系列顺序短时记忆任务中时间分离效应及理论解释

时间分离效应是指在系列顺序短时记忆任务中,时间间隔越长的项目越容易被一起回忆的现象。介绍了时间分离效应的两种相反理论解释:事件理论和时间理论。前者认为对项目的回忆依赖过去项目信息加工过程中的认知操作,与项目时间属性无关;后者则强调项目在时间维度上分离性会影响项目回忆成绩。剖析了在整合了两种理论的基础上提出的SIMPLE理论对时间分离效应的拟合,拟合结果表明系列顺序短时记忆并不包含时间信息表征。

重叠脉冲的到达时间分离方法研究

多信号环境下的脉冲重叠或丢失是雷达侦察信号处理在现代复杂环境中面临的一个新的难题，建立在保宽脉冲基础上的PDW中的一个主要参数TOA无法分离重叠情况而导致脉冲丢失。本文根据保幅脉冲在脉冲重叠时的幅度差异，提出采用高速采集的方法来获取其幅度的变化情况，通过仿真得到了TOA分离的方法及其效果，证明本文提出的思路和方法是可行的。

时间分离式低运输高支护型大采高液压支架研究

针对井下大采高工作面要求的支架最大支护高度增加,最低运输高度保持不变的支护和运输难题,研究了一种最大支护高度增加、整架运输高度保持不变、运输过程与支护过程通过时间分离使其具备不同姿态的新型大采高液压支架。

(4±2)℃静置法不同静置时间分离脂肪血浆效果分析

目的探讨（4±2）℃静置法分离脂肪血浆的静置时间对脂肪分离效果的影响。方法将脂肪血浆（脂血指数＆gt;65%）300袋（200 mL/袋）放入（4±2）℃贮血冰箱中垂直静置,每24 h记录分离情况及絮状物产生情况;测定分离前后总蛋白并对比评估分离效果。结果脂肪总分离成功率87.3%（262/300）,≤120 h分离成功率为87%（261/300）并且无絮状物出现,分离前后总蛋白含量（g/L）为63.1±3.7 vs 61.1±3.9（P〉0.05）。结论 4±2℃静置法分离脂肪血浆时间≤120 h不影响分离后血浆内总蛋白含量。

马铃薯跳跃高度与分离时间试验研究

针对现有马铃薯收获机摆动筛式薯土分离筛装置破皮率和分离输送效率两者难以平衡的问题,对马铃薯输送分离作业进行了室内试验,确定了影响马铃薯破皮率和分离输送效率的主要作业参数。以马铃薯在摆动分离筛上的最大跳跃高度和分离时间为指标进行室内单因素试验和正交试验。单因素试验表明:马铃薯在摆动分离筛上最大跳跃高度与马铃薯质量、曲柄转速呈正相关,与筛杆间距、筛面倾角呈负相关;分离时间与筛杆间距呈正相关,与马铃薯质量、曲柄转速、筛面倾角呈负相关;筛杆材料65Mn-橡胶表现较好。正交试验表明:影响马铃薯最大跳跃高度的主次顺序为筛杆材料>筛杆间距>筛面倾角>曲柄转速;影响马铃薯分离时间的主次顺序为筛面倾角>筛杆间距>曲柄转速>筛杆材料;较优的分离筛参数组合为曲柄转速200r/min、筛面倾角21.7°、筛杆材料65Mn-橡胶、筛杆间距50mm。得到的试验数据和结论可为马铃薯输送分离装置的结构改进和参数优化提供参考。

基于时间尺度分离的中国东部夏季降水预测

基于时间尺度分离,利用NCEP 第2代气候预测系统（CFSv2）每年4月起报的夏季月平均预测资料,结合实际观测资料和再分析资料,对江淮流域及华北地区夏季降水距平百分率进行降尺度预测.将预测量和预测因子分为年际分量和年代际分量,在两个时间尺度上分别建立降尺度模型,两个预测分量之和为总预测量.对1982-2008年拟合时段的夏季降水距平百分率的回报结果表明降尺度预测结果相对于原始模式结果预测技巧显著提高.降尺度预测与实况降水在江淮流域和华北地区的空间相关系数最大值超过0.8,多年平均值也分别提高到0.53和0.51;时间相关在每个站点也显著增强,相关系数为0.38～0.65.对2009-2013年进行独立样本检验,结果表明：降尺度模型能较好地预测出该时段的降水异常空间型态.同时,该模型对2014 年夏季降水长江以南偏多、黄淮地区偏少的分布形势也有一定预测能力.

吉林春旱期降水潜在影响因子的分离时间尺度分析

基于1960-2012年的地面常规气象指标、大尺度气候指数和NOAA气候分析产品，利用功率谱周期分析、时间尺度分离分析和交叉检验的逐步回归分析等，把吉林省春旱期（4-5月）降水量分离成不同时间尺度的值，并在年代际尺度和年际尺度下分别找到显著相关的影响因子。结果表明：吉林春旱期降水存在着2～4a的年际变化和10a左右的年代际变化。在年代际尺度上，4月降水与前期3月南半球环球状态指数以及俄罗斯东部高纬地区的低空经向风有关，5月降水与同期北半球环球状态指数和前期4月太平洋中高纬环流有关；在年际尺度上，4月降水与前期3月混合ENSO指数和同期当地相对湿度、华东华北沿海地区的低层经向风有关，5月降水与同期北大西洋涛动指数以及局地相对湿度、地面气压有关。利用选出的影响因子对降水进行预报，估计值和真实值的相关系数分别为0．67（4月）和0．81（5月），且选择合适的影响因子比模型结构更加重要。

超早期颅骨修补术对皮瓣分离时间及术中出血量的影响

目的探讨超早期(去骨瓣减速压术后6周内)颅骨修补术对皮瓣分离时间及出术中血量的影响。方法选取自2010年3月至2011年3月收治的行超早期颅骨修补术25例颅骨缺损患者为超早期修补组。选择同期去骨瓣减压术后3月以上行颅骨修补术颅骨缺损患者18例为对照组。对比分析两组患者的术中出血量、术中皮瓣分离时间的差异。结果超早期颅骨修补组患者的皮瓣分离时间[(12.9±7.2)min]较对照组[(30.1±10.8)min]明显缩短(P<0.01),而术中出血量[(226.3±40.3)ml]较对照组[(381.5±58.9)ml]明显减少(P<0.01)。术后3月、6月患者均来院复查头颅CT,所有患者均未见脑积水、感染、硬膜下积液、头皮愈合不良等并发症。结论在严格选择适应症的前提下,超早期颅骨修补术有利于减少术中出血,缩短皮瓣分离时间,且其并发症发生率并未升高。

导弹适配器分离时间计算方法及影响因素研究

针对导弹适配器分离时间问题,提出适配器分离计算的基本假设,并在此基础上建立适配器分离时间的微分方程,并证明了该方程不能得到解析解,利用Runge-Kutta数值方法得到某型适配器分离时间的数值解。通过对比试验结果可知,该计算方法与试验结果基本吻合。在适配器分离时间数值解法的基础上,分析弹簧刚度、迎风角度、导弹速度以及侧向风速对适配器分离时间的影响规律,经过分析,弹簧刚度和侧向风速是影响适配器分离的主要因素。

一种分离时间尺度的统计降尺度模型的建立和应用——以华北汛期降水为例

针对预报量变化中存在受不同物理因子控制的不同时间尺度变率特征,本文提出了分离时间尺度的统计降尺度模型。应用滤波方法,将不同尺度的变率分量分开,在各自对应的时间尺度上利用不同的大尺度气候因子分别建立降尺度模型。华北汛期(7～8月)降水具有年际变率和年代际变率,本文以华北汛期降水为例利用分离时间尺度的统计降尺度模型进行预测研究。采用的预报因子来自海平面气压场、500hPa位势高度场、850hPa经向风场和海表温度场以及一些已知的大尺度气候指数。利用基于交叉检验的逐步回归法建立模型。结果表明,年际尺度上,华北汛期降水与前期6月赤道中东太平洋海温以及同期中国东部的低层经向风密切相关;年代际尺度上,在东印度洋—西太平洋暖池海温的作用下,华北降水与前期6月西南印度洋海平面气压有同步变化关系。年际模型和年代际模型的结果相加得到对总降水量的降尺度结果。1991～2008年的独立检验中,模型估计的降水和观测降水的相关系数是0.82,平均均方根误差是14.8%。结合模式的回报资料,利用降尺度模型对1991～2001年的华北汛期降水进行回报试验。相比于模式直接预测的降水,降尺度模型预测的结果有明显改进。改进了模式预测中年际变率过小的问题,与观测降水的相关系数由0.12提高到0.45。

MAP-红细胞分离时间与部分血液质量指标的相关性研究

目的分析不同时间分离MAP添加的红细胞保存期末血液质量指标的变化。方法采集ACD-B血袋T-200ml/T-400ml抗凝全血。实验分5组,分别于当天、第2、3、5、7天分离制备MAP-红细胞悬液,混匀后用无菌导管留取20ml,标本于保存期末(至采血之日起第35天)进行无菌试验和实验室检查RBC、pH、K+、Na+、游离Hb等指标。结果无菌试验显示均无细菌生长,RBC、pH检测结果的差异无显著性,而游离Hb和K+于第2、3天分离保存期末的差异有显著性(P<0.05),HCT和Na+于第7天分离保存期末的差异有显著性。结论血液采出后,最好当天分离,以制备新鲜冰冻血浆,最迟不要超过第2天分离,确保血液质量。

脐血采集后分离时间对单个核细胞玻璃化冷冻效果的影响

目的探索脐血采集后单个核细胞(MNC)最佳分离和冷冻的时间窗。方法采集脐血6份,每份按采集后分离时间分为8h组、24h组、48h组和72h组。每组标本均在分离后进行MNC计数及台盼蓝染色检测细胞活率;各时间组细胞活率在50%以上的行体外CFU形成能力检测及玻璃化冷冻。冷冻10h后解冻进行细胞活率及体外CFU形成能力检测。结果冷冻72h组细胞活率低于其他组(P<0.05);解冻后72h组MNC计数低于24h和48h组(P<0.05);48 h以后分离的MNC解冻后细胞活率降低(P<0.05)。结论脐血MNC采集后的48h内分离冷冻不影响细胞活率及冻存后集落形成能力。

不同分离制备时间对凝血因子Ⅷ含量的影响探讨

目的：分析不同分离时间制备新鲜冰冻血浆（FFP）对凝血因子Ⅷ（简称Ⅷ因子）含量的影响。方法按不同分离制备时间（6～8h、9～12h、13～18h）分为3组，对3组新鲜冰冻血浆产品进行凝血因子Ⅷ含量检测。结果3组不同时间分离制备FFP的凝血因子Ⅷ含量采用单因素方差分析，F=35.07，P＆lt;0.05，有统计学意义；再进行两两比较，发现第1组vs 第2组，P＞0.05，无统计学意义；第1组vs 第3组和第2组vs 第3组，P＜0.05，有统计学意义。结论实际采集、制备FFP全过程中，应严格把控各个环节上的关键点，加强对采血、分离制备、速冻的时间和贮存、运输、离心、速冻温度的控制；确保在12h内制备的FFP的凝血因子Ⅷ的质量，既满足临床输注的安全性和有效性，又能满足临床对FFP需求量。

一种新的解锁螺栓分离时间测试方法

基于激光位移传感器测试解锁螺栓分离时间的思想,设计一种新的解锁螺栓分离时间测试方法,并设计了相应的测试系统,其测试不确定度为0.184%.通过试验得到新方法测得解锁螺栓分离时间平均值14.74ms,传统的通-断靶线法测得分离时间平均值14.60ms,三次试验均值相差0.14ms.结果表明,新方法不仅能直接有效地测试解锁螺栓分离时间,还能间接地表征解锁螺栓的分离速度、冲击加速度以及分离冲量等分离特性参数.

浅池气浮净水固液分离时间分析

综合分析了气浮净水系统中原水不同流态等因素对废水中污粒上升时间和净水效果的影响,分析表明分离池液体流态对挟气污粒混和体的浮速影响很大,层流浮速较紊流小很多,因此液体紊动有利提高净水工效.在浅池气浮净水系统中,池深小、全紊流状态及水体旋动小等因素是减小挟气污粒上浮时间的主要因素.

快速分离液相-四级杆飞行时间串联质谱分析大豆中的异黄酮成分

建立快速分离液相-四级杆飞行时间串联质谱(RRLC-Q-TOF)联用技术分析大豆中的异黄酮的方法。大豆样品经甲醇超声辅助提取后,选用Welch Materials C18柱,以乙腈-水(含0.1%甲酸)为流动相进行梯度洗脱。结果表明在正离子模式下,经快速分离液相-四级杆飞行时间串联质谱分离并检测出9种异黄酮成分。RRLC-Q-TOF联用技术可以快速准确鉴定样品中的异黄酮成分。

分离时间对线粒体活性的影响

研究者总希望得到结构完整、活性较高的线粒体制品,但分离过程中影响因素颇多,稍不注意就会使这种娇脆的亚细胞器活性下降。其中,分离时间对线粒体活性的影响虽已提出,但专文报告不多,笔者对此进行一些观察,现报告如下。

DTN中基于连接分离时间的概率路由算法

延迟容忍网络(delay tolerant network,DTN)中,由于节点的移动性、休眠调度、资源受限以及网络误码率较高等因素,消息成功投递的可能性较低.为了解决上述DTN中存在的问题,有大量的路由算法被提出,其中Prophet路由算法作为DTN中重要的路由之一,主要思想是根据DTN中节点的相遇频率进行节点之间消息的传递,但该算法没有考虑节点的交互意愿和中继节点的缓存大小.针对这一问题,本文提出一种基于连接分离时间的概率路由算法P-AVF(Prophet routing based on Average fluctuation).该算法主要根据节点在时间窗口T内的连接分离时间以及节点间运动轨迹的差异性来定义节点连接的平均波动,进而引出节点连接紧密性与可靠性的概念,使得连接能力更优异的节点与它相遇过的节点保持更大的投递预测值,从而能综合挑选出合适转发消息的中继节点.同时利用消息接收节点的缓存占用比和该节点与其他节点连接分离的总时间作为影响该节点投递预测值衰减的一部分,使得投递预测值的衰减更准确.仿真结果表明,基于连接分离时间的概率路由算法P-AVF在消息的投递率、网络负载率和平均跳数等方面均优于其他对比路由算法.

血清分离时间对血清葡萄糖测定结果的影响

目的：探讨血清分离时间对血清葡萄糖测定结果的影响。方法：对9例患者进行不同血液留置时间的的血糖测定比较。结果：室温时，1小时结果略有下降，变化不明显(P>0．05)；其它时间结果有显著变化(P<0．01)。结论：提示血糖的测定必须在较短时间最好在1小时内完成，否则会使血糖结果假性降低，使临床产生错误判断。

时间尺度分离在华南夏季极端高温预测中的应用

基于高温日数存在受不同物理因子影响不同时间尺度变率的特征,应用滤波对华南夏季高温日数进行时间尺度分离,得到高温日数的年代际分量和年际分量。统计分析高温日数总量、年代际分量和年际分量在各自对应时间尺度上的影响因子,采用"向前"交叉检验逐步回归法,分别建立高温日数总量、年代际分量和年际分量的回归模型。高温日数总量的回归模型即为高温日数不区分时间尺度的直接回归模型,而两个分量回归模型拟合结果的叠加,即为高温日数时间尺度分离统计模型对总量的拟合。利用十折交叉检验法,对高温日数直接回归模型和时间尺度分离统计模型的拟合结果进行比较:相比高温日数直接回归模型,时间尺度分离统计模型的年代际分量均方根误差由2.6降低到2.3,与观测数据的相关系数由0.69提高到0.73(显著性水平α=0.01);年际分量均方根误差由3.2降低到2.9,与观测数据的相关系数由0.4(α=0.1)提高到0.48(α=0.01);高温日数总量均方根误差由4.1降低到3.7,与观测数据的相关系数由0.48提高到0.62(α=0.01)。1979~2010年拟合时段华南夏季高温日数的回报结果表明:两模型回报结果与观测数据均存在明显相关(α=0.01),直接回归模型的相关系数为0.57,时间尺度分离统计模型提高到0.72。2011~2013年独立检验时段的预测结果表明:直接回归模型预测结果的平均均方根误差为26.4%,时间尺度分离统计模型降低到12.3%。初步结果表明,两模型对华南夏季高温日数均有一定的预测能力,而时间尺度分离统计模型的预测结果有所改进。