DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 5. 结论 通过采用数值计算和现场监测的方法，分析了下穿黄土滑坡体隧道施工对围岩变形和滑坡稳定性的影响，主要得出以下结论： 1) 通过数值计算可以看出，隧道开挖引起围岩向隧道中心的收敛变形，隧道上方的土体出现下沉，滑坡前缘与后缘的岩土体有向隧道中心的变形，当滑坡体处于饱水状态时，滑坡体受隧道的开挖影响，局部出现了塑性破坏，但没有出现明显的滑动破坏现象，结构仍处于安全状态。 2) 通过对洞内收敛变形与洞外地表下沉监测分析可知，隧道在施工过程中，初期支护的收敛变形均在允许范围之内；闭合成环后，收敛变形也趋于稳定；后期运营后，隧道结构处于安全状态。由此可见，隧道采用的“双侧壁导坑–加强型复合式衬砌结构”施工方案是可靠的，可以对下穿黄土滑坡段软弱围岩的变形起到较好的控制作用，可为类似工程地质条件的隧道设计和施工提供参考。
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user: 摘 要 为了提升沥青路面的使用性能，降低冻融对裂缝乃至对沥青路面健康状况的影响，课题组选取长春市为代表，实地考察道路裂缝状况，分析自然条件下裂缝各项指标之间的关系，建立以宽度、深度、长度为变量的三维裂缝评价体系。调查长春市年气温状况，确定冻融循环温度及循环周期，设立冻融试验，利用控制变量法分别讨论裂缝初始宽度、深度和长度对裂缝在冻融作用下的生长情况的影响，建立了裂缝宽度扩展比指标，对裂缝进行鉴别、预测和评价。结果表明：裂缝宽度扩展比随裂缝初始宽度的减小、裂缝初始长度的增大，裂缝初始深度的增大而增大，利用裂缝宽度、深度和长度可推知裂缝宽度扩展比，进而可对裂缝进行预测，可用于裂缝养护预测。 关键词 :三维裂缝评价体系，冻融循环，裂缝宽度扩展比，养护预测 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 沥青路面，作为一种半刚性路面，相较于水泥混凝土路面有诸多的优势，例如易于机械化施工，弹性较好，行驶舒适性更高，无需养护等。但沥青也有一些不利的方面，其中，温度稳定性差是一个主要的缺点，使得沥青混凝土路面在低温环境下弹性降低，脆性升高，导致沥青路面在冬天温度应力，外部荷载等作用下极易开裂。原生裂缝产生后，在裂缝处会有应力集中现象，致使裂缝快速生长，对沥青路面健康状况造成非常不利的影响。 沥青路面裂缝在冻融作用下扩展的影响主要有温缩效应和冰劈效应。Mathew和Krishna Rao [ 1 ] 提出在分析冻融循环时应考虑水的渗透作用，丁立 [ 2 ] 等人建立冻融劈裂水损害试验，对冻融进行了进一步的研究，在国内外学者的共同努力下 [ 3 ]，沥青路面冻融循环对裂缝生长方面的研究日趋完善。 本文针对冻融循环对沥青路面已有裂缝生长进行研究，以长春市为例，对长春市沥青路面裂缝作粗略调查，建立冻融循环试验，以裂缝宽度扩展比作为裂缝生长的研究指标，利用控制变量法对裂缝长、宽、深三个内因进行分析，建立裂缝生长预测模型，进而可粗略对裂缝的生长进行预测及控制。
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user: 2. 沥青路面自然裂缝分析 此部分主要研究的是裂缝宽度、深度之间的关系，如若裂缝宽度和深度之间存在着类似的一一对应的函数关系，那么对裂缝的研究就将降低一个维度，将问题难度降低，因此课题组对室外道路上的裂缝宽度深度数据进行了采集，并将宽度深度数据作为变量进行拟合。 2.1. 沥青路面裂缝产生原因分析 沥青路面裂缝产生的因素有很多，内因角度诸如沥青材料的材料特性、粗集料级配、混合料组成结构、混合料配合比、结构组成和形式等；外因诸如荷载、温度等。以下分类介绍各种裂缝的产生原因 [ 4 ] 。 2.1.1. 横向裂缝 横向裂缝的产生主要是由于温度引起的热胀冷缩或是基层的裂缝反射到道路面层，进而形成的贯通或非贯通的裂缝。 ① 温度裂缝：主要是由于沥青材料是温度的不良导体，外部温度骤降，路面表面温度下降，体积收缩，而内部降低较小。温度应力反复作用而形成原生裂缝，之后再次有应力作用时，会产生应力集中效应，裂缝急速生长，形成从表面向下开展的上款下窄的裂缝； ② 反射裂缝：由于道路基层经常采用半刚性材料作为基层，例如水泥稳定碎石和二灰稳定碎石，并非理想弹性体，其具有一定强度刚度的同时也具有一定的塑性。在外部荷载的作用下，荷载由面层传递到基层，对基层产生一定程度的破坏，产生一些原生的断裂缝，进而从基层反射到面层，形成的从基层向上开展的下宽上窄的裂缝； ③ 设计不当导致的裂缝：由于道路在施工过程中，实际施工成果与设计之间存在偏差，由于监督不力等各种原因导致的面层过薄而产生的裂缝。 2.1.2. 纵向裂缝 此类裂缝大多是由于或是基层土压实度不满足条件导致基础不均匀沉降、荷载、操作等引起的，有以下分类 [ 5 ] ： ① 软土地基不均匀沉降引起的纵向裂缝； ② 基层与面层之间的粘结性不良，导致路面面层张拉形成的拉裂缝； ③ 由于施工不当，基层土压实度不够，地基不均匀沉降，或是路面一侧弯沉形成的纵向裂缝。 2.1.3. 龟裂与网裂 此类裂缝大多是由于路面水的下渗，使得水对路基产生一定的损害，提高了基层土含水率，降低了干密度，进而使基层土的抗压强度和抗剪强度降低，地基承载力不足，在荷载作用下导致沥青面层产生龟裂和网裂。 2.2. 裂缝分析 由于裂缝成因及发育状况，以及外部环境条件的影响，裂缝的长度、宽度、深度之间的关系并不确定，本研究对裂缝的研究选取宽度、深度、长度三个变量，建立三维裂缝评价体系。
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user: 3. 冻融循环试验 3.1. 冻融循环影响裂缝开展的原因分析 经研究，课题组认为冻融循环影响裂缝开展主要是由于以下三点：温缩效应，冻胀作用，冰劈效应。 冰劈效应是指由裂缝及孔隙进入到沥青混合料内部的水由于温度降低，冻结成冰，其体积会增大9%左右，从而对限制其体积膨胀的沥青混合料产生很大的压力。这种力通常被称为冰劈力。冰劈力会在很大程度上加快裂缝的开展 [ 6 ] 。 冻胀作用主要发生于路面下的土体中，可分为两种类型：没有外来水补给的封闭型冻胀和水源充足的开敞型冻胀。当土体有外来水源补给时，土颗粒表面自由水冻结，进而使得结合水膜逐渐变薄，结合水压力增大，致使周围弱结合水由水膜较厚处向水膜较薄处移动，致使毛细水不断上升，导致冰体积增大，冻涨力进而也会增大。因此开敞型冻胀往往会在土体中形成很大的冻结区，对路面裂缝开展的影响远大于封闭型冻胀 [ 7 ] 。 温缩效应主要是指沥青路面本身，沥青混合料在冻融循环过程中的热胀冷缩效应，在温度降低时，路面整体结构体积收缩，沥青材料产生拉应力，当拉应力大于材料的承载能力极限时也会使路面产生裂缝。本文主要研究的是冻融循环对在沥青路面裂缝开展的影响，冰劈效应为主要影响因素 [ 8 ] 。 3.2. 冻融试件 课题组通过调查长春市沥青的选择 [ 9 ]，及常用配合比调查 [ 10 ]，选用的沥青车辙板的参数如下： 稳定性较好的SMA-13间断级配沥青混合料、油石比为5.8%集料粒径为13 mm、最大公称粒径为13.2 mm、最大粒径为16 mm、SBS改性沥青、矿料采用玄武岩(玄武岩纤维的掺杂比例为0.3%~0.4%)。 通过实地调查长春市裂缝数据，详见1.2实地裂缝统计，确定裂缝的宽度、深度，长度由于道路裂缝较长，车辙板难以模拟，选择可实现的长度值，采用控制变量法，开出如下裂缝： ① 控制4条裂缝长为10 cm、深度为10 mm一定，开出宽度分别为3 mm、5 mm、7 mm，9 mm的裂缝； ② 控制4条裂缝长为10 cm、宽度为5 mm一定，开出深度分别为8 mm、10 mm、12 mm的裂缝，其中6 mm宽的裂缝由于开缝误差较大，已舍去； ③ 控制4条裂缝宽度为5 mm、深度为10 mm一定，开出长度分别为5 cm、10 cm、15 cm、20 cm的裂缝。 3.3. 确定冻融循环实验温度及周期 通过调查长春气温，筛选出一年内最高气温零上，最低气温零下的气温，分别将最高气温和最低气温做平均，得出冻融循环实验温度：零上温度+7℃、零下温度−5℃。同时将这些气温下每日温度作统计，得出温度为零上的平均时间和温度零下的平均时间，将此作为冻融循环的时间，以24小时为一个周期，既冰冻16小时，融化8小时。 在气候调查过程中，项目组还发现，长春全年平均降水量为570.3 mm在左右，降水偏多且降水强度较大，阵性降水较多 [ 11 ]，因此课题组决定在冻融循环试验中采用有水源补给的冻融循环，既在每次冰冻之前在车辙板上洒足量的水，以保证车辙板处于浸透状态，以模拟路面积水未完全下渗，排水状态不畅的情况。
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user: 5. 扩展比预测模型 至此课题组猜测，扩展比与裂缝的初始宽度、深度和长度之间存在着某一函数关系，为更好阐述其关联性，建立以下模型。 5.1. 模型假设 ① 假设冻融循环有水源补充； ② 假设裂缝的外部因素保持不变，例如外部荷载、基础承载力等； ③ 假设试件材料固定，具体参数详见2.2。 5.2. 模型建立 利用之前冻融试验数据以及相同材料试件的冻融试验数据进行回归分析，因此建立三元回归模型： η = a 1 × l + a 2 × b + a 3 × h + c (2) 其中 η 为裂缝宽度扩展比， l 为裂缝初始长度， b ——裂缝初始宽度， h ——裂缝初始深度， a 1 、 a 2 、 a 3 、 c 为回归系数。 5.3. 模型求解 使用matlab，利用最小二乘法进行三元模型回归，解得： a 1 = 0.0002 ，   a 2 = − 0.0125 ，   a 3 = − 0.0031 则裂缝扩展比与裂缝初始宽度、深度、长度之间的回归关系为： η = 0.0002 × l − 0.0125 × b − 0.0031 × h + 0.2019 (3) 5.4. 残差分析 为检验模型的可靠性，并直观的对数据进行分析，课题组利用matlab绘制出残差杠杆图，如图4。 图4. 模型回归残差杠杆图 如图，只有两组数据偏差较大，其余均满足要求，这两组数据可能与测量等实验误差有关。由此可知，模型较为可靠，证明裂缝扩展比与裂缝初始宽度、初始深度、初始长度这三个变量之间存在着函数关系，利用此函数关系可以进行对沥青路面裂缝养护的提醒。 在裂缝冻融预测中，利用裂缝的初始长度，宽度和深度，带入模型中，可近似求出裂缝的扩展比，进而利用扩展比和裂缝的初始宽度换算得到裂缝的实时宽度，给出养护建议。
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user: 6. 沥青路面养护决策 根据我国《公路技术状况评定标准》(JTG H20-2007)：沥青路面破损类型分为11类、21项，11类破损形式分别为：龟裂、不规则裂缝、纵缝、横缝、坑槽、松散、沉陷、车辙、波浪拥包、泛油、修补 [ 14 ] 。 本文主要考虑长春地区冬天冻融循环对道路裂缝影响，而在各裂缝破损类型中，横裂缝是唯一一种受温度影响而产生的裂缝破损，因此在计算路面破损状况指数(PCI)和路面破损率(DR)时只考虑横裂缝的影响，忽略其他损坏类型对PCI与DR的影响。 假设除破损状况养护质量标准以外的其他养护质量标准，如强度的养护质量标准等，均满足规范规定，只考虑国家规范中路面破损状况养护质量标准，由国家规范可知 [ 14 ] ： 对于高速公路及一级公路：PCI ≥ 70时只需进行日常维护，并小修局部破损；PCI < 70时进行中修罩面。对于二级及二级以下的公路：PCI ≥ 55时只需进行日常维护，并小修局部破损；PCI < 55时采取中修罩面措施。 由第4章的实验数据分析可得知在冻融循环作用下不同初始宽度、长度以及深度的裂缝的未来生长状况。由冻融循环次数n、裂缝初始宽度d、初始深度h和初始长度l可换算出某一时刻的裂缝扩展比，进而换算成裂缝的实时宽度，进一步得到n年后的DR与PCI值，结合道路类型与安全等级可得到需要采取中修罩面措施与日常养护的PCI界限。当n次冻融循环后，PCI值刚好小于等于PCI界限值时，道路需要进行中修罩面工程进行修补，并对应该地区年均冻融循环次数，可对裂缝的养护时间进行预估。
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user: 7. 结论 1) 自然状况下裂缝宽度和深度为正相关，但由于裂缝产生原因不同，宽度与深度之间并不是一一对应的关系，因此对裂缝进行研究时，不仅要考虑宽度的影响，还需考虑深度的作用。 2) 在冻融作用的影响下，沥青路面裂缝随着冻融循环的进行而不断增长，当冻融进行到第8~11次时，裂缝便不继续生长，而是会达到一个相对稳定的极限状态，裂缝宽度趋于稳定，裂缝扩展比会达到一个极限值，这个极限值的影响因素在内因方面有宽度、深度和长度三项参数。裂缝宽度扩展比会随着初始宽度的增大而减小，随初始深度的增大而增大，随初始长度的增大而增大。 3) 在外界因素确定的情况下，已知裂缝的三个参数可以推测出裂缝的宽度扩展比，根据宽度扩展比和初始宽度换算出之后裂缝某一状态下宽度后，便可根据国家规范判断是否需要养护，由此可近似得到一个养护预测模型。
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user: 摘 要 本文介绍基于均差估值的二变量Meta-分析的未知相等方差模型，通过极大似然估计法给出效应量及方差估计，进而得到各研究均值效应量协方差矩阵的估计量。然后，通过基于均差效应量二变量Meta-分析的固定效应模型给出了合并均差统计量 D o v e r a l l 的具体形式和权重。进而得到了 D o v e r a l l 的协方差矩阵和两个变量的 ( 1 − α ) 1 0 0 % 置信区间。 关键词 :Meta-分析，极大似然估计，固定效应模型 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 在科学研究的进程中，有这样一类问题：不同的研究者会对同一个问题进行研究，在研究实验过程中，总是通过实验组和对照组的比较给出一些问题的因果关系。由于不同的研究者所在的区域不同，研究的对象和实验条件有一定的差异，在实验中的样本量大小也各有不同，这就导致同一项研究得到的研究结论有一定的差异。同一科学研究问题结论的差异性会产生这样的疑问：如何对这同一问题给出一个综合的评价，得到一个具有统计学意义的因果关系呢？对于这一问题，我们需要对每一个研究者的研究进行合并，给出每一个研究在综合评价研究中的权重。并且要保证我们得到的综合评价是具有统计学意义的。 在上述问题中，一个科学问题需要客观评价时，将所有这一问题的各个研究的数据放在一起，这首先体现了数据的大量性；由于对同一个问题研究有着很大的差异性，因此得到的数据是多样的真实的。从这一问题的特点来看，这应该是最早的大数据问题。如何从这些复杂多样的数据中获得我们想要的信息，解决这一问题的方法称为Meta-分析法。 Meta-分析是针对同一问题的不同研究进行定量合并的综合评价方法。虽然Meta-分析在很多应用领域都有较好的应用，但对Meta-分析本身的统计方法研究相对少了很多。从广义上来讲，Meta-分析是以估计量标准误差的逆为权重的点估计加权平均。固定效应模型Meta-分析依赖于各个研究具有相等效应量，最终的效应量是以估计量方差的逆作为权重得到的加权平均效应量。虽然固定效应模型变量之间不允许有协变量，但是对固定响应模型的处理相对来说是很标准的。 随着数据科学的快速发展，各行各业数据维度和数据量急速增加导致单变量Meta-分析无法满足现实应用的需求。多变量Meta-分析方法应运而生并具有许多单变量Meta-分析不具备的优点，如整体性，相关性及优化参数等。针对多变量Meta-分析的理论研究也在不断深入。1988年，为了研究教练在SAT中的作用，Raudenbush SW等人通过广义最小二乘法建立了多效应量合并的模型 [ 1 ] ；2002年，van Houwelingen HC等人在广义多元混合线性模型的框架下，通过似然估计方法给出了多元Meta-回归模型，并将此模型扩展到了非正态分布情形 [ 2 ] 。2008年，Riley RD等人通过极大似然估计法给出了一些特殊相关系数情形下的二变量Meta-分析的协方差矩阵估计 [ 3 ] ；2008年，Ritz J等人通过极大似然估计和估计方程给出了协方差矩阵已知情形下的多元效应量回归参数，并将此模型应用到肺癌发病率的临床推断中 [ 4 ] 。2010年，Paul M等人通过基于可积嵌套拉普拉斯近似的贝叶斯方法给出了多元Meta-分析的合并效应量估计，这种方法得到的方差估计偏移量更小且稳定 [ 5 ] 。 本文通过极大似然估计法给出效应量及方差估计得到各研究均值效应量协方差矩阵的估计量。由基于均差效应量二变量Meta-分析的固定效应模型给出了合并均差统计量 D overall 的具体形式和权重，构建了基于均差估值的二变量Meta-分析的未知相等方差模型。进而得到了 D overall 的协方差矩阵和两个变量的 ( 1 − α ) 100 % 置信区间。
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user: 2. 问题描述 在协方差矩阵的基于均差估值的二变量Meta-分析的未知相等方差模型中，我们假设个体量 X i 1 j C ， X i 1 j T ， X i 2 j C 和 X i 2 j T 是独立的并且是正态分布，其均值分别为 μ 1 C ， μ 1 T ， μ 2 C 和 μ 2 T ，假设两个变量研究的方差分别为 σ 2 ， τ 2 。因此 X ¯ i 1 C ， X ¯ i 1 T ， X ¯ i 2 C 和 X ¯ i 2 T 是独立的且服从正态分布，其均值分别为 μ 1 C ， μ 1 T ， μ 2 C 和 μ 2 T ，方差分别为 σ 2 n i 1 C ， σ 2 n i 1 T ， τ 2 n i 2 C ， τ 2 n i 2 T 。假设两个变量之间的关系是相互独立的。 由上述假设，可以得到均差效应量 D i 的分布为： D i = ( D i 1 D i 2 ) ∼ N ( ( μ 1 μ 2 ) ， ( σ 2 w i 1 0 0 τ 2 w i 2 ) ) 其中 μ 1 = μ 1 T − μ 1 C ， μ 2 = μ 2 T − μ 2 C 为均值， w i 1 = 1 n i 1 T + 1 n i 1 C ， w i 2 = 1 n i 2 T + 1 n i 2 C 及 ρ 0 是非随机的。一般地， μ 1 ， μ 2 为未知参数。接下来通过极大似然估计法来估计 μ 1 ， μ 2 。
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user: 3. 均值效应量的极大似然估计 根据之前的假设效应量 D i 服从正态分布，因此关于 μ 的似然函数为： L ( μ ， D i ， S i ) = ∏ i = 1 k 1 2 π d e t ( S i ) 1 2 exp { − ( D i − μ ) T S i − 1 ( D i − μ ) 2 } 其中 μ = ( μ 1 μ 2 ) ， S i = ( σ 2 w i 1 0 0 τ 2 w i 2 ) 。其所对应的对数似然函数为： ln L ( μ ， D i ， S i ) = − k ln ( 2π ) − 1 2 ∑ i = 1 k ln [ d e t ( S i ) ] − 1 2 ∑ i = 1 k ( D i − μ ) T S i − 1 ( D i − μ ) 定理3.1设效应量 D i 服从正态分布 D i = ( D i 1 D i 2 ) ∼ N ( ( μ 1 μ 2 ) ， ( σ 2 w i 1 0 0 τ 2 w i 2 ) ) ，则 1). μ 的极大似然估计量的分量为： μ ^ 1 = ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 ， μ ^ 2 = ∑ i = 1 k D i 2 w i 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 。 2). σ 2 ， τ 2 的极大似然估计量分别为： σ M L 2 = 1 k ∑ i = 1 k ( D i 1 − μ ^ 1 ) 2 w i 1 ，   τ M L 2 = 1 k ∑ i = 1 k ( D i 2 − μ ^ 2 ) 2 w i 2 。 证明：因为关于 μ 的似然函数为： L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) = ∏ i = 1 k 1 2 π d e t ( S i ) 1 2 exp { − ( D i − μ ) T S i − 1 ( D i − μ ) 2 } 其所对应的对数似然函数为： ln L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) = − 1 2 ∑ i = 1 k ln [ d e t ( S i ) ] − 1 2 ∑ i = 1 k ( D i − μ ) T S i − 1 ( D i − μ ) − k ln ( 2π ) = − 1 2 ∑ i = 1 k ln [ w i 1 w i 2 σ 2 τ 2 ] − 1 2 ∑ i = 1 k [ ( D i 1 − μ 1 ) 2 σ 2 w i 1 + ( D i 2 − μ 2 ) 2 τ 2 w i 1 ] − k ln (2π) 1). 上述对数似然函数对 μ 1 ， μ 2 的偏导数为： ∂ ln L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ μ 1 = ∑ i = 1 k D i 1 − μ 1 σ 2 w i 1 ，     ∂ ln L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ μ 2 = ∑ i = 1 k D i 2 − μ 2 τ 2 w i 2 . 令 ∂ ln L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ μ 1 = 0 ，   ∂ ln L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ μ 2 = 0 即得： ∑ i = 1 k D i 1 − μ 1 σ 2 w i 1 = 0 ，     ∑ i = 1 k D i 2 − μ 2 τ 2 w i 2 = 0. 因此上述关于 μ 1 ， μ 2 的线性方程组的解为： μ ^ 1 = ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 ，   μ ^ 2 = ∑ i = 1 k D i 2 w i 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 。 2). 上述对数似然函数对 σ ， τ 的偏导数为： ∂ log L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ τ = − k σ + ∑ i = 1 k ( D i 1 − μ 1 ) 2 σ 3 w i 1 ， ∂ log L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ τ = − k τ + ∑ i = 1 k ( D i 2 − μ 2 ) 2 τ 3 w i 1 . 令 ∂ ln L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ σ = 0 ， ∂ ln L ( μ ， D i ， σ 2 ， τ 2 ， S i ) ∂ τ = 0 即得： − k σ + ∑ i = 1 k ( D i 1 − μ 1 ) 2 σ 3 w i 1 = 0 ，     − k τ + ∑ i = 1 k ( D i 2 − μ 2 ) 2 τ 3 w i 1 = 0. 因此上述关于 σ ， τ 的方程组的解为： σ 2 = 1 k ∑ i = 1 k ( D i 1 − μ 1 ) 2 w i 1 ，   τ 2 = 1 k ∑ i = 1 k ( D i 2 − μ 2 ) 2 w i 2 。 将 μ ^ 1 ， μ ^ 2 代入上式即得： σ M L 2 = 1 k ∑ i = 1 k ( D i 1 − μ ^ 1 ) 2 w i 1 ，   τ M L 2 = 1 k ∑ i = 1 k ( D i 2 − μ ^ 2 ) 2 w i 2 . 。 注：由上述定理可知， μ M L = ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 ∑ i = 1 k W i − 1 D i ，其中 W i = ( w i 1 0 0 w i 2 ) ， i = 1 ， ⋯ ， k ；且 S i M L = ( σ M L 2 w i 1 0 0 τ M L 2 w i 2 ) ， i = 1 ， ⋯ ， k 。 由上述效应量 D i 服从正态分布的合并效应量均值估计量分量的具体形式，可以得到合并效应量均值估计量的如下性质： 性质3.1 设效应量 D i 服从正态分布 N ( ( μ 1 μ 2 ) ， ( σ 2 w i 1 0 0 τ 2 w i 2 ) ) ， μ 的极大似然估计量的分量为： μ ^ 1 = ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 ，   μ ^ 2 = ∑ i = 1 k D i 2 w i 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 。则 μ ^ M L 对于 μ 是无偏的。 证明：要证明估计量的无偏性，需证等式 E ( μ ^ M L ) = μ 成立.根据我们给出的效应量 D i 服从正态分布的合并效应量均值估计量分量的具体形式，需要证明 E ( μ ^ 1 ) = μ 1 ， E ( μ ^ 2 ) = μ 2 。因为 E ( D i 1 ) = μ 1 ， E ( D i 1 ) = μ 2 ，所以 E ( μ ^ 1 ) = E { ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 } = ∑ i = 1 k E ( D i 1 ) w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 = ∑ i = 1 k μ 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 = μ 1 ， 综上所述， μ ^ M L 对于 μ 是无偏的。
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user: 4. 均值效应量极大似然估计量的协方差矩阵 假设所有的研究都提供所有的均值效应.由多变量统计学的大数定理，合并效应量均值估计量可以近似为一个多元正态分布，其对应的协方差矩阵可由下面的定理给出： 定理4.1 设效应量 D i 服从正态分布 N ( ( μ 1 μ 2 ) ， ( σ 2 w i 1 0 0 τ 2 w i 2 ) ) ，那么 μ 的合并均值效应量极大似然估计量为： μ ^ 1 = ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 ，   μ ^ 2 = ∑ i = 1 k D i 2 w i 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 。则 所对应的协方差矩阵 V a r ( μ ^ M L ) 为： V a r ( μ ^ M L ) = ( σ 2 ∑ i = 1 k 1 w i 1 0 0 τ 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 ) 证明：根据多元随机变量可知：如果随机变量 D ~ N ( μ ， Σ ) ， V a r ( M D ) = M Σ M T ，其中T表示矩阵 的转置。 因为合并均值效应量极大似然估计量的矩阵形式为： μ M L = ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 ∑ i = 1 k W i − 1 D i ，且 S i = W i Σ 1 ，其中 Σ 1 = ( σ 2 0 0 τ 2 ) 由 W i = W i T 及 W i ， Σ 1 为对角矩阵，通过计算可得： W i − 1 = ( W i − 1 ) T ， ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 = [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 ] T ， W i Σ 1 = Σ 1 W i ， W i − 1 Σ 1 = Σ 1 W i − 1 ， ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 Σ 1 = Σ 1 ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 。则 V a r ( μ ^ M L ) = V a r [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 ∑ i = 1 k W i − 1 D i ] = V a r [ ∑ i = 1 k ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 W i − 1 D i ] = ∑ i = 1 k V a r [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 W i − 1 D i ] = ∑ i = 1 k { [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 W i − 1 ] S i [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 W i − 1 ] T } = ∑ i = 1 k { [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 W i − 1 ] W i Σ 1 [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 W i − 1 ] T } = Σ 1 ∑ i = 1 k { ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 W i − 1 W i ( W i − 1 ) T [ ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 ] T } = Σ 1 { ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 } = Σ 1 ( ∑ i = 1 k W i − 1 ) − 1 由 W i = ( w i 1 0 0 w i 2 ) 及 Σ 1 = ( σ 2 0 0 τ 2 ) 可得 μ ^ M L 所对应的协方差矩阵 V a r ( μ ^ M L ) 为： V a r ( μ ^ M L ) = ( σ 2 ∑ i = 1 k 1 w i 1 0 0 τ 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 ) 。 通过合并均值效应量极大似然估计量 μ ^ M L 所对应的协方差矩阵 V a r ( μ ^ M L ) 可以给出 μ ^ M L 的如下性质： 性质4.2 设效应量 D i 服从正态分布 N ( ( μ 1 μ 2 ) ， ( σ 2 w i 1 0 0 τ 2 w i 2 ) ) ，那么 μ 的极大似然估计量的分量为： μ ^ 1 = ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 ，   μ ^ 2 = ∑ i = 1 k D i 2 w i 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 。则 μ ^ M L 对于 是一致的。 证明： μ ^ M L 对于 μ 的一致性的充分条件是证明 lim k → ∞ E ( μ ^ M L ) = μ 并且 lim k → ∞ V ( μ ^ M L ) = 0 。 由性质3.1可知，对于任意的k都有 E ( μ ^ M L ) = μ 成立，因此可得 lim k → ∞ E ( μ ^ M L ) = μ 。又因为在合并均值效应量极大似然估计量 μ ^ M L 所对应的协方差矩阵 V a r ( μ ^ M L ) 中有： lim k → ∞ V a r ( μ ^ M L ) ( 1 ， 1 ) = lim k → ∞ σ 2 ∑ i = 1 k 1 w i 1 = 0 ，   lim k → ∞ V a r ( μ ^ M L ) ( 2 ， 2 ) = lim k → ∞ τ 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 = 0. 即得 lim k → ∞ V ( μ ^ M L ) = 0 。综上所述， μ ^ M L 对于 μ 是一致的。
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user: 5. 整体均值合并统计量的估计 在上述研究中，效应量用的是均差。因此我们可以给出均值效应量 D i 的协方差估计为： S ^ i M L = W i Σ ^ 1 ，其中 Σ ^ 1 = ( σ M L 2 0 0 τ M L 2 ) 。 在Meta-分析中，合并统计量是由具体研究表现统计量的加权平均给出的。根据均差估计二变量Meta-分析的固定效应模型可知，通过 S ^ i M L 可以给出每一个研究的权重及均差合并统计量。具体如下： 1). 对于均值合并统计量，每个研究均差的权重为： ν i = ( ∑ i = 1 k S ^ i M L − 1 ) − 1 S ^ i M L − 1       = [ w i 1 w i 2 ∑ j = 1 k 1 w j 1 ∑ j = 1 k 1 w j 2 ] − 1 ( ∑ j = 1 k w i 2 w j 2 0 0 ∑ j = 1 k w i 1 w j 1 ) . 注意到权重 ν i 只与个体研究的样本量有关并且是非随机的。 2). 整体均值合并统计量的估计量为： D overall = ∑ i = 1 k D i ν i = ( ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 ∑ i = 1 k D i 2 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 2 ) 从上式我们注意到， D overall 与合并均值的极大似然估计量 μ ^ M L 的结果是一致的。因此 D overall 的协方差阵的估计量为： V a r ( D overall ) = ( σ ^ M L 2 ∑ i = 1 k 1 w i 1 0 0 τ ^ M L 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 ) = ( 1 k ∑ i = 1 k ( D i 1 − μ ^ 1 ) 2 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 0 0 1 k ∑ i = 1 k ( D i 2 − μ ^ 2 ) 2 w i 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 ) . 通过 D overall 所对应的协方差矩阵 V a r ( D overall ) 可以给出单变量和联合变量的置信区域，其具体形式为： 性质5.1 设效应量 D i 服从正态分布 N ( ( μ 1 μ 2 ) ， ( σ 2 w i 1 0 0 τ 2 w i 2 ) ) ，那么合并均值效应量 D overall 的估计量为： D ^ 1 = ∑ i = 1 k D i 1 w i 1 ∑ i = 1 k 1 w i 1 ，   D ^ 2 = ∑ i = 1 k D i 2 w i 2 ∑ i = 1 k 1 w i 2 。则合并均值效应量 μ ^ M L 所对应各个分量的 ( 1 − α ) 100 % 置信区间为： ( μ 1 − Z α 2 V a r ( D overall ) ( 1 ， 1 ) ， μ 1 + Z α 2 V a r ( D overall ) ( 1 ， 1 ) ) 和 ( μ 2 − Z α 2 V a r ( D overall ) ( 2 ， 2 ) ， μ 2 + Z α 2 V a r ( D overall ) ( 2 ， 2 ) ) ，其中 Z α 2 表示正态分布的 α 2 分位数， V a r ( D overall ) ( i ， j ) 表示矩阵 V a r ( D overall ) 第i行第j列的分量。
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user: 6. 结束语 本文通过极大似然估计法给出效应量及方差估计，进而得到各研究均值效应量协方差矩阵的估计量。然后，由基于均差效应量二变量Meta-分析的固定效应模型给出了合并均差统计量 D overall 的具体形式和权重，构建了基于均差估值的二变量Meta-分析的未知相等方差模型，进而得到了 D overall 的协方差矩阵和两个变量的 ( 1 − α ) 100 % 置信区间。本文的结果对流行病学的研究有着重要的统计学意义。
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user: 声明 本项目由如下基金支持：国家自然科学基金(61871475， 61471133， 61571444， 61473331)，广东省科技计划(2017B010126001， 2017A070712019， 2016A040402043， 2015A070709015， 2015A020209171， 2016B010125004， 2014B040404070， 2015A040405014， 2016A070712020)，广东省教育厅科技计划(2017GCZX001， 2016GCZX001， 2017KTSCX094， 2017KTSCX095， 2017KQNCX098)，广州市科技计划(201707010221)。
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user: 摘 要 《地下水资源管理》是水文与水资源工程、地下水科学与工程专业重要的专业课。近年来，随着国家生态文明建设和专业认证工作的不断推进，对《地下水资源管理》课程也提出了新的要求，课程教学应适应这一新的形势，做出相应的改革。本文以长安大学为例，分析了地下水资源管理课程教学存在的问题，提出了教学改革思路与理念。 关键词 :教学改革，地下水资源管理，生态文明，工程教育专业认证 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 近半个世纪以来，随着人口的增加和经济的快速发展，地下水的开采量不断增大。在一些地方，由于不合理的开采，导致了各种地质环境及生态问题发生，如地面沉降、地裂缝、土地沙化、土壤盐渍化、地下水污染、湖泊湿地萎缩等等。因此，在对地下水的循环演化规律进行深入研究的基础上，对地下水资源进行准确评价，并据此对地下水的开采进行科学管理就十分必要。《地下水资源管理》就是这样一门课程，它是在充分掌握地下水运动规律的基础上，运用多种手段，管理保护地下水资源，实现其持续利用，为实现区域经济社会可持续发展、推进国家生态文明建设提供支撑。长安大学的水利类专业由著名水文水资源学家李佩成院士领衔，其历史可追溯至1952年(早期的水文地质与工程地质专业)，在长期的教学科研实践中，专业形成了“立足西北、面向全国，针对干旱半干旱地区，侧重地下水资源与生态环境”的研究与培养的特色，取得了丰硕的教学与科研成果，已成为西北地区水资源与环境类人才培养的重要基地。面对新时期、新需求，在继承和发扬老一辈教师优良传统基础上，如何与时俱进，不断创新，积极探索适应创新型国家和生态文明建设的水资源人才培养课程体系、教学内容和教学方法，是新形势下教学工作面临的一个极大的挑战。《地下水资源管理》作为长安大学水利类专业的特色专业课，也亟需进行相应的改革。本文结合笔者在《地下水资源管理》课程教学中的切身体会，谈谈该门课程教学改革的几点拙见。
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user: 2. 新形势下课程教学存在问题 《地下水资源管理》是学生完成《水文地质学基础》、《水文地球化学》、《地下水动力学》、《专门水文地质学》等课程学习后开设的一门专业课，它要求学生在充分掌握地下水资源开发利用状况以及动态变化的前提下，运用行政、法律、经济、技术、教育等手段，对地下水资源开发、利用和保护实施组织、协调、监督，实现地下水资源可持续利用和生态环境的有效保护。主要包括地下水资源调查评价、地下水资源规划、地下水资源保护、地下水资源管理、地下水取水工程管理、地下水监测与信息发布、地下水资源开发利用与管理等。该课程不仅仅强调学生专业知识的学习，还需要学生对社会知识有一定的掌握，更需要他们把专业知识与社会知识结合起来对地下水资源进行合理有效的管理和保护。在新的形势下，《地下水资源管理》课程教学如何进行，需要认真思考。 一方面，党的十八大首次把生态文明建设提到中国特色社会主义建设“五位一体”总体布局的战略高度，党的十九大将坚持人与自然和谐共生纳入新时代发展中国特色社会主义的总体方略，将“绿水青山就是金山银山”写入党章，第十三届全国人民代表大会将建设“美丽中国”和生态文明写入宪法，生态文明建设被提高到空前的历史高度和战略地位。水作为生态系统的重要控制要素，积极践行人与自然和谐共生理念，不断强化水生态文明建设，可为建设美丽中国、实现中国民族伟大复兴的中国梦提供有力支撑和保障 [ 1 ] 。但是，目前的《地下水资源管理》教学中没有把地下水的生态功能提到应有的高度，无法适应国家生态文明战略与美丽中国建设对地下水学科的要求。 另一方面，工程教育专业认证正在我国如火如荼的展开，2016年6月，我国正式加入了国际上最具影响力的工程教育学位互认协议《华盛顿协议》，通过认证协会认证的工程专业，毕业生学位可得到《华盛顿协议》其他组织的认可。开展工程教育专业认证，对提高我国工程教育的质量、提升中国工程教育国际竞争力、提高我国工程教育的国际影响力具有重要意义。同时，工程教育专业认证也是国际通行的工程教育质量保障制度，其核心就是要确认工科专业毕业生达到了行业认可的既定质量标准要求，是一种以培养目标和毕业出口要求为导向的合格性评价。工程教育专业认证要求专业课程体系设置、师资队伍配备、办学条件配置等都围绕学生毕业能力达成这一核心任务展开，并强调建立专业持续改进机制和文化以保证专业教育质量和专业教育活力。因此，为适应工程教育认证提出的新要求，践行“学生中心、产出导向、持续改进”的教育教学理念，《地下水资源管理》课程教学也应进行相应的改革。
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user: 3. 课程教学改革思路 基于以上《地下水资源管理》课程教学中存在的问题，为提高水文与水资源工程、地下水科学与工程专业学生的实践和创新能力，笔者认为应从以下方面进行《地下水资源管理》课程改革。 3.1. 把握生态文明建设新形势，充分重视地下水的资源和生态双重属性 长期以来，地下水在我国经济社会发展中发挥了重要的作用，由于分布广泛、动态稳定、水质良好、便于应用，地下水已成为我国生活、工业和农业用水的重要供水水源，尤其在我国干旱半干旱的华北、西北地区，地下水往往是主要的、甚至是唯一的供水水源 [ 2 ] 。但应明确，地下水不仅仅是一种资源，更是一个重要生态环境因子。在极其复杂的生态巨系统中，地下水与含水介质、土壤、包气带、地表水、气候、生物不断地发生着相互作用，并处于动平衡状态中，它是“山水林田湖生命共同体”的重要纽带，是生态系统中最活跃灵敏的因子。因此，在《地下水资源管理》课程的教学中，应充分考虑地下水的这一特点，以生态文明建设为统领，从地下水资源状况及其开发利用的实际出发，针对地下水开发利用中存在的突出问题及主要矛盾，以改善生态环境，实现地下水资源可持续利用为目标，实施地下水资源的合理开发、高效利用、有效保护，从而保障经济和社会可持续发展，促进生态环境的良性循环。 例如，在地下水资源评价的教学中，就应把生态因子作为重要的约束条件，研究植被与地下水之间的关系，研发基于生态环境的地下水资源评价方法，从而通过控制地下水位等要素，切实保障在开采地下水资源时不破坏生态环境。又如，湖泊是干旱地区生态环境的重要调节器，在调节区域气候、维持生态系统平衡、保护生物多样性及农业灌溉、城乡供水、休闲旅游、养殖发电等方面发挥着巨大的综合效益 [ 3 ] ；近年来由于地下水开采量的增大，减少了入湖补给量，从而造成湖面不断萎缩、湖水盐度升高，带来了生态环境负效应。这就需要我们在教学中用系统联系的观点讲解湖泊与地下水的关系，让学生认识到地下水在湖泊的形成及其维持中起着重要的作用，不考虑湖泊与地下水的联系及其动态平衡关系，并且对这一平衡中的水均衡、盐份均衡状况进行准确估计，就必然导致地下水开采中的湖泊萎缩问题。再如，长期以来，我国对引水灌区的管理存在重引轻排的倾向，在西北干旱半干旱地区这一问题尤为严重，导致了严重的土壤盐渍化，造成土地肥力降低、粮食减产；产生这一生态问题的根本原因是灌溉引起的地下水位埋深过浅，再加上强烈的蒸发作用，使得盐分在土壤中大量累积；因此解决这一问题的根本是调节地下水位，合理利用地下水和地表水资源，加强地下水排水，使得地下水不但在水量上达到平衡，而且也应使其盐分能够达到平衡状态。总之，随着人类活动对地下水系统影响的加剧，应在《地下水资源管理》课堂教学中加强地下水与生态环境关系的教学，应让学生从生态系统全局的观点上认识地下水的功能和作用，从良好的生态承载力、良好的生态系统关系、良好的生态可持续性等方面全面认识生态环境建设的需求，阐明地下水资源的合理开发利用，而不是传统的仅考虑可开采资源量的概念。 3.2. 引入新方法新技术，对接新时代人才培养的要求 科技的飞速发展给《地下水资源管理》课程教学提出了新要求，也对课程改革奠定了良好的基础。例如，地下水脆弱性评价是地下水资源管理工作的基础，长期以来，这一工作由于数据量大，计算较为复杂，学生学习后难以实际操作；近年来，随着GIS技术的发展，使得这一教学内容的实施难度大为简化，因此教学中应补充这一技术的使用方法，并增设相关的实习实验。近年来，地下水的自动化、智慧化监测技术发展迅速，但在传统的教学内容中，对新型监测仪器的介绍很少，这就需要对这一教学内容进行补充完善，使学生了解最新的监测技术方法和仪器设备。此外，水文地球物理是一门用地球物理技术探测含水层特性和监测地下水流动和污染物运移的交叉学科，该研究领域正在美国和欧洲迅速崛起，但在地下水资源管理教材中缺少地面穿透雷达(GPR)、核磁共振、交叉测井电阻率/雷达/地震层析成像等国际先进技术的原理及应用知识 [ 4 ] 。又如，化学风化、水岩相互作用是地下水资源管理课程中早期水文地球化学的主要研究内容，近年来，生物过程的重要性得到广泛重视，开展特定水文环境下的化学和生物反应耦合模拟研究、微生物作用下的地下水污染修复等是目前的研究热点 [ 4 ] [ 5 ] ，然而，目前课程教学中无相关内容。此外，为提高生产效率，新技术的开发与应用在水文与水资源工程、地下水科学与工程专业学生从业领域(水利、能源、城建、环保、国土等)中也得到越来越广泛的重视。因此，将这些学科新技术新方法带入课堂，不仅可以增加课堂的科学性和趣味性，也可让学生把握学科的前沿动态，提升学生科学思维能力，对接新时代人才培养的社会需求。 3.3. 面向工程教育认证，秉持学生中心、持续改进的教育理念 工程教育专业认证已成为我国高校专业建设新的风向标，为了适应工程教育认证的要求，我校制订的水文与水资源工程专业的培养目标如下：本专业致力于培养具有深厚人文底蕴和工程背景、扎实专业知识、强烈责任感和创新意识、广阔国际视野与终身学习能力、可适应我国新时期水利现代化建设需求的高级工程技术与管理人才。学生毕业5年左右，能把握行业发展需求与动态，熟练应用现代技术工具，能在水利、能源、国土、交通、城建、农林、环保等领域从事与水资源、水环境有关的勘测、评价、规划、设计、预测预报和管理等方面的生产实践以及教学和科学研究等工作；并在处理复杂问题时，具备一定的批判性思维能力和科研攻关能力。为达成这一培养目标，在毕业要求中对学生专业技能的要求是：能够基于专业知识和技能，识别、表达、分析并解决水文水资源及相关领域涉及的勘察评价、规划开发、预报调度、管理决策等问题，能理解复杂工程设计中涉及的经济、社会、环境、法律、安全、健康、伦理、文化等制约因素，并对其影响进行评价。 《地下水资源管理》课程作为我校的一门特色专业课，课程中既有广泛的专业知识内容，又与社会需求、政策法规、形势变化等密切相关，适应工程教育认证的要求，课程内容也应充分响应毕业生毕业要求的达成。所以在《地下水资源管理》课程教学中，应充分体现“学生中心、持续改进”的教育理念，把国家对本领域新的要求、新的技术方法、新的政策法规及时引入到教学内容中，积极改变专业教学氛围，充分利用多媒体教学优势，以全方位、多角度呈现教学内容，做到知识系统、重点突出、生动有趣。在课程考核中，应统筹考虑学生综合运用相关知识的能力，把平时的课堂教学、课堂提问、随堂测验、实习实训与期末考试结合起来，系统进行教学评价。同时，在考试结束后，应对课程综合成绩进行认真分析，进行课程达成效果评价，在定量分析的基础上，认真总结，提出具有针对性的后期改进意见，持续提升教学效果。
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user: 4. 结语 面对新形势下生态文明建设和专业认证的双重要求，地下水资源管理课程教学质量的提高不可一蹴而就，是一个持续反馈、反复调整、趋于优化的过程，需要教学工作者不断地进行实践与探索。
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user: 摘 要 为获得高质量平整表面的铝合金多孔阳极氧化膜，本文采用电化学抛光技术对1060铝合金进行抛光试验，研究了铝合金表面形貌和合金成分对氧化铝薄膜生长的影响。结果表明：在电化学抛光之后，铝板表面的粗糙度和内部晶界的应力集中可以显著降低，能有效去除以少量固溶形式存在的多相偏析合金，得到了高度有序平整的纳米孔氧化铝膜，验证了铝表面形貌在多孔氧化铝的制备中起到了关键性的作用。 关键词 :电化学抛光，1060铝合金，表面形貌，多相偏析合金，多孔氧化铝 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 1060铝合金为工业纯铝系中具有代表性的民用高端产品，具有良好的耐蚀性、导热性、电磁屏蔽以及易加工成形等优点，广泛应用于高表面质量要求的民用产品，如建筑物外观装饰、化工仪器及太阳能光热转化系统中平板型太阳能集热器的吸热板材料等领域。铝合金阳极氧化技术可以提高铝合金的耐磨性和耐腐蚀性 [ 1 ] ，是智能手机等3C产品理想的外壳材料，也广泛应用于航天、光电学及磁学等方面。但铝合金阳极氧化所获得的氧化膜厚度并不均匀，且表面不平整，一般不能直接应用于光电领域以及3C产品中，有必要研究氧化铝薄膜生长的影响因素，以获得高质量的平整表面。 电解抛光是一种以“电解液 + 直流电源”的交互作用，对铝合金表面进行精细处理的抛光工艺，可以消除金属表面磨损、划痕等表面缺陷，获得光洁平整的光亮镜面 [ 2 ] 。具体操作流程为：将铝合金放入盛有抛光专用电解液的电解槽中，通电反应后铝合金表面会生成一层钝化膜，铝离子透过该膜后迅速扩散，使得铝合金表面的凸出部分和表面未凸出部分形成电流密度差，导致凸出部分溶解速度大于表面未凸出部分，从而实现了使表面平整的效果。 为获得高质量平整表面的铝合金多孔阳极氧化膜，本文采用电化学抛光技术对1060铝合金进行了处理获得了镜面效果，探讨了铝合金表面形貌对制备纳米孔氧化铝膜的影响，分析了氧化铝膜缺陷产生的原因。该问题的研究对于拓宽氧化铝模板的应用及大尺寸有序氧化铝的制备均具有着重要的指导意义。
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user: 2. 仪器与材料 2.1. 实验仪器 MiniFlex II型X射线衍射仪(日本Rigaku公司)；JSM-7610F扫描电子显微镜(日本电子株式会社)；FlexSEM1000扫描电子显微镜(日本Hitachi公司)；高频脉冲直流恒压恒流电源(深圳富顺泰科技公司)；THD-0506型低温恒温槽(宁波天恒仪器厂)；85-2A型磁力搅拌器(常州荣冠实验分析仪器厂)。 2.2. 实验材料 主要材料：1060铝合金片(化学组成(wt%)：Al，99.6%；Si ≤ 0.25%；Cu ≤ 0.05%；Mg ≤ 0.05%；Zn ≤ 0.05%；Mn ≤ 0.05%；Fe ≤ 0.4%；V ≤ 0.05%；Ti ≤ 0.03%)；丙酮、氢氧化钠、高氯酸、无水乙醇、草酸、磷酸(均为分析纯)。
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user: 3. 方法与结果 3.1. 实验方法 预处理：将铝片剪裁成14 mm*30 mm*0.4 mm尺寸的样片并在丙酮中超声清洗以进行表面脱脂 [ 3 ] 后，在40 g/L的NaOH溶液中进行碱洗，直到出现大量气泡后取出，去离子水超声水洗晾干；将样片置于体积比为1:4的高氯酸/无水乙醇 [ 4 ] 混合溶液中，在电流密度为70 mA/cm 2 的电化学条件下电解抛光4 min~6 min至镜面，阳极为样片，阴极为石墨，0℃~5℃下磁力搅拌，抛光完成后超声去离子水清洗，再经无水乙醇清洗后快速晾干装入自封袋，待后续实验操作。 阳极氧化：预处理后的铝片作阳极，石墨片作阴极，阴极面积稍大于阳极面积，0.3 mol/L草酸溶液为电解液 [ 5 ] ，控制氧化电压，调至稳压50 V，以稳定的氧化电流反应40 min。 3.2. 电化学抛光对铝片表面形貌的影响 图1为抛光铝片和未抛光铝片的表面形貌电镜照片。通过扫瞄电子显微镜照片可以看出，未经过电化学抛光处理过的铝片表面如图1(a，c)还存在制备过程中产生的凹坑等机械微观缺陷，表面较为粗糙，在高倍数下晶粒尺寸不均匀呈圆柱状，存在晶界的应力集中，晶界周围有纳米级的白色偏析物质，取图1(c)中白色偏析物质部位做能谱结果如图2，表1为白色偏析物质的质量结果，该偏析物含有较多的Al、Ti元素，其余组分为C、Mg和Si。 图1. (a)未抛光铝片的SEM表面图；(b)抛光铝片的SEM表面图；(c)未抛光铝片的SEM正面图；(d)抛光铝片的SEM正面图 图2. 白色偏析物质的EDS谱 Table 1 Quality results of white segregate substanc Elt. Line Intensity (c/s) Conc. Units C Ka 14.14 3.060 wt.% Mg Ka 21.22 0.557 wt.% Al Ka 2114.25 57.769 wt.% Si Ka 0.74 0.032 wt.% Ti Ka 589.09 38.582 wt.% 100.000 Wt% 表1. 白色偏析物质的质量结果 采用电化学抛光之后其表面变得光亮平滑，如图1(b)电镜下凸起都有效地去除了，在微米级是光滑平整的，呈镜面状态，平均反射率在90%以上，使铝片的表面形貌平整均一。如图1(d)表面覆盖的粗大的晶粒及白色偏析物质被有效溶解，晶界的应力集中现象也明显变少，得到了细化均匀的晶粒，组织非常均匀，在相同倍数的电镜照片下很难观察到有微观缺陷的存在。 3.3. 铝片表面形貌对制备纳米孔氧化铝膜的影响 图3为两种铝片在相同的氧化条件下分别经过氧化后得到的纳米孔氧化铝膜的电镜照片。从其正面的电镜照片可以明显看出不同表面形貌的铝片氧化得到了不同形貌的氧化铝膜。图3(a)是抛光铝片得到的氧化铝，其多孔阳极氧化铝的结构也与目前学术界所普遍认同的AAO模板结构相一致，由截面图4可以看出，在铝基底上，高度有序的密排纳米孔垂直于模板的表面并贯穿模板，孔洞之间没有交叉现象，纳米孔洞整齐地分布在模板上，每个孔洞都独立存在，整个模板就是一块“带孔的板” [ 6 ] 。本文所制备的AAO模板的厚度大约为20 um，纳米管管道的孔径为大约150纳米，孔径尺寸均匀，孔径与孔径之间的间隔大约为60纳米，较Masuda所得出孔径两倍于孔距的规律 [ 7 ] 稍小一点。 值得注意的是，在相同的氧化条件下未抛光铝片氧化得到了杂乱无章的氧化铝结构如图3(b)及图4(b)，该显著区别间接证明了铝片表面形貌对氧化铝生长起到了关键作用。 图3. (a)抛光铝片制备的多孔阳极氧化铝膜SEM正面图；(b)未抛光铝片制备的多孔阳极氧化铝膜SEM正面图 图4. 0.3 mol/L草酸，40 min，0℃下氧化腐蚀铝表面得到的SEM表面图。(a)抛光铝片制备的多孔阳极氧化铝膜SEM表面图；(b)未抛光铝片制备的多孔阳极氧化铝膜SEM表面图 一方面可能是在阳极氧化过程中由于较高的电压造成相对较高的电流密度，由于铝片表面不平整，造成局域电流密度的集中，成膜速率较其他部位快 [ 8 ] ，随着反应的进行形成应力分布不均进而使多孔结构层产生裂纹导致无序排布；另一方面可能是因为杂质元素在铝基体中以少量固溶形式存在，并在铝表面尤其在晶界处形成掺杂金属富集层且含量高于铝中该元素的含量。当阳极氧化开始时，由于电场的作用，铝离子从金属内部迁移到金属与电解液界面，遇到溶液中的含氧阴离子促成了氧化铝膜的形成 [ 9 ] ，但杂质元素不能与其周围的铝反应过程同步，抑制氧化膜的生长 [ 10 ] ，从而多孔氧化膜层结构的不均匀生长。进一步研究表明，未抛光铝片阳极氧化制备的铝片的XRD分析结果如图5，在20˚~50˚左右有一明显的弥散宽峰，这是Al 2 O 3 非晶态衍射峰的特征，说明制备的多孔阳极氧化铝膜的物相是非晶状态。但在2θ为39.018˚，45.252˚处出现的峰均为晶态铝的XRD衍射峰，并且晶态铝衍射峰的位置都稍有偏移，该现象是固溶体合金物相的检测结果，说明了以偏析物质形式存在的铝在氧化生长过程中受到了抑制。 图5. 未抛光铝片制备的阳极氧化铝膜的XRD谱