DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 5. 油藏数值模拟方法验证 为了验证上述方法的正确性，我们应用油藏数值模拟方法对Z区块的合理注采比进行优选，并与上述方法优选的合理注采比进行对比。 通过地质建模软件Petrel建立Z油田的三维相控地质模型，然后通过油藏数值模拟软件Eclipse建立Z油田的数值模型，精细拟合之后，对Z油田的合理注采比进行了优选。但是此模型是建立在没有无效注水基础上的，所以优选注采比之前我们应考虑无效注水的影响。 通过式(9)计算Z油田各年的无效注水比例，得到无效注水比例平均为25%，由上述理论方法确定的合理注采比为1.5，所以，扣除无效注水，初步确定数值模拟中的合理的有效注采比为1.13。在1.13附近进行取值，通过数模模拟方法进行预测计算。对注采比分别取值0.95、1.05、1.15、1.25、1.35的五种方案预测10年，得到五种方案的采出程度曲线，如图2所示。 从图2中可以看出，当注采比小于1.15时，采出程度随着注采比的增大，增加幅度较大，当注采比大于1.15时，采出程度增加幅度变缓。因此优化Z油田的合理有效注采比为1.15。考虑无效注水比例25%后，油藏数值模拟方法最终确定Z油田的合理注采比为1.53，与通过推导的考虑无效注水的合理注采比理论方法计算的合理注采比1.5很接近，说明该理论方法是正确的，能很好的为其他油田合理注采比的确定提供理论依据，指导油田后续水驱开发。
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user: 6. 结论 (1) 通过物质平衡原理与Logistic旋回理论相结合的方法推导出了考虑无效注水的合理注采比的确定方法，同时推导出了确定无效注水比例的理论计算方法。 图2. Z油田不同注采比的采出程度曲线 (2) 基于实际Z油田的生产数据，对该油田的合理注采比进行了计算，并与应用油藏数值模拟方法确定出的Z油田的合理注采比进行了对比，验证了此理论方法的正确性，对于水驱油田的开发具有一定的指导意义和实用价值。
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user: 摘 要 本文用微分方程组理论和柯西矩阵级数展开作为工具，将Gronwall-Bellman不等式推广成向量形式。 关键词 :Gronwall不等式，矩阵级数，向量
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user: 1. 引言 众所周知，积分不等式在研究常微分方程和积分方程的解的性质中起着十分重要的作用 [ 1 ] - [ 4 ] 。1919年，Gronwall在研究微分方程关于参数依赖性时建立了一类基本的积分不等式，被称为Gronwall不等式，Bellman于1943年 [ 5 ] 、Bihari于1956年 [ 6 ] 得到类似的一系列不等式。目前众所周知的Gronwall-Bellman不等式结果叙述如下： 引理1.1 [ 2 ] (Gronwall-Bellman不等式) 设 为非负常数， 和 为在区间 上的非负连续函数，且满足不等式 ， ，则有 ， 上世纪五、六十年代以后， Gronwall-Bellman不等式被广泛用于研究常微分方程、差分方程、测度微分方程、泛函微分方程及偏微分方程的解的存在性、唯一性、有界性、稳定性等，从而引起数学家们的广泛注意，已发表的大量研究工作对不等式作了各式各样的推广。 近些年来，国内有学者通过变动上、下积分限对Gronwall-Bellman不等式结果进行一系列推广 [ 7 ] 。特别地，一些学者对Gronwall-Bellman不等式的高维情况进行了大量深入的研究 [ 8 ] [ 9 ] 。 本文的主要目的是运用Cauchy矩阵级数作为工具对Gronwall-Bellman不等式进行研究，将一维的Gronwall-Bellman不等式结果 [ 2 ] 推广到高维形式，将与线性齐次方程组有关联的Gronwall-Bellman不等式结果 [ 8 ] 推广到与线性非齐次方程组相关联的Gronwall-Bellman不等式，并给出本文所得结果在微分不等式组方面的一个应用。 首先，给出一个定理证明中用到的一个已知结果。 引理1.2 [ 3 ] 设 为 矩阵，它的元素是 个函数 ，设 ， ， 则 ，若 为 的基解矩阵，则线性方程组 满足 的解由 给出。 其次，为了能清晰方便地表述我们的结果，给出以下定义： 定义1 设 ， 是二个 矩阵， 时， 与 是二个 维列向量。若 ，则称 不超过 ，记为 。 当且仅当 。
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user: 2. 主要结果及其证明 定理2.1若 阶方阵 ，并且 的每个分量函数都连续，而且当 ( 为一实常数)时，有 (i) ; (ii) ; (iii) 。 其中 ， ， 是 维列向量， ， ， ， ，则当 时，有 证明：令 则 。将之写成 ， 。 设 为 的一个标准基解矩阵，则由引理1.2知 其中， 特别 时，有 由(ii)有 将 换成 ，对在区间 上积分上述不等式得： 由(i)和(ii)，有 将 换成 ，对在区间 上积分上述不等式得 。 同理可得 。 由(3)，得 由 ，可知 ，即 此时 这样就得到了： 至此运用引理1.2，定理2.1得证。 注记1 若 则条件(ii)成立，结论正是原始的Gronwall-Bellman引理(即本文中的引理1.1)。故本定理是此不等式的推广。
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user: 3. 应用 在本节，我们利用已得定理研究微分不等式组的解的性质。 定理3.1： 若 为 维列向量， 为实数，满足 ， ， ， ，则 。 证明：由条件知 ， ，于是满足定理条件(i)。又因为 为实数，且 ，于是满足条件(ii)。因为 ，两边在区间 上积分得 于是 满足条件(iii)。所以 ，其中 ， ，所以 。又因为 ，所以 。
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user: 摘 要 本文在对都宁大府上铀矿床铀矿石堆浸工艺类型、矿物工艺性质研究的基础上，通过现代测试技术手段对铀矿床矿石的结构构造、矿物组成、铀的赋存状态等工艺矿物学特征进行系统研究，以此来查明浸出渣中铀的表现形式等特性，为预测、改进、控制铀矿石的堆浸提供了工艺矿物学基本依据。 关键词 :大府上，铀矿物，赋存状态，工艺矿物学
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user: 1. 引言 20世纪50年代以来，我国开展了大规模的铀矿普查勘探工作，找到了多种类型的铀矿床 [ 1 ] 。所以对铀矿石的浸出就开始了浅薄的研究。 铀矿石工艺矿物学是浸出工艺试验研究的基础。但是，以往的工艺矿物学的研究，多集中于原矿石的矿物与化学组成、矿石矿物特性及结构构造、有用组分的赋存状态等方面 [ 2 ] - [ 4 ] ，而对矿石浸出过程中矿物的变化研究较少。 通过对铀矿石标本和样品磨制光薄片显微镜鉴定、电子探针分析、人工重砂分析、X-射线衍射分析、激光拉曼分析等多种现代测试技术，现已基本查清矿石的矿物成分、化学成分、结构构造及铀的赋存状态、铀矿物与含铀矿物的工艺特征等，为铀矿冶工艺流程的选择和改进提供重要科学依据。
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user: 2. 矿床地质特征 矿床位于大王山–于山花岗岩铀成矿带中段，桃山复式花岗岩体中，桃山断裂中段上盘(图1)。 图1. 大府上矿区地质简图 2.1. 岩浆岩 桃山岩体属加里东–燕山多期多次活动的复式岩体，面积1100 km 2 。呈北北东向展布。岩石呈浅灰色，由石英(含量31.4%)、钾长石(35.8%)、斜长石(21.9%)、黑云母(5.6%)、白云母(5.4%)等组成。岩石具中细粒结构、似斑状结构，块状构造，局部为似片麻状构造。主体岩性为粗粒和中粒斑状黑云母花岗岩。 2.2. 构造 控制矿床产出的桃山断裂带，为多期活动具有多种充填物的大断裂带，常见充填物有灰绿、紫红、灰白等多种颜色糜棱岩、石英脉及硅化破碎带。在矿床内还有一条北北东向的黄潭–罗布里断裂通过，同时派生一组北西向的次级断裂，该断裂以灰绿色，紫红色糜棱岩充填为主，属矿后构造。由于研究不够，对矿体的影响情况尚不清楚。 2.3. 围岩蚀变 矿床中热液蚀变发育，主要有：赤铁矿化、萤石化、钠长石化、硅化等。绝大多数矿体分布在赤铁矿化蚀变带中。其蚀变矿物多呈脉状、斑块状、不规则状，分布在赤铁矿化蚀变带内的裂隙或岩石碎裂带中，形成多种蚀变迭加现象。因此，在多种蚀变迭加处，经历多次矿化，而往往形成富矿体。
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user: 3. 矿体特征 3.1. 矿体的产出和空间分布范围 矿体呈群脉状产出，单个矿体呈透镜状、不规则状。总体而言，矿带的幅度较大，矿体短小分散，基本无主矿体。矿床依控矿因素及空间展布特点不同分为三个矿带。 大府上铀矿床矿体总数目为236个，其分布特征见表1。 从表1可以总结出:金属量大于10 t的矿体数量虽然只占9.8%，但金属量却占57.8%，矿体主要集中分布在I、II号带。 3.2. 矿体厚度、品位的变化特征 矿体厚度、品位的变化特征见表2。 由表2可知：三个矿带的厚度较稳定，I、II、III号带的铀矿化较均匀。 3.3. 代表性矿体描述 大府上铀矿床代表性矿体特征见表3。 Table 1 Distribution of ore bodies in uranium deposit of Dafushan 金属量(t) 项目 矿带 P ≥ 50 10 ≤ P < 50 P < 10 合计 矿体数(个) 金属量(t) 矿体数(个) 金量量(t) 矿体数(个) 金属量(t) 矿体数(个) 金属量(t) I 1 53.6 3 65.6 57 110.8 61 230.0 II 2 120.4 15 311.1 130 267.6 147 699.1 III 0 0 2 33.9 26 48.4 28 82.3 合计 3 174.0 20 410.6 213 426.8 236 1011.5 表1. 大府上铀矿床矿体分布特征表 Table 2 The change of the thickness and grade of the ore bod 矿带 平均厚度(m) 最大厚度(m) 厚度变化系数(%) 平均品位(%) 最高品位(%) 品位变化系数(%) I 2.45 8.08 89.6 0.096 0.386 69.9 II 1.92 14.60 94.2. 0.095 0.570 59.7 III 1.04 2.33 59.6. 0.100 0.279 59.6 表2. 矿体厚度、品位的变化特征表 Table 3 Representative ore bodies of uranium deposit of Dafushan 顺 序 号 矿体 编号 分布范围 矿体规模 平均品位 (%) 矿体 形态 产状 金属量 (t) 占矿床资源储量百分比(%) 备注 勘探 线号 埋藏标高 (m) 长度 (m) 宽度 (m) 平均厚度 (m) 1 I-17-1 101~102 78~222 54 108 5.13 0.075 透镜状 71˚SE∠72˚ 53.6 5.20 2 I-31-1 100~101 42~126 64 55 3.18 0.236 脉状 72˚SE∠70˚ 51.4 4.98 3 II-3-1 200~202 157~237 54 121 2.91 0.107 透镜状 78˚SE∠75˚ 66.8 6.48 4 II-65-1 221~223 −6~4 7 76 73 3.47 0.118 脉状 80˚SE∠72˚ 57.3 5.56 5 III-12-1 22~24 93~142 96 39 2.55 0.198 透镜状 60˚SE∠70˚ 21.0 2.04 表3. 大府上铀矿床代表性矿体特征表
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user: 4. 矿床成因和矿石类型 4.1. 矿床成因 4.1.1. 成矿物质来源 桃山复式花岗岩体为一富铀的基底变质岩经重熔形成的富铀的复成因花岗岩体，多期多阶段长期活动及岩浆的长期分异作用，使花岗岩本身越来越富铀，岩体自变质作用使铀活化，为成矿提供丰富的铀源，这是铀的主要来源。 4.1.2. 热液活动方式 燕山晚期地壳处于拉张伸展环境，致使区域性断裂运动发育，并伴有中基性岩浆活动。由于断裂的深切作用，开启热源和减压，使深部岩浆热液和封存在周围岩石粒间及孔隙中的气液向断裂集中，产生初始上升热液。当热液上升到有利成矿场所，如蚀变碎裂岩带、密集裂隙带处，即发生铀的沉淀、聚集成矿。 因此，矿床应属于中低温热液型铀矿床。 4.2. 矿石类型 矿床内据矿石矿物组合、结构构造等特征把矿石划分为两大类型，现简述如下： (1) 铀——赤铁矿、萤石型 它由赤铁矿–沥青铀矿组合的矿石类型，亦是矿床内最早的一种且较常见。产于碱交代蚀变发育部位，矿体呈脉状透镜状。沥青铀矿晚于赤铁矿，常呈超微粒状或微细脉状，微脉浸染状出现，黄铁矿、褐铁矿较多，闪锌矿、方名矿等少见。 (2) 铀——绿泥石、碳酸盐、绢云母型 该组合中闪锌矿、方铅矿，黄铜矿，黄铁矿，针铁矿，褐铁矿等种类较多，但量少。 矿石工业类型属富含萤石的高硅酸铀矿石，工业品级属低品位(贫)矿石。 据原地质队资料，矿石物质成分：矿石中伴生矿物有黄铁矿，方铅矿，闪锌矿及其它少量的金属硫化物。脉石矿物为石英及少量的萤石。化学全分析结果如表4所示，矿石中除铀外，其它元素含量很低，钍的含量小于−3%，工业利用的只有铀。
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user: 5. 矿石矿物学特征 5.1. 矿物组成 通过对大府上矿床铀矿石标本和样品进行显微镜下鉴定、电子探针分析、人工重砂分析(表5)、X-射线衍射分析(表6和图2)、激光拉曼分析等，现已基本查明铀矿石矿物成分为沥青铀矿、铀石、钛铀矿和铀钍石，含铀矿物有锆石、磷灰石等，脉石矿物有石英、长石、云母、绿泥石、碳酸盐矿物、绢云母等，其中石英约占全岩总量约20%~35%，长石以碱性长石为主约占30%~45%，斜长石约占5%~30%含量变化范围较大，斜长石大多发生蚀变形成绢云母等粘土矿物，云母约占5%~20%其中白云母含量较黑云母高，绿泥石含量约占5%，碳酸盐矿物约占5%；金属矿物有黄铁矿、方铅矿、磁铁矿、黄铜矿、闪锌矿，含量低于5%，副矿物锆石、金红石、磷灰石等含量约占2%左右。 Table 4 Results of chemical analysi 项目 SiO 2 H 2 O n.n.n FeO Fe 2 O 3 Al 2 O 3 CaO 含量，% 69.35 0.52 2.62 0.87 1.67 14.44 1.34 项目 MgO TiO P 2 O 5 Mn 3 O 4 K 2 O Na 2 O 含量，% 0.295 0.087 0.126 0.104 5.28 2.98 表4. 化学全分析结果表 Table 5 Uranium deposit placer mineral contents analysis of Dafushan 所属类型 矿物名称 重量百分含量(%) 造岩矿物总和(%) 重部分 锆石 2.93 99.99 磷灰石 53.51 钍石 0.02 萤石 1.37 黄铁矿 39.74 方铅矿 0.15 石榴子石 + 金属球粒 0.15 磁铁矿 ++ 其余 2.12 轻部分 石英 53.52 100.00% 长石 35.11 白云母 0.94 黑云母 4.35 蚀变矿物 6.08 表5. 大府上铀矿床重砂分析矿物含量表 说明：“−”表示1~5粒；“+”表示5~10粒；“++”表示11~20粒；“△”表示21~50粒；“△△”表示51~100。 图2. 大府上(6214)矿床铀矿石X射线衍射图 Table 6 Mineral composition estimation table for X-ray diffraction analysis of uranium ore deposit of Dafushan 矿物 化学式 D1-7 D2-4 D2-10 石英(Quartz) SiO 2 38.40% 16.82% 8.22% α-石英(Quartz low) SiO 2 14.27% 6.47% 2.29% 微斜长石(Microcline) K[AlSi 3 O 8 ] 3.70% 9.40% 11.88% 钠长石(Albite) Na[AlSi 3 O 8 ] 43.63% 67.29% 77.61% 其他 总和 100.00% 99.98% 100.00% 表6. 大府上矿床铀矿石X射线衍射分析矿物组分估算表 矿石矿物 根据显微镜下和能谱分析，本矿床有用的矿石矿物包括沥青铀矿、铀石、钛铀矿、铀钍石等。 (1) 沥青铀矿 黑色，不透明，中高硬度，沥青光泽，次棱角、棱角块状。与沥青铀矿伴生的矿物有磷灰石、黄铁矿、绿泥石、金红石等。能谱线分析图如图3。 (2) 铀石 黑色、灰黑色，弱多色性，玻璃光泽，透明–半透明，无一定晶形，无解理，硬度变化大。能谱线分析图如图4。 (3) 钛铀矿 黑色，玻璃–金属光泽，性脆，钛铀矿周围多见金红石、绿泥石、长石等。能谱线分析图如图5。 (4) 铀钍石 属钍石的富铀变种，他与磷灰石、绿泥石等共生，常分布于云母等蚀变矿物的边缘。 5.2. 脉石矿物与金属矿物 根据重砂分析和电子探针分析可知，本矿床的脉石矿物有石英、长石、云母、绿泥石、碳酸盐矿物、 图3. 能谱线分析铀元素图像 图4. 能谱线分析铀元素图像 图5. 能谱线分析铀元素图像 绢云母等；金属矿物有黄铁矿、方铅矿、磁铁矿、黄铜矿、闪锌矿以及副矿物有锆石、金红石、磷灰石等。现逐一简述如下： (1) 石英 无色，透明，棱角–次棱角块状，玻璃光泽，硬度高，有铁染，常见与长石等连生，多为它形粒状或集合体形式产出，粒径大小不一，成因类型多样。 (2) 长石 白色、肉粉色，棱角–次棱角块状，毛玻璃光泽，半透明–微透明，中高硬度，有铁染，主要为钾长石、钠长石，其次是条纹长石和少量斜长石。 (3) 云母 灰白–无色，片状或层状，珍珠光泽，低硬度，粒径0.05~1.50 mm，约占全岩总量的5%~20%。矿石中有白云母、黑云母和绢云母等种类，有原生的也有蚀变成因的，显微镜下可见斜长石蚀变成白云母、绢云母现象(  照片1 )。 (4) 绿泥石 墨绿色，绿色，部分呈褐黄色，风化成泥状，在浸出工程中，绿泥石与粘土矿物具有一样的工艺矿物学行为，容易形成矿泥吸附钛铀矿、铀黑等难溶解的铀矿物，不利于铀矿石的浸出率的提高。 (5) 金红石 金红石在本矿床中以副矿物的形成出现，因其含量少，人工重砂分析未分离出金红石。 (6) 磷灰石 无色，半自形次浑圆状，半透明，玻–毛玻璃光泽，中硬度。 (7) 黄铁矿 照片1. 正偏光：Bt-黑云母；Ms-白云母；Afs-碱性长石；Pl-斜长石；Qtz-石英 Photo 1. Mica is polarized: Bt—black; Ms—white mica; Afs—alkali feldspar; Pl— plagioclase; Qtz—quartz 铜黄色，次棱角块状、自形–半自形立方体状，光泽，硬度高。常见与石英、碳酸盐矿物、方铅矿、黄铜矿、闪锌矿等共生。很少见到铀矿物呈浸染状分布于较自形的黄铁矿中，但在结晶较差的黄铁矿中可能吸附少量铀。 5.3. 矿物共生组合 在实验下观察，沥青铀矿多生长于其他脉石矿物(绿泥石、金红石等)表面或沿边缘生长。与沥青铀矿伴生的矿物有磷灰石、黄铁矿、绿泥石、金红石等。 铀石多呈粒状、浸染状与金红石、绿泥石和磷灰石等共生。粒径较小，铀石大多赋存于围岩裂隙及裂缝中，矿物基本上以独立矿物形式存在，周边常见钾长石、石英、磷灰石、绿泥石等。 钛铀矿主要呈浸染状、纤维状产于金红石或绿泥石中，或呈细小颗粒状紧密包裹于磷灰石中。钛铀矿基本生长于金红石中，多以独立矿物形式存在，较多钛铀矿围绕长石、石英、绿泥石等边缘生长，钛铀矿周围多见金红石、绿泥石、长石等。
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user: 6. 铀的赋存状态与浸采铀的意义 电子探针微区分析是目前最为可靠的微区化学成分分析手段之一，可以使矿物中元素的定性和定量分析的空间分辨率达到微米级水平 [ 5 ] 。 6.1. 铀呈独立铀矿物形式存在 主要有沥青铀矿、铀石、钛铀矿、铀钍石等。这些矿物呈粒状、不规则团块状、云雾状、斑点状、浸染状分布于钾长石、磷灰石、绿泥石、石英、黄铁矿等矿物的内部空隙中，有时铀矿物也呈细脉状、网脉状、纤维状产出，这些铀矿物在铀浸出过程中比较容易浸出，而浸染状的铀浸出比较困难。 6.2. 铀呈类质同象形式存在 U 4+ 或铀酰离子与REE 4+ 、Zr 4+ 、Th 4+ 、Ti 4+ 和Ca 2+ 等离子半径相差不大，这种形式存在的铀较难浸出 [ 6 ] ，除铀钍石外，金红石和锆石U含量很低而作为副矿物它们本身含量也很低因此以类质同象存在的U对于选冶并无太大意义。 6.3. 铀呈吸附形式存在 6.4. 铀浸采铀的意义 影响浸采铀的因素可分为两大类：一类为自然因素，另一类为工艺因素。自然因素主要指矿体的赋存状态及其特征，其对地浸采铀具有主导性影响。工艺因素为地浸采铀所采用的方法和手段，其对地浸采铀具有重要影响 [ 7 ] 。
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user: 7. 结论 大府上铀矿床矿石中的铀矿物以沥青铀矿为主，其次为铀石、钛铀矿和铀钍石等。其中主要有用矿石矿物是沥青铀矿。原矿的脉石矿物有石英、长石、云母、绿泥石、等。金属矿物有黄铁矿、黄铜矿、闪锌矿，副矿物有锆石、金红石、磷灰石等。脉石矿物可分为硅酸盐矿物和碳酸盐类矿物。在浸出的不同阶段，铀矿物的化学成分总的变化趋势是随浸出进行，变化规律均不明显。脉石矿物以硅铝成分为主，钙、铁质量分数均不高，采用常规方法难以浸出。故以酸法浸出铀较为适宜。
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user: 摘 要 连通度和诊断度是度量多处理器系统故障诊断能力的重要参数。2012年，Peng等提出了一个新的系统故障诊断方法，称为g好邻诊断度，它限制每个非故障顶点至少有g个非故障邻点。n维交叉立方体是超立方体的一个重要变形。本文证明了交叉立方体的1好邻连通度是2n – 2 (n ≥ 4)，又证明了交叉立方体在PMC模型下的1好邻诊断度是2n – 1 (n ≥ 4)和在MM*模型下的1好邻诊断度是2n – 1 (n ≥ 5)。 关键词 :互连网络，图，诊断度，交叉立方体
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user: 1. 引言 连通度和诊断度是度量多处理器系统故障诊断能力的重要参数。它们是互联网络中热门的研究课题之一。通常我们把互联网络用图来表示，其中顶点表示处理器，边表示两处理器之间的链路。为了保证计算机系统的可靠性，系统中的故障处理器应该被诊断出来并被非故障处理器替换。Preparata等首次提出了系统级故障诊断模型，称为PMC模型 [ 1 ] 。它是通过两个相邻的处理器之间相互测试来完成系统的诊断。Maeng和Malek提出了MM*模型 [ 2 ] 。在这种模型下，一个顶点分别给它相邻的两个顶点发出相同的任务，然后比较它们反馈的结果。传统的诊断度允许点的邻点全为故障点，但是在大型多处理器系统中这种故障出现的概率极小。因此Lai等提出了网络的条件诊断度 [ 3 ] ，它限制系统中任意一个处理器至少与一个非故障处理器相邻。2012年，Peng等通过在系统中限制每个非故障顶点都至少有g个非故障邻点，提出了网络的g好邻诊断度 [ 4 ] ，并且证明了超立方体在PMC模型下的g好邻诊断度是 。原军等在文 [ 5 ] 中证明了k元n立方体在PMC模型和MM*模型下的g好邻诊断度是 。在文 [ 6 ] 中，王牟江山等证明了网络的1好邻诊断度不超过条件诊断度。因此，研究网络的1好邻诊断度也是很有意义的。本文首先证明了交叉立方体的1好邻连通度是 。然后，我们又证明了交叉立方体在PMC模型下的1好邻诊断度是 和在MM*模型下的1好邻诊断度是 。
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user: 2. 预备知识 设 是一个无向简单图，其中 ， 分别表示图G的顶点集和边集。对于任意的非空顶点子集 ，以 为顶点集，以两端点均在 中的边的全体为边集所组成的子图，称为 在G中的导出子图，记作 。 是顶点v在G中关联的边的数目，表示v在G中的度。 表示G的顶点的最小度。对于任意顶点 ，在G中与v相邻的所有顶点组成的集合称为v的邻集，记作 。若S是G的非空顶点子集，则S的邻集为 。图G的每一个顶点都恰好与边集M中的一条边关联，称M是G的一个完美匹配。对于任意的 ，若 且 在 中至少有g个邻点，则称F为G的g好邻故障集。如果 不连通且 的每个连通分支的最小度为g，则称F是一个g好邻割。G的所有g好邻割中的最小顶点数称为G的g好邻连通度，记作 。文中其它未定义而直接使用的符号和术语参见文献 [ 7 ] 。 在PMC模型中，相邻的处理器之间可以相互测试。图G中，对于任意的 表示从u到v的测试，其中u是测试者而v是被测试者。若u是非故障点而v是故障点(或非故障点)，则测试结果是1(或0)。若u是故障点，则测试结果不可靠。一个系统G的一个测试任务是每对相邻顶点测试结果的集合。它可以用一个有向图 表示，其中 表示 。所有测试结果的集合称为系统G的症候，记作 。一个症候是一个函数 。对两个不同的顶点子集 ，若 ，则称F 1 和F 2 是可区分的，记(F 1 ， F 2 )为可区分的点对；否则，称F 1 和F 2 是不可区分的，记(F 1 ， F 2 )为不可区分的点对。 在MM*模型下，与一个结点w相邻的两个结点u，v被分配一个相同的任务，再把测试结果返回给结点w，w再对这两个结点返回的结果进行比较。用 来表示w比较u，v输出的比较结果，如果这两个结果是相同的，则 ；否则， 。全部的测试结果叫做这个系统的比较症候，记作 。假定三个结点都是非故障的，则测试结果为0；若w是非故障的，但u，v至少有一个是故障的，则比较结果为1；若w是故障的，则测试结果无论是0或1都是不可靠的。 定义2.1 [ 5 ] ：在一个系统 中，对于任意两个不同的g好邻故障集F 1 ，F 2 ，其中 和 ，若F 1 ，F 2 是可区分的，则G是g好邻条件t-可诊断的。 定义2.2 [ 5 ] ：使得G是g好邻条件t-可诊断的最大值t称为G的g好邻诊断度，记作 。 n维交叉立方体CQ n [ 8 ] 有超立方体的正则性和相同的连通度。它是一个有2 n 个顶点和 条边的n正则图。它包含长度为 的圈，直径为 大约是超立方体的一半。n维交叉立方体CQ n 的顶点u用长为n的二进制字符串表示，如 ，其中 ， ， 表示最高位，u 0 表示最低位。 定义2.3：两个二元序列 ， 称为相关对，记为 ，当且仅当 。 n维交叉立方体CQ n 可以用递归定义表示： 定义2.4：1维交叉立方体CQ 1 是顶点标号分别为0和1的完全图(如图1)。n维交叉立方体 包含两个 维子交叉立方体 和 ，其中 和 各顶点的最高位分别是0和1。设 ， ，则u和v在CQ n 中相邻当且仅当 (1) 如果n是偶数， ； (2) 当 时， 。 我们称 与 之间的边为交叉边。显然，这些交叉边的集合是CQ n 的一个完美匹配。 定义2.5：交叉立方体CQ n 的顶点集为 ，两个顶点 ， 相邻当且仅当满足以下条件之一。 条件1：存在一个整数d， 使得 (1) ； (2) ； (3) 如果d是偶数， ； (4) 当 时， 。 条件2： (1) ； 图1. 4维交叉立方体CQ 4 (2) 如果n是偶数， ； (3) 当 时， 。
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user: 3. CQ n 的1好邻连通度 引理3.1：交叉立方体CQ n 中任意两个顶点至多有两个公共邻点。 证明：因为CQ n 没有三圈，所以任意两个相邻的顶点没有公共邻点。设u，v是CQ n 中任意两个不相邻的顶点。用归纳法证明u和v至多有两个公共邻点。当 时，CQ 2 是一个四圈，结论成立。假设 时结论都成立，现证 时结论也成立。将CQ n 沿最高位分解成两个 维的子图 和 ，则 和 之间存在完美匹配(如图1)。若u和v在同一个 维的子图中，不失一般性，假设 。由归纳假设u和v在 中至多有两个公共邻点。因为 和 之间存在完美匹配，所以u和v在 中没有公共邻点。若u和v分别在两个 维的子图中，不失一般性，假设 和 。因为 和 之间存在完美匹配，所以u与v在 中至多有一个公共邻点。因此，u和v在CQ n 中至多有两个公共邻点。由u和v的任意性，CQ n 中任意两个不相邻的顶点至多有两个公共邻点。 引理3.2 [ 8 ] ：交叉立方体CQ n 的连通度 。 引理3.3：当 时，对任意的 ，设 且 ，则 。 证明：要证 ，只需证明 不含孤立点。当 时结论显然成立。用反证法证明 时结论也成立。假设w是 中的孤立点，则 。因为 和 ，所以 和 。根据引理3.1，可得 和 。于是， 。因为CQ n 是n正则图，所以 。因此，w至少存在一个邻点不在F中。这与 矛盾。所以 不含孤立点。故 。 引理3.4：交叉立方体CQ n 的1好邻连通度 。 证明：设A和F的定义与引理3.3相同，则F是一个割。因为CQ n 不包含三圈，所以 。根据引理3.3，可得 。又因为 。因此，F是一个1好邻割。故 。 引理3.5：交叉立方体CQ n 的1好邻连通度 。 证明：设F是CQ n 的任意的一个1好邻割。根据1好邻连通度的定义，要证 ，只需证明 。用反证法证明。假设 。因为F是1好邻割，所以 没有孤立点且不连通。将CQ n 沿最高位分解成两个 维的子图 和 。则 和 同构于 。设 ， 和 ，则 且 。因为 ，所以 。根据引理3.2，可得 。因此， 连通。设 是连通的。由于 和在 与 间的交叉边是CQ n 的一个完美匹配， 是连通的，即 是连通的。这个矛盾到 是不连通的。因此，设 是不连通的。由引理3.2， 。设 是 的分支。设 和设 。由于F是1好邻割，所以在 中存在一点v使得 。即， 是连通的。设 和设 。设在 中存在一点，它相邻到a和b中至少一个。则 是连通的。设在 中不存在一点，它相邻到a和b两个。由于在 与 间的交叉边是CQ n 的一个完美匹配，所以 。由于 ，所以 。由于 ，所以 。注意到 。由于 ，所以在 中存在一点，它相邻到a，b邻集中一点，即 是连通的。因此， 是连通的，即， 是连通的。这个矛盾到 是不连通的。 结合引理3.4和引理3.5可得以下定理： 定理3.6：交叉立方体CQ n 的1好邻连通度 。
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user: 4. CQ n 在PMC模型下的1好邻诊断度 定理4.1 [ 4 ] ：一个系统 在PMC模型下是g好邻t-可诊断的当且对于V中任意两个不同的顶点数至多为t的g好邻故障集F 1 ，F 2 ，存在 和 ，使得 (如图2)。 引理4.2：最小度为1的图至少有两个顶点。 引理4.3：交叉立方体CQ n 在PMC模型下的1好邻诊断度 。 证明：对任意的 ，设 ， 和 。因为CQ n 不包含三圈，所以 和 。根据引理3.3，可得 。又因为 ，所以F 1 ，F 2 是CQ n 的两个1好邻故障集。因为 ，所以在 和 之间没有边。由定理4.1，CQ n 不是1好邻2n-可诊断的。因此， 。 引理4.4：交叉立方体CQ n 在PMC模型下的1好邻诊断度 。 证明：根据1好邻诊断度的定义，需要证明CQ n 是1好邻 -可诊断的。根据定理4.1，等价于证明任意两个不同的1好邻故障集F 1 ，F 2 ，其中 和 ，存在 和 ，使得 。反证法。假设存在两个不同的1好邻故障集F 1 ，F 2 ，其中 和 ，对任意的 和 都有 。不失一般性，假设 。分以下两种情况进行讨论： 情形1： 。 。当 时，上述不等式矛盾。 情形2： 。 图2. 在PMC模型下可区分对(F 1 ， F 2 ) 根据假设 与 之间没有边和F 1 是1好邻条件故障集，可得 和 。同理，若 ， 。因此， 也是1好邻条件故障集。又因为 与 之间没有边，所以 不连通。故 是CQ n 的1好邻割。根据定理3.6，可得 。根据引理4.2，可得 。因此， 。这与 相矛盾。 由于以上两种情况都产生矛盾，故CQ n 是1好邻 -可诊断的。于是， 。 结合引理4.3和引理4.4，可得以下定理： 定理4.5：交叉立方体 在PMC模型下的1好邻诊断度 。
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user: 5. CQ n 在MM*模型下的1好邻诊断度 定理5.1 [ 4 ] ：一个系统 在MM*模型下是g好邻t-可诊断的当且仅当对V中任意两个不同的顶点数至多为t的g好邻故障集F 1 ，F 2 ，满足以下其中一个条件(如图3)： (1) 存在 和 满足 。 (2) 存在 和 满足 。 (3) 存在 和 满足 。 引理5.2：交叉立方体CQ n 在MM*模型下的1好邻诊断度 。 证明：对任意的 ，设 ， 和 。因为CQ n 不包含三圈，所以 和 。由引理3.3，可得 和 。因此，F 1 ，F 2 是CQ n 的两个1好邻故障集且 ， 。因为 ， 且A与 之间没有边，所以F 1 ，F 2 不满足定理5.1中的(1)~(3)。因此，CQ n 不是1好邻条件2n可诊断的。故 。 引理5.3：交叉立方体CQ n 在MM*模型下的1好邻诊断度 。 证明：根据1好邻诊断度的定义，需要证明CQ n 是1好邻 -可诊断的。反证法。根据定理5.1，假设 中存在两个不同的顶点数至多为 的故障集 不满足定理5.1中的(1)~(3)。不失一般性，假设 。分以下两种情况进行讨论： 情形1： 。 证明同引理4.4的情形1。 情形2： 。 断言1： 没有孤立点。 反证法。假设 至少有一个孤立点w。因为F 1 是一个1好邻故障集，所以至少存在一点 使得 。因为F 1 ，F 2 不满足定理5.1中的(3)，所以至多存在一点 使得 。因此仅有一点 使得 。同理，当 时，仅有一点 使 图3. 在MM*模型下可区分对(F 1 ， F 2 ) 得 。设W是 中的孤立点集， 。因此，当 时，对任意的 ，存在 个邻点在 中。由于 ，故 。因为 ，所以 。假设 ，有 。当 时，上式矛盾。所以， 。因为F 1 ，F 2 不满足定理5.1中的(1)且 的任意一点在H中不是孤立点，所以 与 之间不存在边相连。因此， 是CQ n 的点割且 ，即 是CQ n 的一个1好邻割。根据定理3.6， 。 因为 ， 且 和 都非空，所以 。于是，设 和 。故对于任意的 满足 。根据引理3.1，v 1 与v 2 至多有两个公共邻点。因此， 至多有两个孤立点。 假设 中恰有一个孤立点v，则 和 。因为 不包含三圈，所以 ， ， 和 。根据引理3.1，v 1 与v 2 至多有两个公共邻点，所以 。因此， 。于是， 。这与 矛盾。 假设 中恰有两个孤立点v和 则 ， 和 。因为CQ n 不包含三圈，所以 和 。又因为任意两点至多有两个公共邻点，所以 ， ， 和 中任意两个集合在 中都没有公共点。因此 于是， ，这与 矛盾。 若 ，则 。因为F 2 是一个1好邻故障集，所以 没有孤立点。断言1证明完毕。 设 。根据断言1，u在 中至少有一个邻点。因为F 1 ，F 2 不满足定理5.1，根据定理5.1(1)，所以对于任意一对相邻的点 ，不存在 使得 图4. CQ 4 不是1好邻7-可诊断的 和 。因此，u在 中没有邻点。由u的任意性， 与 中间没有边。因为F 1 是一个1好邻故障集且 ，所以 。根据引理4.5， 。因为F 1 和F 2 都是1好邻故障集且 与 之间没有边，所以 是CQ n 的一个1好邻割。根据定理3.6， 。因此， 。这与 矛盾。于是，CQ n 是一个1好邻 -可诊断的。故 。 结合引理5.2和引理5.3可得以下定理： 定理5.4：交叉立方体CQ n 在MM*模型下的1好邻诊断度 。 下面的例子说明当 时，CQ 4 在MM*模型下不是1好邻7-可诊断的。设 和 。容易验证F 1 和F 2 不满足定理5.1中的(1)~(3) (如图4)，所以CQ 4 在MM*模型下不是1好邻7-可诊断的。
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user: 6. 结束语 连通度和诊断度是互联网络容错的重要指标，本文研究了交叉立方体的1好邻连通度 和1好邻诊断度 。它是交叉立方体传统诊断度的两倍，意味着系统能够诊断出更多的故障结点。此外，本文还证明了在MM*模型下CQ 4 不是1好邻7-可诊断的。这为今后进一步研究交叉立方体网络的g好邻连通度、诊断度和相关诊断算法提供了理论基础。
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user: 摘 要 为探究云南省彝族人口空间分布及其与自然社会因子的关系，利用2010年云南省人口普查资料，2014年云南省统计年鉴和云南省县界矢量图，对云南省彝族人口的空间分布及其与自然社会因子的关系进行分析。结果表明，云南省彝族人口中位数中心分布位于禄丰县，中心要素位于玉溪市易门县，平均中心位于楚雄市，彝族人口分布方向大致呈东西方向。对云南省彝族人口空间分布影响最大的因子是人均GDP。 关键词 :彝族人口，空间分布，空间自相关，空间自回归
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user: 1. 前言 人口是生活在特定社会制度、特定地域具有一定数量和质量的人的总称 [ 1 ] 。人口分布是指人口在一定时间内的空间存在形式、分布状况、包括各类地区总人口的分布，以及某些特定人口(如城市人口、特定的人口过程和构成)的分布等。人口分布是受自然、社会、经济和政治等多种因素作业的结果 [ 2 ] 。人口分布问题原属社会学的研究范畴，人口地理学作为一门学科只是到了17世纪以后才逐渐形成。随着科学技术的不断进步，特别是10余年来地球信息科学的突飞猛进，在遥感、GIS、GPS技术的支持下，地理学家开始利用新的地学研究手段，定量、定位地研究人口、社会经济数据的空间分布问题 [ 2 ] 。例如Clark假设城市为理想地表形态、各项同性的圆形区域，人口围绕城市中心呈圆形分布，给出了城市人口分布密度的衰减规律 [ 3 ] 。与Clark模型类似的还有Sherratt模型等，该模型后被发展为“负指数模型” [ 4 ] 。此外，还有基于高斯分布的Smeed模型 [ 5 ] 、基于重量–质量–距离理论的重量人口分布模型等 [ 6 ] 。此类模型的特点是简单明了，可以对人口分布做出总体的宏观概况。Clayton用彩虹外影像上建筑物的数量，来验证人口普查数据的精度 [ 7 ] ；Ogrosky 在波兰 Puget Sound地区的研究表明，人口数与遥感影像上的城区面积之间具有高度的相关性(R 2 = 0.96) [ 8 ] ；Lo研究了TM影像不同波段的光谱值与城市人口密度之间的关系 [ 9 ] 。Paul Sutton等采用实用线性扫描系统的夜间热红外影像，与栅格化的美国1990年1 km × 1 km人口分布数据相比较，得出人口的密度程度与OLS影像值的高低在趋势上具有很好的一致性 [ 10 ] ；在人口密度的大城市地区，OLS影像值与人口密度具有很高的相关性(R 2 = 0.84)，但是在全国尺度上，二者的相关性一般(R 2 < 0.6)，而且R 2 随着空间分辨率的增大而减小。这些遥感参数与人口之间相关关系的空间稳定性较差，随着区域的不同而变化很大，难以推广到大尺度上 [ 11 ] 。叶文振以江西省为例，分析了人口密度与地貌类型、水系流域关系 [ 12 ] 。孙文生等分析了人口增长与经济发展的关系，指出人口增长与经济发展之间存在着促进–抑制–促进的互动关系 [ 13 ] 。王桂新指出区域经济发展水平和不同区域之间经济发展水平的差异，是我国人口迁移的两个最为重要的拉动力 [ 14 ] 。胡焕庸等综合考虑自然条件、经济状况等因素，将我国分为8大人口区，并在东、西部之间划出了一条人口数量、密度分界线“爱辉–腾冲线”，以此形象地描述我国东多西少的人口分布宏观格局 [ 15 ] 。韩光辉等认为我国的人口在大尺度上具有明显的差异分布特征，而在局部区域，人口密度与聚落性质与规模、自然地理条件及经济开发类型具有直接的联系 [ 16 ] 。程希提出经济人口承载力和资源人口承载力的概念，用以描述人口、自然资源与社会经济之间的相互关系 [ 17 ] 。 结合人口空间分布国内外研究理论与模型，本文利用云南省2010年人口普查资料和2014年云南省统计年鉴为数据源，对云南省彝族人口的空间分布及其与自然社会因子的关系进行分析，以期得到云南省彝族人口空间分布特征及其和自然社会因子的关系。 以云南省各县市彝族人口为研究对象，综合考虑了各种区域人口分布的主要影响因子，在此基础上结合GIS软件对研究区的人口分布建立了空间自相关、空间回归模型、空间滞后模型或空间误差模型，研究结果将更科学、客观地研究云南省彝族人口的空间分布，有利于揭示研究人口空间分布的重要性。为云南省彝族地区各级行政机构进行社会、经济、文化的发展决策提供依据，对行政管理、人口研究、了解市场供求、制定社会和经济发展计划等都具有重要意义。
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user: 2. 研究区域概况 2.1. 研究区域概况 云南省面积为39万平方千米，至2013年末总人口4686.6万人，人口密度为118.90人/平方千米，其中彝族人口数为512.71万人，占全省总人口的10.9% [ 18 ] 。 2.2. 云南省彝族概况 彝族主要分布在云南、四川、贵州、广西等省区，其中云南最多，为512.71万人。彝族是云南省少数民族中人口最多的一个民族，云南绝大部分县市都有彝族分布，而以楚雄彝族自治州、红河哈尼彝族自治州的哀牢山区、乌蒙山区和滇西北大凉山一带比较集中 [ 19 ] 。
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user: 3. 数据来源、研究方法及技术路线 3.1. 数据来源 对云南省彝族人口空间分布研究中，选用的数据包括有：2013年云南省地区生产总值(万元)、2013年云南省第一产业增加值(万元)、2013年云南省第二产业增加值(万元)、2013年云南省第三产业增加值(万元)、2013年医疗机构床位数(张)、2013年人均GDP(元/人)、2013年云南省总人口(万人)、2013年年均温(℃)、2013年年降水量(mm)、2010年人均受教育年限(年)、2010年文盲率(%)、2010年成人识字率(%/)、2010年彝族人口数量(人)。考虑人口分布的社会、经济、政治、文化等可能成为影响人口空间分布的因素。以上数据来自于2014年云南省统计年鉴及2010年云南省第六次全国人口普查数据。 3.2. 研究方法 3.2.1. 空间自相关 (Global Moran's I) 利用GIS进行空间自相关(Global Moran’s I)，用于反应事物或现象具有空间位置上的依赖关系。空间自相关根据要素位置和要素值来度量空间自相关。在给定一组要素及相关属性的情况下，该方法评估所表达的模式是聚类模式、离散模式还是随机模式。通过计算Moran’s I指数值、z得分和p值来对该指数的显著性进行评估。p值是根据已知分布的曲线得出的面积近似值(受检验统计量限制)。计算公式为 [ 20 ] ： (3-1) 式中， 是要素i的属性与其平均值( )的偏差， 是要素i和j之间的空间权重，n等于要素总和， 是所有空间权重的聚合： (3-2) 统计的 得分按以下形式计算： (3-3) 式中： (3-4) (3-5) 3.2.2.空间回归模型 利用GIS根据模型设定时对“空间”的体现方法的不同，空间计量模型主要分为空间滞后模型和空间误差模型 [ 21 ] 。 (1) 空间滞后模型：反映了因变量的影响因素会通过空间传导机制作用与其他地区。该模型通常被假定是空间自回归过程，因此空间滞后模型又被称为空间自回归模型，其表达式如下： (3-6) 式中，y是因变量，X是解释变量，W是空间权重矩阵，β是参数向量，ρ是空间滞后项W y 的参数，其衡量观测值之间的空间相互作用程度，μ是白噪音干扰项。 (2) 空间误差模型：反映区域外溢是随机冲出的作用结果。 空间AR(1)的形式： (3-7) (3-8) 式中，W是空间权重矩阵，ε是回归残差向量，λ是自回归参数，衡量了样本观察值中的空间依赖作用，即相邻地区的观察值y对本地区观测值y的影响方向和程度，当地区之间的相互作用因所处的相对位置不同而存在差异时，则采用这种模型； 空间MA(1)的形式： (3-7) (3-9) 式中，W是空间权重矩阵，μ为白噪声。 空间ARMA(1)的形式为： (3-7) (3-10) 目前一般空间计量模型都局限于一阶滞后模型、一阶自回归或一阶移动平均模型，且常用的比较多的是空间误差自相关，具体还应从空间回归模型结果中进行比较得出。 3.3. 技术路线 本研究技术路线如图1所示。
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user: 4. 云南省彝族人口空间分布状况分析 在上述数据建立的基础上，将其数据导入至云南省、县界线shp格式矢量图(精确到县区域)属性表中，用于分析云南省各县市彝族人口的空间差异，借助ArcGIS软件中arctoolbox工具，分析云南省彝族人口的空间分布状况。 图1. 技术路线 4.1. 云南省彝族人口空间分布度量 通过分析，得到以下结果：云南省彝族人口中位数中心分布位于禄丰县，中心要素位于玉溪市易门县，平均中心位于楚雄市。云南省彝族人口中心趋势位于云南省滇中地区，椭圆中短半轴长(139，031.98)，因此呈离散分布，分布方向大致呈云南省东西方向。标准距离为130，941.9，椭圆面积大，说明云南省彝族人口为分散分布。 4.2. 云南省彝族人口空间自相关分析 运用GIS中arctoolbox空间自相关工具对2010年云南省彝族人口进行空间自相关全局分析，得到图2。 由图2可知，Moran指数是正数，为0.058946，表明云南省彝族人口具有空间正相关性，但正相关性不大。Z得分为1.46，说明云南省彝族人口空间分布为随机的，离散与聚集程度不明显。
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user: 5. 云南省彝族人口空间分布影响因子分析 5.1. 云南省彝族人口经典回归模型 运用空间统计分析软件Opengeoda，先以2010年云南省彝族人口为字段变量，建立空间权重矩阵，并保存结果。又选择空间统计分析软件中Regression工具，以2010年云南省彝族人口为因变量，以2013年云南省地区生产总值、2013年云南省第一产业增加值、2013年云南省第二产业增加值、2013年云南省第三产业增加值、2013年医疗机构床位数、2013年人均GDP、2013年云南省总人口、2013年年均温、2013年年降水量、2010年人均受教育年限、2010年文盲率、2010年成人识字率12个值为自变量，结合之前保存的空间权重矩阵结果，将方法选择为Classic，对13个数值建立经典回归模型，得出表1。 从表1中可以看出，诊断了在给定权重矩阵情形下研究对象的自相关性(包括滞后和误差两种情况)，其中稳健LM (误差)的概率值是0.8014261，稳健LM (误差)的概率值是0.1060965，比较大小，稳健LM (误差)大于稳健LM (滞后)，所以应该建立空间误差模型。 5.2. 云南省彝族人口空间误差模型 在经典模型基础上，对2010年云南省彝族人口选择用空间误差模型进一步分析。选择空间统计分析软件Regression工具，同样以2010年云南省彝族人口为因变量，剩余的12个值为自变量，结合之前保 图2. 云南省彝族人口空间自相关分析图 Table 1 Spatial regression model result 结果 MI/DF 数值 概率 Moran指数(误差) 0.110978 N/A N/A 拉格朗日乘数(滞后) 1 7.5628729 0.0059583 稳健LM (滞后) 1 0.0632532 0.8014261 拉格朗日乘子(误差) 1 10.1110424 0.0014738 稳健LM (误差) 1 2.6114227 0.1060965 拉格朗日乘数(SARMA) 2 10.1742956 0.0061756 表1. 空间回归模型结果 存的空间权重矩阵结果，将方法选择为Spatial Error，对13个数值建立空间误差模型，得出结果如表2所示。 比较空间误差模型的结果与经典回归模型结果的差异： (1) 空间误差模型赤池信息准则 [ 22 ] (3104.99)、施瓦茨准则 [ 23 ] (3144.59)、似然比率 [ 24 ] (−1538.49)均明显小于经典回归模型的似然比率 [ 24 ] (−1541.67)、赤池信息准则 [ 22 ] (3109.34)、施瓦茨准则 [ 23 ] (3146.11)，说明模型对数据的拟合能力有明显的改进。 (2) 空间自回归系数(0.409614)是统计非常显著的(p < 0.01)。 (3) 各变量的回归系数方向没有改变，但是绝对值上均有所上升，在一定程度上说明了空间上邻接关系影响了变量自身的解释力。 Table 2 The error model of the Yi people in Yunnan province spac 变量 系数 标准误差 Z值 概率 空间回归系数 0.4096138 0.1388586 2.949863 0.0031793 常量 619108.8 1380308 0.4485294 0.6537712 地区生产总值 0.4855925 0.6624145 0.7330644 0.463519 第一产业增加值 −0.3185629 0.6657154 −0.4785271 0.6322751 第二产业增加值 −0.4259399 0.6604393 −0.6449343 0.5189696 第三产业增加值 −0.5259021 0.6639921 −0.7920306 0.4283427 医疗机构床位数 1.59632 4.985763 0.3201757 0.7488352 人均GDP −1.6638 0.7357012 −2.261516 0.0237272 年均温 1683.289 2118.359 0.7946194 0.4268348 年降水量 −32.9484 16.88033 −1.951881 0.0509522 人均受教育年限 6387.246 10446.43 0.6114284 0.5409159 文盲率 −8227.722 17876.39 −0.4602564 0.6453323 成人识字率 −6159.478 14082 −0.4374008 0.6618208 云南省总人口 −0.00742537 0.001306546 −5.683208 0.0000000 函数 0.553288 0.1388633 3.984406 0.0000677 表2. 曲线云南省彝族人口空间误差模型结果 (4) 异方差仍然存在。 (5) 报表的最后一部分是对模型的空间习惯性系数的渐进显著性检验，结果该系数是统计显著的。 (6) 回归方程： ，其中 为常量到云南省总人口的13个系数值，但因常数、地区生产总值、第一产业增加值、第二产业增加值、第三产业增加值、医疗机构床位数、年均温、人均受教育年限、文盲率、成人识字率的概率值分别为0.463519、0.6322751、0.5189686、0.4283427、0.7488352、0.4268348、0.5409159、0.6453323、0.6618208不小于0.05，未通过检验，所以舍去不用，故只有云南省总人口(0.0000)和人均GDP (0.0237272) 2个系数值，说明在所研究的影响云南省彝族人口分布的12个指标中，人均GDP的影响力最大。 为之前做的权重矩阵， 为LAMBDA的系数0.553288， 为残差列(该处未显示)。由此可得知，云南省彝族人口分布与地区生产总值、第一产业增加值、第二产业增加值、第三产业增加值、医疗机构床位数、年均温、人均受教育年限、文盲率、成人识字率没有存在明显相关。云南省彝族人口空间分布中，人均GDP的影响力最大，说明经济因素是影响人口分布的一大因素。地区的经济发展状况，将会对地区自然资源、人口数量、人口素质、人口结构、人口流动都带来不同程度的影响：地区经济发展状况与一个地区城市发展程度有关，经济水平越高，城市发展程度也大，所容纳的人口和流动人口也越多；地区的经济发展状况与医疗水平条件有关，经济水平越高，地区医疗水平条件越高，流动人口与常住人口也越多；随着中国经济体制改革、计划生育政策的实施，人口出生、死亡与自然增长率地渐显稳定，在经济社会的迅速发展情况下、政府人口相关政策的逐步调整与缓和，促动了地区内人口的迁移。从而在云南省彝族人口空间分布中，人均GDP对其影响最大。
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user: 6. 结论 (1) 对2010年彝族人口进行平均中心、中位数中心、中心要素、方向分布、标准距离分析，得出云南省彝族人口中位数中心分布位于禄丰县，中心要素位于玉溪市易门县，平均中心位于楚雄市。整个云南省彝族人口分布呈现出离散状态，彝族人口分布方向大致呈东西方向。 (2) 对2010年彝族人口进行空间自相关全局分析，在得出的报表里看出云南省彝族人口在空间上的分布是随机的。 (3) 采用空间误差模型对2010年彝族人口进行空间自回归，结果表明对云南省彝族人口空间分布影响最大的是人均GDP。云南省彝族人口分布与地区生产总值、第一产业增加值、第二产业增加值、第三产业增加值、医疗机构床位数、年均温、人均受教育年限、文盲率、成人识字率没有存在明显相关。经济社会迅速发展，在政府相关政策的参与下，地区的经济发展状况，对地区自然资源、人口数量、人口素质、人口结构、人口流动都带来不同程度的影响。研究云南省彝族人口空间分布，可在后期正确、全面认识云南省彝族人口与经济增长之间的关系，从而优化配置，把握云南省彝族人口与经济、资源以及环境之间的协调发展，最终实现云南省全方位的可持续健康发展。
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user: 资助信息 云南省哲学社会科学基地课题(JD13YB17)，云南省卓越青年教师特殊培养项目(自然地理学)，楚雄师范学院人文地理与城乡规划校级重点建设专业项目。
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user: 摘 要 目的：探讨浆膜下剥离术在严重急性胆囊炎LC术中的应用价值。方法：回顾性分析我院2006年9月至2015年11月间198例严重急性胆囊炎病人(包括急性结石性化脓性胆囊炎，结石性坏疽性胆囊炎，非结石性化脓性胆囊炎，非结石性坏疽性胆囊炎及胆囊穿孔)，对照组(2006年9月至2011年9月)采用常规LC治疗的病人98例与治疗组(2011年9月至2015年11月)行浆膜下剥离术100例，比较二组手术时间、术中出血量、引流管保留时间、住院时间、中转开腹率等指标。结果：治疗组手术时间85.0 ± 32.3 min显著少于对照组128.0 ± 46.5 min，P < 0.001；术中出血量治疗组42.0 ± 23.6 ml显著少于对照组65.0 ± 36.5 ml，P < 0.001；引流管保留时间治疗组2.0 ± 0.5天，显著少于对照组3.0 ± 0.8天，P < 0.001；术后住院时间，治疗组4.0 ± 0.7天，显著少于对照组5.0 ± 1.8天，P < 0.001；中转开腹治疗组2例，显著少于对照组9例，P < 0.05。结论：胆囊浆膜下剥离术操作简单，损伤小，减少肝脏损伤及术中出血，缩短手术时间，对严重急性胆囊炎是较好的技术选择。 关键词 :浆膜下剥离术，LC术，胆囊结石，急性胆囊炎，非结石性胆囊炎
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user: 1. 引言 腹腔镜胆囊切除术(Laparoscopic Cholecystectomy， LC)自上世纪80年代中期应用于临床后，目前已成为治疗胆囊良性疾病的“金标准”。LC是治疗急性胆囊炎(Acute Cholesystitis， AC)的首选。但AC严重程度差异较大，手术难易程度差别也大。因此，对AC进行分类，并选择有针对性的处理策略，具有现实意义。鉴于病人的异质性，AC大致分为3类：① 初次发病，且局部炎症程度，归属简单AC，LC是最佳治疗方案；② 伴有并发症的AC (包括胆囊化脓，坏疽，穿孔，胆囊周围积脓)和慢性胆囊炎急发，延迟的外科干预是高并发症率和病死率的重要原因 [ 1 ] 。mirizzi综合征归属复杂AC，LC困难时可选择胆囊大部切除；③ AC伴器官功能障碍，归属危重AC，急诊经皮胆囊造瘘术联合择期LC为理想方案 [ 2 ] 。我院把具备共同病理解剖特征的复杂AC (包括胆囊化脓，坏疽，穿孔，胆囊周围积脓)，单独研究，命名严重急性胆囊炎(Severe Acute Gallbladder， SAG)，针对这类病人，我院研究了急性炎症期胆囊病理特点，总结出了“浆膜下剥离术”。总结我院这类病人临床资料，报告如下：