山东小麦品种中矮秆基因Rht-B1b、Rht-D1b分布的分子鉴定

利用小麦矮秆基因Rht-B1b、Rht-D1b的4对特异分子标记,NH-BF和MR1、NH-BF和WR1.2、DF和MR2、DF和WR2,对山东小麦品种中矮秆基因Rht-B1b及Rht-D1b的分布情况进行了分子标记鉴定,结果表明在鉴定的150个品种中有20.67%含有Rht-B1b基因,有54.00%含有Rht-D1b基因,二者合计为74.67%;同时含有Rht-B1b和Rht-D1b2个矮秆基因的仅占3.33%。表明山东小麦矮化育种中Rht-D1b基因的利用远高于Rht-B1b。

基于改进B分布自适应窗长时频分析的伪码调相—载波调频复合引信信号的参数提取研究

研究了基于改进B分布的自适应窗长时频分析的理论及其实现方法,利用该方法对伪码体制复合引信信号进行脉冲内特征分析,这些信号具体包括伪码调相信号、伪码调相与正弦调频复合信号、伪码调相与线性调频复合信号。仿真结果表明,在信噪比为3 dB时,利用该种自适应窗长时频分析技术,不但可以提取载频调制的特征信息,而且能够有效提取相位突变位置的特征信息。

桂林茅茅头大岩现代碳酸盐沉积物210Pb分布特征

^210Pb技术已经广泛应用到冰芯（Kehrwald et al.,2008）、海洋（ Sternberg et al., 1979）和湖泊沉积物（Wu Yanhong et al., 2010）、以及洞穴沉积物（Baskaran et al., 1993 ）定年研究中。

经典粒子的M—B分布中α≠-μ/kT——兼谈吉布斯佯谬

全同近独立子系的最可几分布有三种,即M—B分布、B—E分布和F—D分布,其分布公式分别为这里Ni、gi是和能量εi相对应的粒子数及相格数,α、β是决定于系统状态及其性质的常数,它们和εi无关.对B—E分布和F—D分布可以证明分布公式中a=-（μ/KT）,这里化学势μ是一个粒子的自由焓.有的统计物理书中笼统地说对M—B分布也有a=-（μ/KT）,笔者认为这是不恰当的.虽然在满足非简并性条件下B—E分布和F—D分布都过渡到M—B分布,但对经典粒子讲M—B分布中的a却不等于（-μ/KT）·产生a≠-（μ/KT）的原因和出现吉布斯佯谬的原因一样,都是由经典粒子全同但可分辨这一模型引起的.

亚夸克粒子的B分布、Γ分布和超对称性

据实验、理论分析认为 :在高能下F -D统计和B -E统计将统一被B分布或Γ分布替代 .给出了价-海亚夸克混合模型中的B分布和Γ分布函数 ,与超对称的要求相符 .讨论了轻子型夸克q′和其反粒子 q′的复合粒子 (q′ , q′)是促成费米子和玻色子相互转变———超对称的中介 。

中国银额果蝇自然群体B染色体的分布

经对我国银额果蝇(Drosophilaalbomicans)自然群体B染色体(Bs)的分布进行多年广泛地调查,共作过24个群体,572个单雌系,6738只个体的观察。从细胞和群体水平研究Bs的地理分布。结果发现,中国(除台湾省外)银额果蝇自然群体中普遍存在Bs。结合前人报道得出,Bs频率的地理分布出现了由东向西和由南向北的规律性的依次升高趋势。这种跨越不同地理环境的区域性梯度变异与其宿主向大陆内地扩散的推论相符。Bs频率最高(877%)的是海南岛的孤立隔离群体。大部分群体含Bs的数目多,最多达14条,为标准染色体数目(2n=6)的23倍。同时依据该果蝇Bs频率的地理分布特点,将我国现生的银额果蝇划归为5个生态型群体,即沿海丘陵群体、高原型群体、岛屿型群体、山地型群体和峡谷群体等。

(a,b,0)零膨胀分布类的Copula函数连接及索赔次数拟合

本文针对非寿险索赔次数回归拟合问题,以(a,b,0)零膨胀分布类为基础,简化其描述表达式,引入服从均匀分布的扰动量,将离散变量转化为连续变量,并通过Gaussian Copula实现边际分布的连接,给出模型的参数估计,通过对一组汽车保险索赔次数数据的实证分析和结果比较,表明采用Copula连接后的(a,b,0)零膨胀分布类回归模型有效地改善了拟合效果,并且避免了保险费率厘定时对索赔次数分布的选择。

关于(a,b,0)分布类的概率生成函数统一表达式的一个标记

概率生成函数是刻画离散型随机变量分布的重要工具,根据(a,b,0)分布类的定义,通过解微分方程的方法,给出了(a,b,0)分布类的概率生成函数统一表达式。

关于(a,b,0)分布类的矩母函数统一表达式的研究

矩母函数是刻画连续型随机变量分布的重要工具,根据(a,b,0)分布类的定义,通过解微分方程的方法,给出了(a,b,0)分布类的矩母函数统一表达式。

关于(a,b,0)分布类的特征函数统一表达式的若干标记

文章以非寿险精算学理论中的(a,b,0)分布类为研究对象,利用母函数(或概率生成函数)与特征函数的内在关系,给出了(a,b,0)分布类的特征函数统一表达式.

(a,b,0)类分布族及其最大后验密度可信区间

为了在模拟索赔次数时更好的运用(a,b,0)类分布族,系统研究了(a,b,0)类分布族的优良特性及相互关系,利用贝叶斯统计分析方法,在取先验分布为共轭分布的情形下,给出了最大后验密度可信区间,即最短可信区间,并通过实例与经典区间估计进行了比较.

均匀分布的截断δ冲击模型参数的Bayes估计

利用Bayes估计的方法得到了截断δ冲击模型参数的Bayes估计量,并运用数值模拟的方法对估计量进行实证,得到了参数δ和分布函数之间的变化关系。

Crystal报表在分布式B/S架构上的应用

介绍了B/S架构下复杂报表打印难的问题,概述了当前Web报表打印的状况,描述了用Crystal报表技术实现打印引擎的方法,并用Remoting技术实现了B/S架构下复杂报表的打印。

具有瑞利分布的电压dB值分布的标准差是常数

若电压总矢量的幅度具有瑞利分布,则其功率具有指数分布。文章给出功率的(即电压的)d B值分布及均值,并证明d B值分布的标准差是常数。

强度和寿命分布模型的统一描述与检验

证明了：①三参数Ｗｅｉｂｕｌ分布可有效地拟合正态数据和对数正态数据；②两参数Ｗｅｉｂｕｌ分布（Ｂ１）、正态分布（Ｂ２）、对数正态分布（Ｂ３）和三参数Ｗｅｉｂｕｌ分布（Ｂ４）的Ｂ基值间存在以下关系Ｂ１＜Ｂ２＜Ｂ３＜Ｂ４；③在工程中常见的情况下，以三参数Ｗｅｉｂｕｌ分布拟合正态数据和对数正态数据，其Ｂ基值的相对估值误差ε＜５％。

索赔次数数据分布的拟合方法的分析和比较

泊松分布和负二项分布常用于拟合保险索赔次数.它们和二项分布统称为(a,b,0)分布族.本文对(a,b,0)分布族进行了研究,然后在此基础上给出了(a,b,0)分布离散型随机变量是服从泊松分布,还是服从负二项分布或二项分布的检验方法.本文基于我国某家保险公司的索赔次数数据进行了实证分析,并对检验的功效进行了模拟研究.

PERT网络活动时间参数估计的改进

PERT网络计划技术及Monte Carlo Simulation(MCS)求解PERT网络计划方法在工程项目的进度计划与控制中虽已广泛应用,但仍存在着不足。本文基于PERT网络分布的假设,阐述了常规三时估计方法的不足,并提出了相应解决对策,并采用限定概率三时估计法及拟合方差最小模型,分别对常规三时估计方法及常规!分布函数参数确定方法进行了改进。实例证实,限定概率三时估计法能统一网络活动时间估计标准,提高估计精度;拟合方差最小模型能提高分布函数确定精度。

一种快速非线性海浪数值仿真方法

在海面微波散射等海洋军事研究领域,关于非线性海浪的数值仿真问题日益受到重视。在借鉴已有研究成果的基础上,提出了一种快速的非线性海浪数值仿真方法,其基本思想是依据非线性海浪的统计特性对线性仿真数据进行非线性修正,从而得到所需结果。通过采用基于JONSWAP谱的线性滤波并依据B分布特性进行非线性修正的方法对深水无破碎二维非线性海浪进行数值仿真。分析表明,该方法能够快速而有效地模拟非线性海浪,所得仿真数据不仅体现了非线性海浪波面位移的偏态分布特性,而且在波动能量分布上,仿真结果与JONSWAP谱所代表的海浪记录接近。

对数Boughton分布及参数估计

推导出对数Ｂｏｕｇｈｔｏｎ分布的概率分布函数和概率密度函数，提出了参数估计的方法，并对分布特性进行讨论。文中给出实例说明该分布在设计洪水中的应用。