Cu、Ag、Au价电子结构参数统计值及熔点的理论研究

基于"固体与分子经验电子理论"(EET),分析了Cu、Ag、Au的价电子结构,计算了一组表征金属单质性质的价电子结构参数统计值E′_A,T′_m,利用价电子结构参数统计值讨论了Cu、Ag、Au的熔点问题。计算结果表明,E′_A值越大,其对应金属的熔点越高,且E′_A的变化趋势与实验相吻合;Cu、Ag、Au熔点的统计值分别为T′_m^(Cu)=1 351.0 K、T′_m^(Ag)=1 126.2 K、T′_m^(Au)=1 305.0 K,相应的实验值偏差依次为0.41%、8.82%、2.33%,研究结果与实际符合较好。

基于AUC及Q统计值的集成学习训练方法

针对借贷过程中的信息不对称问题,为更有效地整合不同的数据源和贷款违约预测模型,提出一种集成学习的训练方法,使用AUC(Area Under Curve)值和Q统计值对学习器的准确性和多样性进行度量,并实现了基于AUC和Q统计值的集成学习训练算法(TABAQ)。基于个人对个(P2P)贷款数据进行实证分析,发现集成学习的效果与基学习器的准确性和多样性关系密切,而与所集成的基学习器数量相关性较低,并且各种集成学习方法中统计集成表现最好。实验还发现,通过融合借款人端和投资人端的信息,可以有效地降低贷款违约预测中的信息不对称性。TABAQ能有效发挥数据源融合和学习器集成两方面的优势,在保持预测准确性稳步提升的同时,预测的一类错误数量更是进一步下降了4.85%。

铜单质价电子结构参数统计值的计算

基于固体与分子经验电子理论,对Cu单质的价电子结构进行了分析,计算了价电子结构参数统计值n′A、E′A,给出了价电子结构参数统计值的计算方法,将统计值n′A、E′A与最可几值nA、EA进行了对比。计算结果表明,Cu原子处于甲种杂化第1～12杂阶时所处的状态为其实际中可能存在的;Cu的统计值n′A、E′A与相应的最可几值nA、EA的计算偏差分别为5.72%和6.86%,可以用n′A、E′A代替nA、EA来讨论铜的宏观性能。

相结构形成因子统计值对钢中化合物形成的影响

本文根据宏观物理量是微观原子状态统计值的思想,将原子组态最可几值改用统计值代替,利用固体与分子经验电子理论(EET)计算钢中FeS、MnS、TiC(N)、NbC(N)、VC(N)、AlN的相结构形成因子的统计值S′,探讨了各种化合物的S′对钢中组成原子自发凝聚成各种化合物能力的影响.研究发现S′McN<S′McC,可以从电子层面合理解释钢在平衡状态下由高温向低温转变时,FeS先于MnS析出,合金碳化物先于合金氮化物析出,在非平衡状态下,析出顺序相反的事实.并成功解释了铁碳相图共晶转变和共析转变各个相的形成顺序.从电子层次得出,在平衡条件下,S′较大的相先形成,在非平衡条件下,S′较小的相先形成.在某一适当冷却速度范围内,S′相差较小的相可以共生,这一冷却速度区间将是S′差值的函数.

单桩竖向抗压承载力统计值的探讨

本文通过一个工程实例,说明《建筑基桩检测技术规范》(JG J106-2003)中关于单桩竖向抗压承载力统计值的方法在某些情况下,不符合数理统计原理,是不合理的。按《建筑桩基技术规范》(JG J 94-94)计算起来比较繁琐,但却是严格按数理统计原理进行的,事实证明此法较为合理。本文还针对在进行3根以上桩的折减系数λ计算,出现多个值时的选择进行了探讨,得出合理的解决方法。

铝的价电子结构参数统计值的计算

基于固体与分子经验电子理论,计算并分析了纯金属晶体Al的价电子结构及同相界面上的键络分布,进而计算了价电子结构参数统计值n′A,E′A,Δρ′。计算结果表明:Al原子处于第4、5杂阶时为原子可能存在的真正状态;结构参数的统计值分别为n′A=0.223 23,E′A=28.580 39 kJ.mol-1,Δρ′=4.513 6%。

对高校毕业生“就业率”统计值的思考

“就业率”是随着我国高校毕业生就业制度改革而出现的新概念。它作为评估一所高校教育教学质量和办学水平高低的指标之一，对高校调整学科专业结构、提高办学质量、重视就业指导和服务工作起到了积极作用。然而，关于就业率的统计时段、统计名目的理解、统计方法问题，目前业内仁者见仁，智者见智，使得毕业生就业状况的监控、指导、调整、管理很不利，笔者于本文进行了必要的分析和论证。

对《1989年乌斯特统计值公报》中不匀率指数Ⅰ正确性的质疑

本文对《1989年乌斯特统计值公报》中的普梳棉纱、精梳棉纱和精纺全毛纱的不匀率指数Ⅰ值曲线图进行了论证,指出其不匀率指数统计值存在的误差,认为实际运用该指标进行生产科研将受到障碍。请引用者注意并希望该公报在下一期中加以纠正。

利用Kappa统计值研究多种空气质量预报方法的一致性

采用基于权重Kappa统计值的方法,在剔除了由于偶然性和随机性造成的一致性的基础上,对三种常用的空气质量预报方法的预测结果的一致性进行了衡量。结果表明,"数值模式预报"与"综合经验预报"的预测结果为"中等的一致性",说明其预测结果的一致性并不是由于偶然性造成的。衡量结果是清晰的,避免了来自主观评价的差异。从而,有利于提高对不同模型预测结果的差异性的认识,对进一步提高空气质量预报的准确度有着重要意义。

成纱乌斯特统计值系统控制的探讨

对成纱乌斯特统计值中的条干CV %值、细节 /km、粗节 /km、棉结 /km的影响因素进行了系统分析 ,阐述了纺纱各工序工艺的控制方法 。

乌斯特统计值的比较分析

摘录了乌斯特 97统计值中的条干CV %、断裂强度和断裂强度CV %、常发性纱疵 (细节、粗节和棉结 )几项主要成纱质量指标 ,通过图形与乌斯特 89统计值、乌斯特 82统计值进行了比较分析 ,指出 :近几年来世界棉纱的质量在不断提高 ,而较粗号、较低水平的成纱质量进步幅度较大 ,普梳纱和转杯纺纱的质量全面进步。

参数估计在水文统计值推算中的应用

应用数理统计中参数估计的原理,利用样本求总体的置信区间,可以推算流量降水的平均值,可得到一定置信度的置信区间,即可求出平均值。

1989年乌斯特统计值应用浅析及CV_b％值的实际意义

乌斯特统计值是当前世界上最为系统与完整的纱线质量统计资料,由于包括了大量的试验、分析、统计工作,其数值代表了当今世界纱线的质量水平。

关于USTER~ CLASSIMAT QUANTUM的USTER~统计值

第一批配备电子清纱系统的络筒机出现在1960年，那时的络筒机还不是自动的。最初，只有大的粗节才能被清除，然后人工打结。那时的纱线不匀率明显高于今天的纱线，较大的粗节在机织物或针织物上是看得见的。

1989年乌斯特统计值的主要特点及读图使用

本文简要介绍了1980年乌斯特统计值的主要特点,并在实际生产中探讨了量图与计算相结合的读图使用方法。

对线损率月度统计值波动因素的定量分析

线损率指标月度统计值不稳定、波动大,甚至在某些月分(特别是二月)还出现负值的现象在各个供电单位普遍存在,而且对其波动原因的定量分析一直比较困难。因此,长期以来,线损率被认为说不清、不可信。线损率统计计算公式如下:线损率=(供电量-售电量/供电量)×100(%)其中:供电量-售电量称为损失电量。从上式看出,如果供。