DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. “一带一路”发展战略对电子信息行业的深远影响 (一) 宏观形势 以创新驱动为代表的新型增长模式正在加速电子信息行业的转型升级，电子信息技术领域作为全球高科技资源与人才聚集、最具变革性、技术更新产品升级速度快的典型代表，行业竞争态势已日趋多元化 [ 5 ] 。全球电子信息企业向未来市场空间巨大的云计算、大数据、人工智能等技术方向抛出“橄榄枝”，投入大量资源，布局新兴产业和技术 [ 6 ] 。“一带一路”、“走出去”等国家战略对国内电子信息企业国际化战略提出了新的要求，将促使国际化战略成为企业发展的新动能和新经济增长极。“十三五”乃至更长一段时间，我国将致力于构建全方位对外开放的新格局，“一带一路”战略布局的有序开展，将推进实现亚、欧、非地区多达65个国家的共同发展 [ 7 ] 。从全球电子信息产业的发展形势来看，软硬件服务一体化、完整解决方案供应、全球资源整合、军民融合发展正逐步演变为未来发展的大趋势 [ 8 ] ，同质化产品和低端技术将被挤出市场，国际政治、经济、社会秩序将助推企业资源的“重新洗牌”。 (二) 机遇与挑战 1) 发展的机遇 一方面，政治格局趋于多极化发展，我国的影响力正在逐步增强。随着全球经济复苏放缓，美国、欧元区、日本的影响力在相对下降，传统经济体制和发展模式的潜能已消退，世界经济发展需要新的、多元动力支撑，大国间的合作趋势已日渐明朗。“一带一路”战略将促使亚太、非洲、拉美等发展中国家，以及沿途的中亚、东南亚、欧洲等地区的发达国家不断加强对外合作。重点国家需求突出。受世界金融体系压制，“一带一路”沿线的发展中国家经济增长乏力，深陷“流动性陷阱”。例如，中国与巴基斯坦全天候战略伙伴关系需要进一步强化；缅甸民选政权上台不久，国内局势不稳；伊朗防范美国、以色列的经济、军事双重威胁；沙特阿拉伯反恐维稳；阿尔及利亚、苏丹、津巴布韦、巴西、阿根廷、委内瑞拉和古巴等国家也都有强烈的电子信息产品和技术采购需求。 另一方面，我国为主导的国际金融经济新秩序正在建立，新兴市场主体在资本市场的话语权正逐步加大。上合组织开发银行、金砖国家开发银行的建立，将重构国际金融安全网；亚洲基础设施投资银行57个创始成员国的加入、丝路基金400亿美元的推进，人民币国际化的稳步开展，都将改善我国在亚太地区乃至全球的金融环境，并有力保障发展中国家和地区的基础设施建设快速发展。上海经合组织、欧亚经济联盟、中国–东盟(10 + 1)、中日韩自贸区等为电子信息企业的国际化战略提出了新的要求。目前，我国电子信息企业，如华为、中兴、航天科工、中国电子等均重点从加快基础设施、支持技术业务创新、推动跨国融合发展、加强开放共享合作等四个方面，成体系推动“网络强国、中国制造2025、互联网+”等战略计划“走出去”，推动信息技术与当地经济社会发展的深度融合，积极拓展国内品牌在电子信息领域的国际影响力和话语权。 2) 面临的挑战 复杂多变的国际经济形势与政治环境使我国国家安全和经济发展面临一系列挑战。局部地区动荡持续，世界各大经济体复苏进度分化明显，朝韩、印巴、中日等地区热点与敏感问题频发，美国将东盟多个国家拉入TPP谈判，妄图瓦解亚太和平发展与“一带一路”战略格局。发达国家重点发展先进制造业，加速进入“工业4.0”、“新硬件”、“人工智能”时代，新兴经济体和发展中国家加速发展具有比较优势的产业，分别在电子信息产业链高端和价值链关键环节对我国企业形成“挤压”效应。全球电子信息技术领域的产业结构调整和转型升级要求不断加大，我国企业在技术研发上的投入和转型方向上把控有所不足。此外，各种原材料、能源、配套产品及人工等成本持续上涨，国际业务利润趋薄已成为新的发展难题。部分核心关键技术和关键元器件仍然依赖于国外进口，国际技术垄断问题成为制约我国电子信息行业发展的瓶颈，品牌国际形象和影响力不足也是限制国外企业国际化竞争力的关键。
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user: 3. “一带一路”下的军工电子企业国际化经营战略 (一) 中国电科发展概况 中国电子科技集团公司(以下简称“中国电科”)成立于2002年，是中央直接管理的国有重要骨干企业、国务院授权的重要投资机构、十大军工集团之一，2016年《财富》杂志世界500强企业排名第400位。作为深耕于国防现代化和国民经济信息化建设的军工电子“国家队”和电子信息技术领域“主力军”，中国电科现有下属二级单位66家，三级及以下单位543家，上市公司8家，分布在全国26个省、市、区。拥有国家级重点实验室18个，国家级研究中心和创新中心10个，省部级和集团公司重点实验室14个，博士后科研工作站20个。现有中国工程院院士11人，有突出贡献中青年技术专家36人，享受国务院特殊津贴574人。 中国电科一直将国际化战略作为主营业务之一，历来重视“预警机”等军工电子装备出口和民品出口。截至2016年底，中国电科已在境外设立了38个分公司、40个办事处，国际化经营专职人员2300余人，其中外籍雇员701人。 (二) “十三五”国际化经营战略 “一带一路”战略的规划期约为35年，将分三步走，是一项长期的国家战略。在未来的具体实施中，代表国家军工电子企业的中国电科势必扮演至关重要的角色，发挥积极的作用。 1) 发展思路 以服务国家外交战略实施的建设“世界一流创新型领军企业”为目标，以“安全、智慧”事业为后盾，坚持“业务统筹、互利共赢、安全有序、品牌塑造”发展原则，充分发挥军民深度融合优势，打造具有国际竞争力的拳头产品，确保到2020年实现国际化业务600亿元以上收入目标。塑造覆盖全球市场的“电科系”品牌形象，以国际合作提升产品、产业、服务全面升级，切实提升国际化战略能力和国际市场竞争力。 2) 战略目标 到2020年，传统优势市场不断巩固扩大，中东、前苏联地区、南美、非洲、中欧等重点新兴市场开拓取得明显成效，全面深耕巴基斯坦、埃及、伊朗、东南亚等主导市场，不断提高中国电科产品的市场占有率和市场话语权；全力打造以预警机、光伏产业等为代表的重点项目，形成国际市场全面布局、体系化产品带动、国际业务规模效益不断提升的良性发展态势；以海外代表处为中心，联合下属成员单位建设覆盖全球重要区域的国际经营网络；国际合作不断取得新突破；具备较强的境外人才、科技等资源利用能力及境外资本和资产运作能力；品牌体系知名度和国际影响力显著提升。
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user: 4. 建设“世界一流创新型企业”的发展路径 2016年7月，习近平总书记在全国科技创新大会上，明确提出要建设“世界一流创新型强国”目标，电子信息技术领域企业必须充当“排头兵”，借“一带一路”发展战略的契机，率先建设成为“世界一流创新型企业”。经过案例研究和综合分析，国内电子信息行业企业国际化战略必须从以下四个方面着手。 1) 产品和服务 军工企业受到体制制约、缺乏市场意识等制约，习惯于军队采购单一模式，在产品和服务供给方面存在“短板”，一方面要对用户和市场进行充分调研，根据具体需求细分市场，提供灵活、定制的差异化产品，在满足国际标准基础上形成真正有国际竞争力的产品，并提供后续售后和升级服务；另一方面，缺少经营实体和足够的服务人员是制约国内企业国际化战略的短板，服务水平是很多国家和地区衡量产品性价比的重要指标。 2) 国际品牌 品牌价值代表客户对产品和服务的认可度和忠诚度。所以，能否形成高识别度和高形象质量的品牌是军工企业国际化业务最大的价值体现。首先，要研究和利用国际商标、专利保护制度，研发和申请具有自主知识产权的核心技术，并形成较为完备的产品体系。其次，通过有国际影响力的事件活动来提升品牌价值是最有效的途径。 3) 企业管理 现代管理学的整个理论体系基本上都来自于国外，很少有成体系的中国企业现代管理的理论与文化。很多国外学者对中国管理学的认识和理解都是对古代管理思想的“只言片语”。我国的还有军工企业要走向世界，除了要学习、理解国外的企业管理知识，还要形成既符合自身发展规律又被西方认可的管理模式和方法，进而形成特色管理理论。 4) 地缘政治 各国由于地域文化的不同，导致外交、经济、历史、法律、生活习俗等方方面面存在差异和约束，国际法以及一些国际公约也是不能忽略的因素。例如，中国电科参与的平方公里阵列(SKA)，是由十多个国家共同参与的国际大科学工程，要在澳大利亚、南非建设天文望远镜时，遇到当地税收、环保、劳动法等政策限制，不仅增加了项目成本，还为项目执行增加诸多不便。因此，在多国努力下，SKA由一家英国注册公司转换为国际政府组织，享受优先于任何一国当地法律的政策优惠，解决了政策瓶颈问题。
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user: 5. 结论 以上分析，为我国军工电子企业在“一带一路”国家战略背景下发展国际化业务提供了参考和战略思考。总体来说，“一带一路”已上升为国家战略，为我国军工电子企业提出了新的要求和挑战，能否抓住发展机遇，谋划和实施共同将决定企业未来发展的成败。在新的历史时期，“一带一路”为电子信息行业打开了一扇重要窗户，为中国电科为代表的军工电子企业提供了前所未有的发展机会和宽广的国际舞台，军工电子企业应牢记使命与责任，努力成为电子信息领域具有全球影响力的“世界一流创新型企业”。
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user: 摘 要 本文分析了基于非独立同分布样本的最小二乘系数正则化算法的误差。全文的框架不同于以往的经典核学习方法。核函数仅仅满足连续性和一致有界性；我们进行基于输出样本满足广义矩理论的误差分析，而不再考虑标准的输出有界假设。最后通过利用积分算子技术得到了满意的与容量无关的误差界和学习率。 关键词 :系数正则化回归，不定核，强混合条件，积分算子 Copyright © 2017 by authors 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: 2. 假设与结论 设 X 是紧的距离空间， K ˜ 是Mercer核， ρ X 为定义在 X 上非退化的Borel测度，对任意的 f ∈ L v 2 ( t ) ，定义积分算子为： L K ˜ ， υ f ( x ) = ∫ X K ˜ ( x ， t ) f ( t ) d ρ X ( t ) ， x ∈ X (2.1) 假设1 (Non-iid Sampling Condition)：存在一些正整数 N 0 ，在 X 上有两个正的有界的Borel测度，使得 μ ˜ ≤ μ ≤ μ ^ ， ∀ m ≥ N 0 . (2.2) 其中 μ ≡ 1 m ∑ i = 1 m ρ X ( i ) 。 假设2 (Approximation Condition)：存在 a 0 > 0 ， 0 < β ≤ 1 ，使得 D ( λ ) = min f ∈ H K ˜ { ‖ f − f ρ ‖ L μ ^ 2 2 + λ ‖ f ‖ K ˜ 2 } ≤ a 0 2 λ β ，   ∀ λ > 0 (2.3) 通过求导运算，有 D ( λ ) = λ ‖ ( λ I + L K ˜ ， μ ^ ) − 1 2 f ρ ‖ L K ˜ ， μ ^ 2 2 (2.4) 即， f ρ ∈ R a n g e ( L K ， μ ^ β 2 ) [ 16 ] 。 定理2.1假设Non-iid Sampling Condition (2.2)和Approximation Condition (2.3)成立，样本序列 z i = ( x i ， y i ) ， 1 ≤ i ≤ m 满足强混合条件，并且 0 < λ ≤ 1 。则对任何 0 < η < 1 ， 1 − η 的概率下有 ‖ f Z ， λ − f ρ ‖ ρ X ≤ 2 a 0 λ β / 4 η + C η m − 1 / 2 λ − 1 / 4 [ 1 + m − 1 / 4 λ − 1 / 4 ( 1 + ∑ l = 1 m α l ) 1 / 4 ]     × [ 1 + λ ( β − 1 ) ( p − 2 ) / 4 p ( ∑ l = 1 m α l ( p − 2 ) / 2 ) 1 / 2 + λ ( β − 1 ) / 4 ( 1 + ∑ i = 1 m α i ) 1 / 2 ] 成立。 其中 C 是与 k ， M ， p ， a 0 有关的常数。 基于定理2.1，通过选择合适的 λ (与 m 相关)可以得到算法(1.3)的收敛速率。即： 定理2.2在定理2.1的假设下，且对于一些 a > 0 和 t > 0 ，满足 α l ≤ a l − t ， 则有 ‖ f Z ， λ − f ρ ‖ L μ ˜ 2 ≤ C ˜ ( m − θ ( β ， t ) min { p − 2 p t ， 1 } ( log m ) 3 / 4 ) 这里 θ ( β ， t ) 定义为： θ ( β ， t ) = { p β 4 ( β + p − 1 ) ，           0 < β < 1 ，   0 < t < p p − 2 β 4 ，                                           0 < β < 1 ，   t ≥ p p − 2 1 4 ，                                                             β = 1 定理2.1，定理2.2的证明会在第4部分-误差分析给出。 下一节我们会给出一些基本引理。□
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user: 3. 基本引理 证明定理2.1还需要一些结论。首先我们用以下引理 [ 3 ] 来处理a-混合条件。定义向量值随机变量 ξ 的 u 阶矩为： ‖ ξ ‖ μ = ( E ‖ ξ ‖ H μ ) 1 / μ ( 1 < u < ∞ ) ， ‖ ξ ‖ ∞ = sup ‖ ξ ‖ H . 引理3.1假设随机样本 z i = ( x i ， y i ) ， i ≥ 1 满足a-混合条件。设 ξ ， η 为取值在可分Hilbert空间H中，分别关于 σ 代数 J 与 D 可测的随机变量。对任意的 1 < p ， q ， t < ∞ ，满足 p − 1 + q − 1 + t − 1 = 1 或者 p = q = ∞ ， t = 1 ，则有 | E ( ξ ， η ) − ( E ξ ， E η ) | < 15 α 1 t ( J ， D ) ‖ ξ ‖ p ‖ η ‖ q (3.1) 讨论假设空间的逼近能力，需要以下函数 g μ ， λ = arg min f ∈ H K ˜ { ‖ f − f ρ ‖ L μ 2 2 + λ ‖ f ‖ K ˜ 2 } (3.2) 通过对(3.2)的求导运算，可以得到 g μ ， λ = L K ˜ ， μ ( L K ˜ ， μ + λ I ) − 1 f ρ (3.3) 同样，也需要以下引理。 引理3.2对 ∀ f ∈ H K ˜ ， L K ˜ ， μ 1 2 为从 L μ 2 到 H K ˜ 的等距同构映射，则有 ‖ f ‖ L μ 2 = ‖ L K ˜ ， μ 1 2 f ‖ K ˜ (3.4) 引理3.3在假设1 (Non-iid Sampling Condition) (2.2)和假设2 (Approximation Condition) (2.3)成立的条件下，则有 ‖ ( λ I + L K ， μ ) − 1 2 f ρ ‖ L μ 2 ≤ a 0 λ ( β − 1 ) / 2 (3.5) 证： D ( λ ) ≥ min f ∈ H K ˜ { ‖ f − f ρ ‖ L μ 2 + λ ‖ f ‖ K ˜ 2 } = ‖ g μ ， λ − f ρ ‖ L μ 2 2 + λ ‖ g μ ， λ ‖ K ˜ 2 = ‖ λ ( L K ˜ ， μ + λ I ) − 1 f ρ ‖ L μ 2 2 + λ ‖ L K ˜ ， μ 1 2 ( L K ˜ ， μ + λ I ) − 1 f ρ ‖ L μ 2 2 = λ ‖ ( λ I + L K ˜ ， μ ) − 1 2 f ρ ‖ L μ 2 2 在给出下一个引理之前，这里先给出一些概念：定义样本算子 S x : H K → R m 为 S x f = { f ( x i ) } i = 1 m ，对任意的 f ∈ H K ˜ ， 其中 x = { x i } i = 1 m ⊆ X 。 那么， S x 的共轭算子 S x ∗ : R m → H K ˜ 为 S x ∗ c = ∑ i = 1 m c i K ˜ ( ⋅ ， x i ) 这里， c = ( c 1 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， c m ) ∈ R m 。 在文献 [ 10 ] [ 13 ] 里已经证明有 f Z ， λ = ( λ I + ( 1 m S x ∗ S x ) 2 ) − 1 1 m 2 S x ∗ S x S x ∗ y             = ( λ I + ( 1 m S x ∗ S x ) 2 ) − 1 ( 1 m S x ∗ S x ) 1 m S x ∗ y (3.6) 接下来给出Hilbert Schmidt [ 7 ] 的定义和性质： 令 H S ( H K ˜ ) 是 H K ˜ 上所有的Hilbert Schmidt类，它构成了一个Hilbert空间，其内积为 〈 T ， S 〉 H S : = ∑ i = 1 ∞ 〈 T φ i ， S φ i 〉 K ˜ 其中 { φ i } i = 1 + ∞ 是 H K 的一组正交基并且这个定义不依赖于基的选择。 我们需要Hilbert Schmidt算子的下列性质。 1) 对 ∀ h ∈ H K ˜ ，定义一秩算子 h ⊗ h ( f ) = 〈 h ， f 〉 K ˜ ，并且它是一个Hilbert Schmidt算子满足 ‖ h ⊗ h ‖ H S = ‖ h ‖ K ˜ 2 。记 E 1 m S x ∗ S x = E 1 m ∑ i = 1 m K ˜ x i ⊗ K ˜ x i = 1 m ∑ i = 1 m L K ˜ ， ρ X ( i ) = L K ˜ ， μ (3.7) 2) 对任意Hilbert Schmidt算子 T ，有 ‖ T ‖ ≤ ‖ T ‖ H S 。 接下来的引理给出了经验积分算子的收敛性： 引理3.4假设随机变量序列 z i = ( x i ， y i ) ， 1 ≤ i ≤ m 满足强混合条件，则下列不等式成立 ‖ 1 m S x ∗ S x − L K ˜ ， μ ‖ ≤ k 2 m ( 1 + 30 ∑ l = 1 m − 1 α l ) 1 2 (3.8) 证：由(3.7)式和 L K ˜ ， μ 是一Hilbert Schmidt算子，有 E ‖ 1 m S x ∗ S x − L K ˜ ， μ ‖ 2 ≤ E ‖ 1 m ∑ i = 1 m K ˜ ( ⋅ ， x i ) ⊗ K ˜ ( ⋅ ， x i ) − L K ˜ ， μ ‖ H S 2 = E ‖ 1 m ∑ i = 1 m K ˜ x i ⊗ K ˜ x i ‖ H S 2 − ‖ L K ˜ ， μ ‖ H S 2 = E 1 m 2 ∑ i = 1 m ‖ K ˜ x i ⊗ K ˜ x i ‖ H S 2 + 1 m 2 ∑ i ≠ j E 〈 K ˜ x i ⊗ K ˜ x i ， K ˜ x j ⊗ K ˜ x j 〉 H S − ‖ L K ˜ ， μ ‖ H S 2 记 ‖ K ˜ x i ⊗ K ˜ x i ‖ H S 2 ≤ k 4 [ 11 ] ，由引理3.1，当 p = q = ∞ 且 t = 1 时有，当 i ≠ j ， E 〈 K ˜ x i ⊗ K ˜ x i ， K ˜ x j ⊗ K ˜ x j 〉 H S ≤ 〈 E K ˜ x i ⊗ K ˜ x i ， E K ˜ x j ⊗ K ˜ x j 〉 H S + 15 α | i − j | ‖ K ˜ x i ⊗ K ˜ x i ‖ ∞ ‖ K ˜ x j ⊗ K ˜ x j ‖ ∞ ≤ ‖ L K ˜ ， μ ‖ H S 2 + 15 k 4 α | i − j | 然后有 E ‖ 1 m S x ∗ S x − L K ˜ ， μ ‖ 2 ≤ k 4 m + m 2 − m m 2 ‖ L K ˜ ， μ ‖ H S 2 + 30 k 4 m ∑ l = 1 m − 1 α l ‖ L K ˜ ， μ ‖ H S 2 ≤ k 4 m ( 1 + 30 ∑ l = 1 m − 1 α l )
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user: 摘 要 本文的目的在于找出影响糖尿病患者糖化血红蛋白含量的主要危险因素。通过收集某医院在2015年1月至2016年12月间的糖尿病患者的临床及实验室数据资料，从中随机抽取10例具代表性、完善性的数据资料，然后使用超拉丁方抽样的方法对这些数据资料进行加工处理，得到一组全新的抽样数据。之后使用minitab软件工具对抽样数据作多元线性回归分析，得出同时具有医学意义和统计学意义的可靠结论。 关键词 :糖化血红蛋白，超拉丁方，相关系数，回归分析 Copyright © 2017 by authors 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. 背景 糖尿病是以持续高血糖为其基本生化特征的一种慢性全身性代谢性疾病，主要是由于体内胰岛素分泌绝对或相对不足，从而导致以糖代谢紊乱为主的糖、蛋白质、脂肪代谢紊乱的一种综合病症 [ 1 ] 。目前糖尿病诊断标准更新的主要变化是将糖化血红蛋白(HbA1c)应用于糖尿病的诊断，糖化血红蛋白是血液中红细胞内的血红蛋白与血糖结合的产物，其结合生成糖化血红蛋白是不可逆反应，并与血糖浓度成正比，且保持120天左右，所以可以观测到120天之前的血糖浓度。糖化血红蛋白测试通常可以反映患者近8~12周的血糖控制情况 [ 2 ] 。2010年1月国际专家委员会发表声明将糖化血红蛋白(HbA1c)作为糖尿病诊断指标，确定HbA1c ≥ 6.5%为诊断切点 [ 3 ] ，这也进一步确定了HbA1c在糖尿病诊断史上的地位。 考虑到HbA1c ≥ 6.5%被作为糖尿病的诊断切点。本文对影响糖尿病患者糖化血红蛋白(HbA1c)含量的主要危险因素统计分析，为临床合理治疗与护理以及应用药物提供科学依据。
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user: 2. 资料与方法 数据来源于某医院计算机系统中2015~2016年糖尿病患者的临床及实验室数据资料，包括糖化血红蛋白(Y， %)、年龄(X1，岁)、体重指数(X2， kg/m 2 )、总胆固醇(X3， mmol/L)、收缩压(X4， mm/Hg)和舒张压(X5， mm/Hg)等数据资料 [ 4 ] 。现从中随机抽取具代表性的10例，数据见下表1。 2.1. 超拉丁方抽样 当试验点之间有负相关时，方差Var(y(x)) = n可以减少，即可以提高估计总体均值的精度。基于这种思想，McKay et al. (1979)提出了超拉丁方抽样方法(LHS)，该方法是采用两步随机化，可以给出总体均值的无偏估计，且其渐近方差比SRD的小，其本质是分层抽样方法。假如试验次数为n，LHS方法首先对区域进行分层，即区域的每一维都等分为n个小区间，这样试验域就等分为 n s 个小方格，然后在 n s 个方格中选取n个方格，使得任一行和任一列都仅有一个方格被选中，最后在选中的n个方格中各自随机选取一个点组成最后的n个试验点，这种方法使试验域 C s 内任一点都可能被抽到 [ 5 ] 。给定试验点数n和因素个数s，LHS的构造过程分为两步，具体的构造方法如下。 Table 1 Data of 10 diabetic patient 编号 X 1 X 2 X 3 X 4 X 5 Y 1 49 32.19 6.0 148 90 7.8 2 64 25.24 7.0 151 80 7.4 3 66 24.26 4.8 156 87 7.2 4 48 26.18 7.6 139 86 7.5 5 47 32.07 5.7 157 89 7.7 6 59 25.19 6.6 156 81 7.1 7 76 27.26 5.4 140 85 6.9 8 74 24.94 7.3 150 82 7.9 9 65 24.34 2.5 142 93 6.8 10 53 24.43 7.1 145 84 7.3 表1. 10例糖尿病患者的数据资料 步骤1取s个独立的 { 1 ， ⋯ ， n } 的随机置换 π j ( 1 ) ， ⋯ ， π j ( n ) ， j = 1 ， ⋯ ， s ，将它们作为列向量组成一个 n × s 设计矩阵，称为超拉丁方设计(Latin hypercube design， LHD)，记为LHD(n，s)，它的第k行第j列的元素记为 π j ( k ) 。 步骤2取[0，1]上ns个均匀分布的独立抽样， U i j ~ U ( 0 ， 1 ) ， i = 1 ， ⋯ ， n ， j = 1 ， ⋯ ， s 。记 x k = ( x k 1 ， ⋯ ， x k s ) ′ ，其中 x k j = π j ( k ) − U k j n ，   k = 1 ， ⋯ ， n ;   j = 1 ， ⋯ ， s 。 (2.1) 则设计 D = { x 1 ， ⋯ ， x n } 即为一个LHS设计，并记为LHS(n，s)。 2.2. 由10例糖尿病患者数据资料生成超拉丁方设计 对抽样数据进行处理，令 x k j = π j k − X j ¯ n ，其中 n = 20 ， k = 1 ， ⋯ ， 20 ， j = 1 ， ⋯ ， 6 ，并且使 Y = X 6 ， X j ¯ 是组 X j 数据的均值。 为了减小误差，对六组数据的处理有所不同， X 1 组数据是每组的每个数据减去该组均值然后除以2得到一个新的[0，10]上的取值， X 2 、 X 3 、 X 4 、 X 5 四组数据是每组的每个数据减去该组均值然后得到一个新的[0，10]上的取值， X 6 (即Y)组数据是每组的每个数据减去该组均值然后乘以10得到一个新的[0，10]上的取值。其中 X 1 ¯ = 60.1 、 X 2 ¯ = 26.61 、 X 3 ¯ = 6 、 X 4 ¯ = 148.4 、 X 5 ¯ = 86.7 、 Y ¯ = X 6 ¯ = 7.36 。由超拉丁方抽样的构造过程可知：1) 它很容易产生；2) 它可以处理试验次数n与因素个数s较大的问题；3) 与完全随机抽样相比，它估计y的样本均值的样本方差更小。而且它的表现比完全随机抽样稳定，故在实际中大量使用，能够很好的配合计算机试验，帮助我们高速、有效地处理越来越复杂的问题。 表2给出了根据表1数据所得到的超拉丁方(LHS)设计。
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user: 3. 统计数据分析 对于表2的数据资料用minitab统计软件计算的主要结果见表3和表4。 由上表3可见，F = 2.72， P ≤ 0.01，此回归方程有统计学意义。由上表4可见，自变量 X 2 、 X 3 、 X 4 按 α = 0.05 水平有统计学意义，但 X 1 和 X 5 无统计学意义。 Table 2 A Latin hypercube design based on data from 10 patients with diabetes mellitu 编号 X 1 X 2 X 3 X 4 X 5 Y 1 5.55 5.58 0 0.4 3.3 4.4 2 1.95 1.37 1 2.6 6.7 0.4 3 2.95 2.35 1.2 7.6 0.3 1.6 4 6.05 0.43 1.6 9.4 0.7 1.4 5 6.55 5.46 0.3 8.6 2.3 3.4 6 0.55 1.42 0.6 6.6 5.7 2.6 7 7.95 0.65 0.6 8.4 1.7 4.6 8 6.95 1.67 1.3 1.6 4.7 5.4 9 2.45 2.27 3.5 6.4 6.3 5.6 10 3.55 2.18 1.1 3.4 2.7 0.6 表2. 由10例糖尿病患者的数据资料生成的超拉丁方设计 Table 3 Variance analysis table of regression equatio 变异来源 自由度 SS MS F p 回归 5 20.524 4.105 1.18 0.009448 残差误差 4 13.876 3.469 合计 9 34.400 表3. 回归方程的方差分析表 Table 4 Estimation results of partial regression coefficient 自变量 偏回归系数 系数标准误差 T P 常数项 −0.01300 0.01712 −0.76 0.180 X 1 0.01119 0.01822 0.61 0.549 X 2 0.02565 0.03720 0.69 0.046 X 3 0.05274 0.03694 1.43 0.006 X 4 0.04701 0.01685 2.79 0.014 X 5 −0.00836 0.01723 −0.49 0.635 表4. 偏回归系数估计结果 结果：体重指数、总胆固醇和收缩压对于糖尿病患者糖化血红蛋白的含量具有统计学意义上的显著影响，是影响糖尿病患者糖化血红蛋白含量的主要危险因素。 与前作参考文献 [ 4 ] 中的抽取20例糖尿病患者的数据资料用SPSS统计软件作多元线性回归分析进行比较，本文仅抽取10例糖尿病患者的数据资料，而且使用了超拉丁方抽样的方法对数据进行处理，得到更加科学、客观的一组全新数据，之后再作多元线性回归分析，仍然得出了与前作类似的符合医学生物学原理的结论。由此可见超拉丁方抽样方法的强大功能，仅仅根据少量数据也能够得到依靠大量数据才能够获得的统计结果。 结论：多个相关的研究显示，糖化血红蛋白可反映患者近2个月的平均血糖水平，研究发现其与糖尿病并发症的发生有关 [ 6 ] ；体重指数是目前评价肥胖的指标，肥胖患者普遍存在胰岛素抵抗、高胰岛素血症、脂代谢异常、高血压等，是糖尿病慢性并发症的高危因素 [ 7 ] 。同时，国外有研究发现，收缩压为糖尿病肾病病变的独立危险因素；糖化血红蛋白还是糖尿病视网膜病变的主要危险因素；高胆固醇是糖尿病周围神经病变的主要危险因素 [ 8 ] 。 总之，体重指数、总胆固醇、收缩压和糖化血红蛋白是糖尿病慢性并发症发生的危险因素，特别是糖化血红蛋白含量更是糖尿病临床诊断的代表性指标，而且体重指数、总胆固醇、收缩压又是影响糖尿病患者糖化血红蛋白含量的主要危险因素，所以各危险因素相辅相成，时刻威胁着糖尿病患者的身体健康。除此之外，虽然影响糖尿病患者糖化血红蛋白(HbAlc)的主要危险因素我们已经找到，是体重指数、总胆固醇和收缩压，但是年龄、病程、高血压、高血糖、血脂紊乱也是影响糖化血红蛋白含量特别是糖尿病慢性并发症发生的危险因素。所以说严格控制所有的这些因素是提高糖尿病患者健康生活质量、预防和延缓糖尿病患者慢性并发症发生发展的重要措施，能最大限度地降低糖尿病对机体健康的危害。
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user: 摘 要 在Xue-Zhong He and Youwei Li (2015)工作的基础上，本文实证评估了含异质交易者的市场分数资产定价模型，基于Monte-carlo模拟方法估计幂率衰减指数、GARCH参数、TGARCH参数，分别解释金融序列的长记忆性、波动聚集性和非对称性。文章对深证综指做了实证研究，并对模型结果和真实市场结果进行比较，结果显示异质信念模型可以很好的描述真实市场。 关键词 :异质交易者，Monte-Carlo模拟，幂率衰减，GARCH，TGARCH Copyright © 2017 by authors 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 所有的金融类文献都承认了交易者具有异质性，并且异质性会影响资产定价。异质性就是行为的不同，比如风险厌恶的不同，但更明显的是信念(期望)的不同。早期的例子是Lintner (1969) [ 1 ] 研究发现金融市场中投资者的交易策略和表现各不相同，典型的HAMs也高度重视期望的不同，但是同经典的资产定价模型相比，它不同于理性预期和单一代理概念，应用了有限理性交易者，这一概念由Simon (1957) [ 2 ] 提出，当然这对金融学家来说是极具挑战的，这是由于有限理性行为的范围太广，而理性预期的结果却是唯一的。Cutler et al. (1991) [ 3 ] 发现了理性交易者和噪声交易者的相互作用呈现正反馈——价格上升时买入，价格下跌时卖出，可以重现市场趋势和均值回归特征。De Long et al. (1990) [ 4 ] 发现此模型中的理性交易者通过提高价格，然后卖给图表分析者扰乱市场。 Brock and Hommes (1997， 1998) [ 5 ] [ 6 ] 提出异质代理模型的关键成分是一类非理性正反馈交易者，也称为图表分析者。图表分析者认为过去价格的变化会一直持续，和基本面者面者形成对比，基本面者基于均值回归策略，认为市场价格会不断回归基础价值，而图表分析者基于技术分析，认为价格会延续历史价格模式。经典框架下基本面者和理性交易者很相似，相比之下图表分析者就像势头交易者。除采用基本面者——图表分析者的区别外，HAMs的特征还有交易者基于过去表现改变策略的灵活性，就如Brock and Hommes (1997) [ 5 ] 介绍的那样。在这种机制的支持下，Bloomfield and Hales (2002) [ 7 ] 给出了一些实证证据，交易者基于最新实现利润的条件预测不断改变，即使他们明白价格基本过程是服从随机游走的。在过去20年里，有关HAMs的文献明显增多，Zeeman (1974) [ 8 ] 首次提出用HAMs解释金融市场动力系统，这篇文献很快被Day and Huang (1990) [ 9 ] ，Kirman (1991) [ 10 ] ，Chiarella (1992) [ 11 ] ，Lux and Marchesi (1999) [ 12 ] 进行推广，Brock and Hommes (1997， 1998)介绍了交易者策略转换的概念，而且在金融市场行为的解释方法引发了广泛的兴趣，参见Chiarella et al. (2009) [ 13 ] 对相关文献的总回顾中。 He and Li (2007) [ 14 ] 发现异质代理、学习过程中的趋势追随调整速度、噪声和基本确定动态的相互作用是幂律分布波动的原因，He and Li (2015) [ 15 ] 验证了DAX30指数的幂率行为，并基于Monte-carlo模拟估计模型的幂率衰减指数，(FI) GARCH参数，说明模型可以很好地反映真实市场。 本文利用一些重要方法对前文献进行延拓，例如加入TGARCH模型，我们发现，异质信念模型可以很好地拟合深证综指收益序列，反映出本文所建理论模型具有一定的现实合理性。
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user: 4. 结束语 在Xue-Zhong He and Youwei Li (2015)模型的基础上，本文对基于深证综指的异质信念模型进行了数值模拟。结果显示本文模型可以很好拟合真实金融序列的波动聚集性、非对称性和长记忆性。最后，本文没有考虑交易者在交易期转换投资策略的情况，因此建立加入实变市场分数的异质信念模型，并对其进行模拟和实证检验，也是未来研究的一个重点方向。
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user: 摘 要 本文主要利用2003~2014年河南省18地市农田水利财政投入产出的面板数据，运用基于产出导向的DEA分析法，对河南省2003年以来农田水利财政投资效率的时间空间演变及影响因素进行了分析。结果表明，河南省农田水利财政投资的综合效率、纯技术效率、规模效率均呈现循环波动特征，其中纯技术效率变动是综合效率变动的主要原因；财政农林水事务支出、农村居民人均纯收入及农村固定资产投资份额对农田水利财政投资绩效影响显著。各地市需结合自身资源禀赋及财政支出能力，通过优化农田水利财政资金投入结构、提升农田水利财政投入管理水平等措施，改善财政资金投入的规模效率和技术效率，进而全面提升农田水利财政投资绩效。 关键词 :农田水利，效率，DEA模型 Copyright © 2017 by authors 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 2016年中央一号文件 [ 1 ] 指出：“要把农田水利作为农业基础设施建设的重点，到2020年农田有效灌溉面积要达到10亿亩以上，农田灌溉水有效利用系数提高到0.55以上”，农田水利发达程度是我国现代农业发展的有效保障，提高并保障对其的财政投资效率是促进我国农业可持续发展的重要途径。河南作为全国粮食大省，肩负着保障国家粮食战略安全的责任，保证农田水利建设持续良好发展也成为了河南农业发展的重中之重。近些年，河南省承接国家农业财政政策，集合各方资源，大力投入农田水利建设，已取得了不少成绩，但各地受到自然条件、生产禀赋等影响，加之农业生产的分散性及农户小规模经营特征，农田水利设施的建设相对较为分散，财政资金在各地的分配也极为分散，水利设施建设存在资金分配不合理、农田水利建设质量不高等问题。本文侧重对河南省农田水利财政投资的效率进行研究，掌握其基本特征，了解各种因素对它的影响，以期为以后采取相关措施促进河南省农田水利财政投资绩效提升进而促进现代农业高效发展提供参考。 农田水利财政投资直接关系着农业生产的稳定及发展，Mabry [ 2 ] 通过研究发现农田水利工程的建设发展是农业发展的重要保障，粮食产量的30%得益于农田水利工程的建设发展；Brown等 [ 3 ] 通过将依靠自然降水的粮食生产能力与通过灌溉提升粮食生产能力相对比，发现中国70%以上粮食的丰收均依靠灌溉能力的提升；Berbel等 [ 4 ] 认为不断改善农田水利灌溉工程、提升工程质量、促进水利设施的有效利用是提高粮食生产能力的优先选择；这都表明了农田水利设施建设对农业生产的重要性；马林靖 [ 5 ] 运用倍差分析法对农田水利灌溉设施的投资效果进行了分析评价，指出政府对于灌溉的投资对农业生产者亩均农业收入具有正方向的促进作用；汪小勤等 [ 6 ] 运用SFA模型测算指出了农田水利灌溉面积的增加等农田水利投资对粮食增产、农业增效有直接的促进作用；郭唐兵等 [ 7 ] 基于C-D生产函数研究了农田水利建设与农业增长之间的有效关系，指出有效灌溉面积、旱涝保收面积等农田水利建设成效指标对农业增产具有积极影响，且这种影响在全国范围内东、中、西部存在一定的差异；孔祥智等 [ 8 ] 选择以农田水利设施建设为例，发现我国目前农村农田水利设施建设的投入普遍不足，政府是否需要投入以及投入多少是影响农户最终决策的主要因素；朱云章 [ 9 ] 基于河南省两时期综列数据分析，发现河南省四大区域在旱涝保收面积比重、农户及非农户投资效率方面存在差异，因此，中部粮食主产区需要通过调整农业产值占比不同地区的投资策略、加强农田基础设施建设等措施，在提高旱涝保收面积比重的同时改善原有旱涝保收农田质量，引导各地加强农田水利设施建设；叶文辉等 [ 10 ] 以2003~2010年全国省际面板数据为基础，运用DEA-TOBIT模型对全国及东中西部省份农田水利运营效率及其影响因素进行了实证研究，指出在我国各省份当前的农田水利发展现状下任何财政资金投资过度或者投资不足都会影响农田水利财政资金的投资效率。但是发展中国家农村基础设施融资问题因受到政府财政投资能力的限制和基础设施周转资金需求量大的影响，在农田水利建设过程中经常出现政府投资效率低下、浪费严重等问题(G Kaya等 [ 11 ] )，可农民对于灌溉和环保等基础设施的满意度在中国普遍较低但又有强烈的投资需求，政府部门应当加强此方面项目的投入(樊丽明等 [ 12 ] )，沈滢俐 [ 13 ] 基于DEA-Malmquist模型对全国农村水利项目投入产出效率及区域差异进行了分析，指出全国农村水利项目TFP呈现略微下降特征，全国各地TFP指数存在明显的地域差异；周利平等 [ 14 ] 运用于DEA-Malmquist计算了2009~2011江西省19个地区农田水利重点县建设技术效率及TFP，指出TFP主要来源于技术效率及技术进步的双驱动；罗芳等 [ 15 ] 基于Malmquist-FGLS两阶段模型对粮食主产区农田水利投资绩效与政府干预效应进行了分析，指出政府干预对农田水利投资带来了不利影响，投资规模不合理，结构有待调整，而经济发展水平的提高提升了投资绩效；丰硕的研究成果为本文研究提供了丰富的理论依据和方法指导，对本文的研究有重要的借鉴意义。
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user: 4. 研究结论及政策建议 4.1. 研究结论 本文以河南省18个地市2003~2014年农田水利财政投资的投入产出数据为基础，采用基于产出导向的可变规模报酬的DEA模型及面板数据模型来探索河南省农田水利财政投资现状、农田水利财政投资效率的年际变动特征及其在地市间的区域差异、农田水利财政投资效率的影响因素等问题，主要得出以下结论： (一) 通过运用DEA模型对农田水利财政投资的投入产出数据进行分析发现，河南省农田水利财政投资的综合效率、纯技术效率、规模效率均呈现循环波动特征，综合效率平均值为0.779，仅处于中等水平，纯技术效率平均值为0.853，表明河南省农田水利财政投资的资金使用和配置整体上处于较为合理的状态，规模效率平均值为0.917，说明河南省整体农田水利财政投入资金规模较为合理，其中河南省农田水利财政投资纯技术效率的变化是综合效率变动的主要原因。 (二) 根据各地市农田水利财政投资的综合效率、纯技术效率、规模效率进行划分，漯河、三门峡、商丘、驻马店属于完全有效型地市，各项效率指标值均为1，表明此四地市农田水利财政资金的管理及配置均是合理的，财政投入与水利建设规模相适应，达到了最优产出水平；郑州、开封、南阳、周口、济源为纯技术有效型地市，仅纯技术效率水平达到1，表明该5地市对于水利财政支出资金的使用管理及配置是有效的，但水利建设规模未达到最优水平，较低的规模效率是综合效率无效的主要原因；其余地市为无效型，各项效率指标值均小于1，表明水利财政支出资金的使用管理配置及水利建设规模均未达到最优水平，需多方面促进效率水平的提升。 (三) 通过对河南省农田水利财政投资绩效影响因素进行分析发现，农村税费改革对因变量是有影响的且是正方向的影响但该变量并不显著，财政农林水事务支出对因变量有负方向的影响，偏离了最优投入规模；地区人均生产总值对因变量的影响为正值但并不显著；农村居民人均纯收入对因变量有正方向的影响，且增加的越多，影响越大；财政支出压力对因变量的影响为负但并不显著；农村固定资产投资份额对因变量的影响为正且显著，份额越大，影响越大。 4.2. 政策建议 河南省作为全国农业生产大省，地处中原，具有明显的农业生产优势，而促进农田水利设施建设以建设高标准农田是未来河南省现代农业发展的方向，也是提高农业生产效率、提高粮食产量的重要举措，河南省应在未来结合各地农田水利建设实际，采取适当措施促进农田水利财政资金使用各项效率水平的提高。基于本文的研究结论，本文主要提出以下建议。 (一) 促进各地市对农田水利财政投入资金管理水平的提升 由本文研究可知部分地市对于财政资金的使用配置不当使得财政资金的纯技术效率水平处于较低状态，资金管理部门可从以下几方面来提升其管理水平：1) 建立完善严格有效的农田水利财政资金使用管理制度，从财政资金的拨付预算、地区分配、建设成效评估等多方面对农田水利财政资金的使用过程进行规范，确保资金使用成效及真正用于农业水利建设；2) 建立问责制度，重视对资金使用评价机制的建立，从奖惩制度层面提高各地市部门规范使用配置农田水利财政资金的意识；3) 注重对评价结果的运用，要及时的针对评价结果进行分析反馈并针对结果对资金运用中的偏离进行纠正，同时要建立完善的资金使用监督机制，以避免资金使用的无效及滥用。 (二) 优化农田水利财政资金投入结构 农户经营规模、财政资金投入结构、投入规模不合理都可能是造成水利财政资金投资效率不高的原因，因此要一方面促进农业生产规模化经营的实现，另一方面要对财政资金投入结构及规模进行优化以促进农田水利财政投资效率的提高。1) 将涉及国家发改委、财政部、水利部、农业综合开发等多部门的节水改造、小型农田水利改造、中低产田改造等农田水利投入资金进行整合，将各部门涉及农田水利的相关项目进行整合，将资金集中分配使用至相应项目中，减少因资金分散使用造成的效率低下；2) 对县市农田水利的投入项目结构进行调整，运用科学方式确定喷灌站、机井、滴灌、机电等农田水利设施的建设比例，避免建设规模不合理造成的效率低下；3) 建立权责清晰的农村土地产权制度，完善土地流转制度，探索土地规模经营形式，促进农村土地的合理流转，促进农业生产集约化、规模化的实现；4) 在逐步完善农田水利财政资金管理体制的基础上改变财政资金分配方式，根据各地市农田建设实际需要及区域协调发展等需要适当调整资金配置格局，以促进最优投入规模的实现。
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user: 摘 要 基于高精度位置服务的应用成为了地理信息研究及应用领域的热点方向，是目前“互联网+”领域的新兴产业之一。其中地理信息系统与数据系统的交叉学科“空间数据库”是此类应用的基础，目前各大高校都开设了相关的基础课程。本文基于“空间数据库”实践教学的现状，分析了教学过程中可能存在的一些问题，并结合实践教学自身特点，根据教学的实际需求，从合理安排实践教学内容、改善教学方法、优化考核方式等方面探究了实践教学的课程改革方案。这对提高《空间数据库》实践教学质量，培养学生对相关知识的独立学习能力有较大帮助。 关键词 :空间数据库，地理信息系统，教学改革 Copyright © 2017 by authors 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 地理信息系统(GIS， Geographic Information System)是一门基于计算机技术，结合测绘、遥感、地球科学等信息技术于一体的交叉学科 [ 1 ] [ 2 ] 。作为GIS专业的核心课程，《空间数据库》具有抽象、复杂、教学难度大、实践性强以及对学生计算机水平要求较高等特点 [ 3 ] 。《空间数据库》教学内容一般分为理论教学内容和实践教学内容。理论教学部分通过教师在课堂上以多媒体教学方式结合教学实例对空间数据库的基本概念、设计、建立以及应用进行讲解。而实践教学内容一般通过学生进行上机完成规定的任务来实现，这可以加深学生对于《空间数据库》理论知识的理解，同时能够锻炼学生的动手能力，培养学生的创新思维、提高学生的专业素养。在某种意义上，实践教学是理论教学的一种升华。目前，各位教师对于理论教学中的教学内容、教学模式以及教学方法的改进讨论较多，但对于实践教学中教材、实验平台的选取以及实践内容、方式的讨论不够详尽。因此，笔者结合武汉大学测绘工程专业自身特点，就《空间数据库》实践教学展开讨论。
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user: 2. 实践教学目的与内容 实践实习让学生深入的理解空间数据库的概念和原理，巩固课堂教学知识，加深理论教学内容印象，拓展学生数据库软件的知识，提高学生数据库实际动手操作能力。更为重要的是它使学生通过对数据库软件平台的实习操作，最终能够熟练运用一种空间数据库软件，为今后的科研或工作打下坚实的基础。 立足于实践教学目的，结合测绘工程专业先导课程《空间数据库原理》、《地理信息系统原理》以及《GIS工程设计与实践》，笔者以空间数据库管理为课程主线，参照《空间数据库实验教程》，安排了如表所示的课程内容(表1) [ 4 ] 。
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user: 3. 教学实践中存在的问题 3.1. 教学对象专业知识背景不一致 国内多数高校依托于测绘学科建立地理信息学科，鉴于各校实际情况不同，地理信息学科的教学背景也各有特色。由于地理信息交叉学科的专业背景，《空间数据库》不但是地理信息系统专业的必修课，而且还是其他专业如计算机、测绘工程的选修课。但各专业培养方案的差异造成了教学对象的理论基础不同的事实，因此难以制定统一的教学方案，给教学实践带来了一定的难度。 Table 1 Course structure arrangemen 主要内容 重点难点 空间数据库基础及软件安装 了解Oracle、ArcSDE的安装及基本操作 空间数据库查询基础 空间概念和数据模型、数据库查询语言及查询方法 空间数据库建库 空间数据库建库基本流程、数据库索引及空间数据的加载 空间数据库高级查询与分析 几何处理函数、网络建模以及地理编码 空间数据库编程 理解并掌握空间数据库函数的编写及调用方法 表1. 教学课程内容安排表 对于部分计算机专业的学生而言，已经学习过数据库相关知识和课程，基于其前期基础很快即可进行数据库软件的建库，查询等操作，但测绘专业知识的欠缺，使其在后续涉及到GIS信息的操作时，无法理解相关操作的含义。 而对于测绘专业的学生而言，绝大部分学生前期并未有普通数据库的操作知识，在实习刚开始的阶段，普遍对基于Oracle的数据库管理操作感到陌生，经常出现一些相对低级的错误而无法自行解决。例如：不能正确理解数据导入导出与用户对象之间的关系等细节问题；在使用纯命令行方式管理空间数据库时，命令书写失误等低级错误也时有发生。此外，学生普遍难以将前期储备的知识与实习内容联系起来，从而产生一种慢热的状态，少数学生甚至产生了一种畏惧实习的心态，这对开展空间数据库教学实践十分不利。 3.2. 理论教学与教学实践教材内容不一致 当前《空间数据库》教材主要有吴信才著《空间数据库》、崔铁军所著《地理空间数据库原理》以及张新长著《地理信息系统数据库》，教材间侧重点不一，差异较大，且其相同特点体现在偏向于基本概念、数据库管理原理等方面的研究，缺乏具体实例的讲解，不利于教学实践内容与学生前期理论知识储备的衔接 [ 5 ] 。其次，《空间数据库》教材中实例讲解的运行平台也不同，如理论教材中多数是基于SqlServer平台管理空间数据库，而张宏等著的《空间数据库实验教程》中则使用Oracle为数据管理平台进行讲解。教材间的不一致性对学生的适应能力形成了一定的考验。虽然不同数据库绝大部分的操作过程完全一致，但即使某些细节的差异也经常给一些学生的学习带来较大的困惑。 3.3. 教学评价困难 与《空间数据库》理论学习的考核不同，实践教学在最终成绩考核方面，不适合再使用卷面考试的方式来测试学生对该门课程的掌握程度。当今，多数其他实践课程习惯单纯采用审阅实践报告的方式来进行成绩评定，笔者认为该考核方式过于主观，缺乏考核应有的区分度，不利于客观的对学生成绩进行评定，可能会在一定程度上影响学生学习的积极性。 3.4. 实践教学课时相对较短 《空间数据库》内容抽象而复杂，相应的实践教学内容也比较多，这就使得学院安排的课时在繁重的学习任务下显得略为短暂。 一方面，对于非GIS方向的同学，需要先掌握简单GIS基础知识，才能理解后续操作的理论意义和作用。另一方面，对于GIS方向的同学，由于缺乏计算机数据库相关知识和操作经验，需要在实践课程开始阶段让其先简单熟悉数据库的一些基本操作。因此，在实践课的前一半课时主要是进行计算机数据库知识的介绍、数据库简单操作以及GIS相关基础知识的介绍，导致的结果就是本来就不多的课时被进一步压缩，不利于实践层面能力的拓展。
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user: 4. 教学改革的新思路与方法 4.1. 因材施教，合理安排教学内容 在制定实践课程内容时，应考虑授课群体的不一致性，为专业背景不同的学生制定不同的教学实践方案。由于《空间数据库》教材各有特色，这就要求教师在备课过程中尽参照可能多的教材，从而做到“取其精华，去其糟粕”，将重要内容有关联的组织起来，为安排教学实践内容提供参考。此外，还应注重将实践教学与地理信息学科的前沿应用结合起来，为国家培养既深刻掌握理论知识，又紧贴社会生产的全方位人才。 4.2. 改善教学方法，增强教学互动 在实践教学开始之前，教师应督促学生对先导课程进行复习。在实践教学的过程中，教师每天应在实习开始前对当天内容涉及到的理论知识进行梳理，做到实践回顾理论，让学生对于“要做什么，该怎么做，为什么这样做”做到心中有数。在指导学生进行实习的过程中，教师还应加强和学生的交流与沟通，善于引导学生发现问题、解决问题，培养学生独立思考、自主学习的良好习惯。 4.3. 优化考核方式，科学评价成绩 考核作为一种督促学习的手段，其方式也在一定程度上影响着学生学习的方向和积极性。尤其是在实践性很强的《空间数据库》上机实习中，更应注重考核学生独立解决问题能力、创新能力以及参与程度。总评成绩按50%实践报告与总结，30%出勤情况以及20%创新能力来计算。除了提交实习报告外，教师还应要求学生提交实习得出的DMP文件，以便核实实习报告的真实性，打消部分学生“走过场”的心理。创新能力应根据学生讨论交流的情况来衡量，对于经常提出问题，又善于解决问题的学生应在成绩上给予肯定。 4.4. 丰富教学实践，把课堂带入生活 应详细讲解实践所涉及到的相关软件的安装过程，鼓励学生在自己电脑上进行教学实践，使数据库软件的操作环境不再局限于机房，这有利于学生在课下对空间数据库的管理方法进行摸索。此外，教师还应积极与学院沟通，多创办关于《空间数据库》内容的实践技能比赛；还可鼓励学生参与老师的相关课题项目，这样不仅能够使学生了解到数据库的实际应用，还能够培养学生对于《空间数据库》的兴趣，而且还可以使学生在将来的工作或者科研中都能提前进入角色。
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user: 5. 结语 作为《空间数据库》学习的重要环节，实践教学对于提高学生关于数据库知识的理解和应用上有着重要影响。本文结合笔者自身教学经历，分析了实践教学中存在的教学对象专业背景不一致、理论教学与实践教学教材联系不紧密、教学评价困难等一系列问题。并基于实践教学自身特点，提出了因材施教、改善教学方法、优化考核方式等实践教学新思路与方法。通过改进后实践教学方法的实施，学生对于空间数据库实习的兴趣和热情都得到了极大的提高。而空间数据库技术在实际应用中仍然处于不断的发展和变化之中，因此关于《空间数据库》的实践教学还应不断地探索下去。
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user: 摘 要 只要太阳系的内行星(水星、金星、地球、月亮和火星)是由含碳酸盐矿物和含水矿物的微星物质所依附会聚而来的，内行星大气和海洋的物质主要是与生俱来的，而不是在成长后再附加上去的。在早期会聚成长中，金星、地球、火星体内应已埋藏了相当于今日地球表面的海洋水量，而它们成长后的原始大气是由大于95%的CO 2 所组成。金星和火星至今保存着它们的原始大气，而介于两者之间的地球却因造月大撞击改变了命运。大撞击后的地球获得了月亮，大撞击也把地球体内大部分的H 2 O气化进入原始CO 2 大气而结合成超临界H 2 O-CO 2 流体。此物在地表温度冷却到摄氏450~300度之间应会凝聚依附地表形成原始海洋，高温原始海洋会与地表最多的长石作用形成碳酸盐，从而把地球原始大气中的CO 2 悉数移入海底。火星的引力小到无法抓获气态H 2 O分子成为它大气的一员，但火星体内和表层物质中绝对不欠缺H 2 O的。 关键词 :地球，金星，水星，火星，月亮，大气，海洋 Copyright © 2017 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/