 :急诊，中小学生，儿童急诊
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user: 1. 引言 中小学生正处于生长发育和吸收知识的重要时期，为使身体发育良好及减少一些干扰学习的内在因素，减少疾病的发生与发展，尤其是减少急诊的发生就显得更为重要[ 1 ] 。为了对学校卫生工作开展提供更多的信息和科学依据 [ 2 ] 。现对本院2013年中小学生3648例急诊分析报告如下。
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user: 2. 对象与方法 本文对本院2013年7~16岁中小学生急诊，对其就诊的数量、性别、年龄、科别、月份、区域分布、疾病谱等进行了比较，采用SPSS13.0统计学软件进行统计学处理及分析。
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user: 3. 结果 3.1. 中小学生急诊数量及就诊科别的比例 如图1示：一年中7~16岁中小学生急诊为3648人，占急诊人次的3.1% (3648/125，302)。其中，儿内科为1861人次，儿外科为1311人次，五官科为269人次，皮肤科为207人次。 3.2. 中小学生急诊性别比较 如图2示：性别比例：男生(2306):女生(1342) = 63.2%:36.8%，男生多26.4%。 3.3. 中小学生急诊年龄分布 如图3示：7岁214人，8岁224人，9岁367人，10岁372人，11岁503人，12岁421人，13岁201人，14岁208人，15岁625人、16岁513人。显示：15、16、11、12岁为急诊高峰年龄。 3.4. 中小学生急诊月分布 如图4示：5、7、8、10月就诊学生最多，8月份出现最高峰，人次达523人。 图1. 急诊数量构成图 图2. 急诊的男、女生比例 图3. 急诊就诊年龄分布图 图4. 急诊就诊月分布 3.5. 中小学生急诊区域分布 如图5示：市区2874人次，郊县504人次，外市270人次。 3.6. 中小学生疾病谱构成 如图6示：发热621人次(33%)，呼吸系统583人次(31%)，消化系统332人次(18%)，泌尿系统103人次(6%)，循环系统94人次(5%)，神经系统30人次(2%)，其它98人次(5%)。 如图7示：外伤978人次(74%)，急腹症284人次(22%)，其它49人次(4%)。 如图8示：手部416人次(43%)，头部304人次(31%)，其它258人次(26%)。 图5. 急诊就诊地区分布 图6. 儿内科急诊疾病谱 图7. 儿外科急诊疾病谱 图8. 外伤部位构成图
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user: 4. 讨论 4.1. 从急诊就诊科别比较 儿内科占急诊总数的51%，儿外科占急诊总数的36%，其他科13%。内科系统的疾病多于外科系统疾病，符合疾病谱常态 [ 3 ] [ 4 ] 。 4.2. 从性别比较 急诊就诊男生明显多于女生(男生63.2%：女生36.8%，男生多26.4%)，尤以外伤更为突出，这与男生喜追逐嬉斗、攀登等室外活动等意外伤害相关 [ 4 ] [ 5 ] 。 4.3. 从年龄比较 急诊就诊最多的年龄为11、12、15、16岁。从此不难看出这四个年龄段分别是小学升初中和初中升高中阶段，故学习负荷越重，机体发病率亦随之增高，所以重视和保护学生的身本健康，首先应减轻学生的学习负担 [ 6 ] [ 7 ] 。 4.4. 从急诊的月份分布比较 5、7、8、10月份为最多。这四个月外伤、发热、消化道疾病更多见，这是由于7、8月份为暑假。5、10月份因小长假学生放假，室外活动增多，加上休息在家有时饮食不当、生活规律打乱，睡眠少等原因，导致外伤、发热、消化道疾病增多，所以教育学生在假期里注意交通安全、饮食卫生、规律生活及充足睡眠，提高机体抵抗力，减少发病率是非常重要的 [ 8 ] [ 9 ] 。 4.5. 从学生急诊的疾病谱比较 外伤为第一位(外伤978人次，占急诊总数26.8%)，而外伤的部位分别以手、头部外伤为多，应加强预防学生意外伤害教育。发热为第二位(外伤621人次，占急诊总数26.8%)，其主要疾病为呼吸道感染及感冒。故应重视预防感冒及上呼吸道感染等，减少发热急诊 [ 10 ] [ 11 ] 。
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user: 5. 小结 正处于生长发育期中小学生急诊是可控的，通过正确引导和教育，可使学生呆在学习的学校里和生活的家庭中。保证学生的正常生长发育及学习和生活。通过卫生宣教，降低学生的发病率，是摆在广大教育工作者面前的一件大事。这要求广大教育工作者，尤其是学校医务工作人员，应着重从以下六个方面对学生进行教育，从小培养学生“预防为主”的观点。 1) 养成良好的卫生习惯，谨防病从口入，减少消化道疾病的发生。 2) 教育学生开展有益的室外活动，禁止追逐、嬉斗和不正当的攀登及无引导的奔跑等，以减少意外伤害发生。 3) 加强对学生灾难事件逃生培训及进行交通规则教育，增强防范意识 [ 12 ] [ 13 ] 。 4) 特别注意假期中的安全、饮食卫生、作息规律等，提高机体抵抗力。 5) 学校为减轻学生学习负担及确保健康体质下功夫。 6) 加强对学生急救知识培训，在自然和人为灾难频发的今天，在小学高年级开设医学急救知识课程，培养其自救互救能力 [ 14 ] 。