由圈长分布确定的偶图

阶为n的图G的圈长分布是序列(c1,c2,…,cn),其中Ci是图G中长为i的圈数.本文得到如下结果:设A(?)E(Kn,r),|A|≤1,且n≤r≤min{n+6,2n-3),则G=Kn,r-A是由它的圈长分布确定的.

由圈长分布确定的偶图的几个定理

阶为n的图G的圈长分布是序列(c_1,c_2,…,c_n),其中c_i是图G中长为i的圈数.得到如下结果:(1)设A E(K_n,n),则当K_(n,n)[A] K_(l,j)或K_(n,n)[A] jK_2时,K_(n,n)—A是由它的圈长分布确定;(2)设A E(K_(n,n),|A|=4,n≥11,则K_(n,n)—A是由它的圈长分布确定的.

由圈长分布确定的偶图

阶为n的图G的圈长分布是序列(c1,c2,…,cn),其中ci是图G中长为i的圈数.作者得到如下结果:设n≤r≤min{n+6,2n-3},则Kn,r是由它的圈长分布确定的.

偶图K_(n,n)-A(|A|=6)圈长分布的唯一性

阶为v的图G的圈长分布是序列(c1,c2,…,cv),其中ci是图G中长为i的圈数.计算了Kn,n-A(A E(Kn,n),|A|=6)的4圈数,以及证明了Kn,n-A(|A|=6,n≥22)是由它的圈长分布确定的.

由圈长分布确定的偶图

阶为n的图G的圈长分布是序列(c1,c2,…,cn),其中ci是图G中长为i的圈数.得到如下结果:设A■E(Kn,r),|A|=4,n≤r≤m in{n+6,2n-9},则G=Kn,r-A是由它的圈长分布确定的.

偶图K_(n,n+8)-A(|A|≤3)的圈长分布唯一性

阶为n的图G的圈长分布是序列c1,c2,…,cn,其中ci是图G中长为i的圈数.设A EKn,n+8,在情况①G=Kn,n+8(n≥13);②G=Kn,n+8-A(|A|=1,n≥15);③G=Kn,n+8-A(|A|=2,n≥17);④G=Kn,n+8-A(|A|=3,n≥19)时,图G由其圈长分布唯一确定.

关于给定偶图的圈长分布的计算

阶为ν的图G的圈长分布是序列 (c1 ,c2 ,… ,cν) ,其中ci 是G中长为i的圈的数目。

圈长分布确定的偶图K_（n，n）A_3

阶为ｎ的图Ｇ的圈长分布是序列（Ｃ１，Ｃ２，…，Ｃｎ），其中Ｃｉ是图Ｇ中圈长为ｉ的圈数．本文得到了如下结果：设则是由它的圈长分布确定的．并给出了Ｋｎ，ｎ－Ａ３在各种情形下的圈数计算公式．

图的圈长分布和圈长分布唯一的图

阶为ｎ的图Ｇ的圈长分布是指序列（ｃ１，ｃ２，…，ｃｎ），其中ｃｉ是Ｇ中长为ｉ的圈数．若不存在，使Ｇ’与Ｇ有相同的圈长分布，则称图Ｇ是圈长分布唯一图．本文确定了Ｋｎ－Ａ（｜Ａ｜＝ｊ，ｎ≥｜Ａ｜＋３）的最小、最大的４圈和５圈数．证明了当ｎ≥９时，Ｋｎ－Ａ（｜Ａ｜＝４）以及当ｎ≥１４时，Ｋｎ－Ａ（｜Ａ｜＝５）都是圈长分布唯一图．

一类由圈长分布确定的图

阶为ｎ的图Ｇ的圈长分布是序列（ｃ１，ｃ２，…，ｃｎ），其中ｃｉ是Ｇ中长为ｉ的圈的数目．本文证明了下述结果：设Ａ Ｅ（Ｋｎ），｜Ａ｜３，ｎ≥｜Ａ｜十３，，则Ｋｎ—Ａ是由它的圈长分布确定的．

一种新的纬编线圈长度测试方法

简单介绍了目前纬编线圈长度的两种测试方法 :脱散法和利用线速圈长仪的动态测试法 ,指出了它们的不足之处 ,并介绍一种新的纬编线圈长度测试方法。

有向图的有向圈长分布(英文)

阶为v的有向图D的有向圈长分布是序列(c_1,c_2,…,c_v),其中C_i是D中长为i的有向圈的数目。设0≤x_i≤v-i-1,证明了存在v个顶点的有向图D,使D的有向圈长分布为(0,0,x_1,x_2,…,x_(v-3),1),并且给出了具有有向圈长分布为(0,0,x_1,x_2,…,x_(v-3),1)的有向图的最大可能的弧数以及具有有向圈长分布为(0,0,k,k,…,k,k-1,…,3,2,1)(其中1≤k≤v-2)的有向图的最小可能弧数的上界。

圈长为3的k圈图laplacian矩阵谱的界

设G为n阶的连通k(k 3)圈图,λ1(G)是图G的laplacian矩阵的最大特征值.本文讨论了圈长为3的k圈图的最大特征值与其顶点数及各顶点的悬挂边个数之间的关系.

染色数为5和6的图中的圈长

Moore和West提出问题:每一个(k+1)-临界的非完全图中是否存在一个模k的意义下长度为2的圈.这里证明了更强的结论:对于k=4,5,每一个(k+1)-临界的非完全图中一定存在模k的意义下所有长度的圈.

一类2-连通图的控制圈的圈长

在有限无向简单图中,引进控制圈的定义,得到了一类2-连通图的控制圈的圈长至少为2σ-2,在一定的条件下改进了田丰等人证明的控制圈的圈长至少为2σ-3的结果.

最大圈长小于11的测地块的结构

研究了最大圈长小于11的测地块的结构，发现它们均为Plesnik图.

长株潭都市圈协同发展研究:现实阻滞与优化对策

推进都市圈协同发展,是实现区域协同、促进区域经济发展的必然选择。本文从内部协同与外部协同两个角度,对长株潭都市圈协同发展过程中存在的问题进行深入剖析,并从促进长株潭都市圈内部协同、增强中心城市辐射效应、推进产业整合、加快公共服务协同、推进生态文明建设等方面提出相应的优化对策建议,以期为推进现代化都市圈建设提供借鉴。

高质量视域下的长株潭都市圈公共服务共建共享

公共服务关乎民生,联结民心。近些年来,长株潭都市圈公共服务共建共享取得长足进步,但仍存在公共服务供给不足、公共服务资源空间分布不均衡、服务精准化水平不高等问题,与满足人民群众美好生活需求的要求仍有差距。都市圈居民十分关注政务服务和教育,其中教育不公是热点。为此,需要进一步完善都市圈公共服务共建共享协商机制、在公共服务标准方面达成更多共识、深化公共服务各领域的合作、加大资源配置的保障力度。

基于空间模拟的都市圈旅游景区综合交通可达性分析——以长株潭都市圈为例

综合交通可达性对当代都市圈的旅游景区服务质量和游客体验有重要作用。文章以长株潭都市圈为例,通过空间数据库构建、出发点玫瑰图构建、交通分担率测算、交通接驳时间计算、交通方式可达性分析、景区综合交通可达性结构分析等空间模拟步骤,深入归纳其旅游景区综合交通可达性的空间分布特征及问题。结果表明:长株潭都市圈中旅游景区综合交通可达性的空间分布呈现出由中心城区向边缘区域的“低-高-低”趋势。旅游景区对高速公路依赖显著,轨道交通作用发挥不足,各类交通之间接驳不畅,部分景区入口设计存在问题。文章据此提出宏观交通规划、中观交通组织、微观交通设计3方面的优化措施。文章通过对旅游交通的前端、中端、末端环节全过程分析,构建都市圈旅游景区综合交通可达性的研究框架。在交旅融合背景下,对于优化都市圈的旅游交通系统具有规划和管理的启发作用。

基于PLUS模型的长株潭都市圈景观生态风险动态分析

基于土地利用数据和景观生态风险评价模型,分析2000—2020年长株潭都市圈景观生态风险时空演变特征,结合PLUS模型科学预测自然发展情景和生态保护情景下2030年长株潭都市圈的景观生态风险空间分布格局。结果表明:①2000—2020年长株潭都市圈景观生态风险呈现北高南低、西高东低的空间分布特征,较低和中等生态风险区域总面积占比大于60%,生态风险加剧区域面积不到生态风险降低区域面积的1%,整体表现出高等级生态风险区向低等级生态风险区转移的特征;②研究区景观生态风险表现出较强的空间集聚特征,高—高集聚区主要分布在宁乡市、望城区、渌口区、雨花区和长沙县,低—低集聚区主要分布在研究区边界;③相比自然发展情景,生态保护情景下生态用地减少速率变缓,有助于缓解研究区生态风险,有利于构建和谐有序的生态安全格局。