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在数理统计中,若x_1、x_2、…x_n是相互独立且同服从于N(0,1)分布的随机变量,则称为中心x~2随机变量,参数n为自由度。若X_1,X_2,…,X_n是相互独立的正态随机变量,EX_i=μ_i,D(X_i)=1i=1,2,…,n且μ_i不全为零,则称 相似文献
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关于勒让德函数的两点注记 总被引：1，自引：0，他引：1
证明了勒让德多项式 Pn(x)的 k阶导数 P(k)n (x) ,在闭区间〔-1 ,1〕上关于权函数ρ(x) =(1 -x2 ) k具有正交性 ;伴随勒让德函数 Pnk(x)的导数 P′nk(x)在〔-1 ,1〕上关于权函数ρ(x) =1 -x2 具有部分正交性。 相似文献
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式中的x、y为像元在原始图像上的坐标,X、Y为像元在纠正后的图像(目的图像)上的坐标.得到函数F_1(x,y)和F_2(x,y)的方法有两种:一种是由已知原始图像和目的图像的方程与参数,用解析法求出;一种是选择原始图像和目的图像同名点对,采用多 相似文献
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设 g(x1,x2 )是一个 Fourier系数为正的周期函数 ,研究了二维周期基数插值小波函数。得到了关于 g(x1,x2 )的二维周期基数插值的尺度函数和小波函数的对称性 相似文献
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在母体为一维正态分布的随机子样中,可以检验子样的方差、期望,将此方法推广至二维正态分布的子样检验.通过实测,得出一组随机点位(x,y).检验方法是:在给定的王信度下,检验(x,y)是否落入误差椭圆内,如果其值超过给定概率,则舍弃原假设.此检验适用于一组点位观测数据P(xi,yi)中剔除不合格的点位观测值. 相似文献
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本文研究了可微算子C_o-半群T(t)的n阶微分算子T~(n)(t)的谱性质,讨论了T~(n)(t)的谱点与T(t)的谱点的关系,给出了T~(n)(t)的谱集的一种构造。 相似文献
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针对任意空间查询区域提出了一种基于CD直方图选择率的估计方法,确定了影响空间点(x,y)直方图估计值的相关格子,并对其中确定的部分直接引用,对于不确定的部分则充分利用格子提供的信息进行了修正,从而可以较为精确地计算出空间点(x,y)的估计值,为提高查询选择率估计值的准确性奠定了基础。 相似文献
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基于RS和USLE的红壤丘陵区小流域水土流失量估算 总被引：2，自引：0，他引：2
采用野外调查采样、室内分析测定、遥感(RS)技术、数学模型等研究方法,以湖南省资兴市东江水库上游光河桥小流域为例,计算出了美国通用土壤流失方程(USLE)中各单项因子值,对该流域水土流失量进行了估算.结果表明:该流域的土壤可蚀性因子(K值)介于0.14～0.42 t·hm2.h.hm-2.MJ-1.mm-1之间,平均为0.27 t·hm2.h.hm-2.MJ-1,mm-1,属于中等可侵蚀性土壤;土壤侵蚀模数在0 ～3 817 t·hm-2·a-1之间,平均侵蚀模数为78 t.hm-2.a-1,处于强度侵蚀等级,流域的土壤侵蚀量达到292 266 t·a-1. 相似文献
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综合应用137Cs技术、RS技术和GIS技术,进行云南小江流域土壤侵蚀的评估和预测研究,探索中国西部山区观测资料缺乏、USLE(Universal Soil Loss Equation)方程不适宜区域土壤侵蚀评估与预测方法。通过137Cs技术,采用非农耕地与农耕地土壤侵蚀模型确定区内林地、灌丛、草地、坡耕地和裸地的年均侵蚀模数分别为356—1531 t/(km2·a),330—1709 t/(km2·a),886—3885 t/(km2·a),5197—12454 t/(km2·a)和15000 t/(km2·a)以上。解译小江流域1987年(Landsat TM)、1995年(Landsat TM)和2005年(Landsat ETM)遥感影像,获得流域不同时期土地利用图,将其与1∶50000 DEM模型进行叠置分析,建立小江流域土地利用的空间分布图,结合利用137Cs确定的土壤侵蚀速率数据,进行土壤侵蚀分区与制图,分析土壤侵蚀的时空变化。结果表明:1987年—2005年流域轻度以上侵蚀面积占总面积的66.0%—67.3%,变化不大,但侵蚀强度明显加剧,1987年—1995年间尤为明显;中度侵蚀、强度侵蚀、极强度侵蚀区面积分别增加30%、23%和26%;小江流域1987年、1995年和2005年土壤侵蚀量分别为7.51×106t/a,8.19×106t/a和8.18×106t/a。进而选用1995年和2005年的土壤侵蚀数据构建Markov-CA(马尔可夫—元胞自动机)预测模型,获得2015年流域土壤侵蚀分区图,并预测2015年土壤侵蚀量为8.17×106t,与2005年侵蚀量接近。研究结果真实地反映了小江流域土壤侵蚀的变化过程与主要驱动因子,研究方法适合中国西部山区土壤侵蚀评估与预测。 相似文献
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矿床副产品或主产品矿石吨数(t又10‘)Pt(t)Pd(t) Pt(品位,g/t) Pd(品位,g八)布什维尔德,MerenskyReef(南非)Cu,Nl,Co21361030043804 .822 .04布什维尔德,UG2(南非)Cu,Ni,Co372613600lr3003 .653 .05布什维尔德,Platreef(南非)Cu,Ni,Co695496054307 .147 .82诺里耳斯克一塔尔纳 相似文献
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史赖伯全组合角观测法的测站平差,一般是按照下列公式在已印好的表格上进行计算的：〔i·K〕=1/n{2(i·k)-(l·i) （l·k） …（i·x） (x·k) … (In)-(k·n)}式中n为观测的方向数。 相似文献
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兰方文 《武汉大学学报(信息科学版)》1985,(4)
本文给出了函数f(x,y)由已知点构违的向前、中间和向后变换差分公式。指出一元等距差分公式是变换差分公式的特例,通过变换把一元插值公式推广就可得到相应的变换差分公式。利用本文给出的公式可解决f(x,y)在平面斜线上点的函数值的近似计算问题。 相似文献
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针对地形测图测绘和地物重建中存在的平行直线拟合问题,同时考虑x坐标和y坐标的测量误差,构建变量含误差(EIV)模型,根据设计矩阵的特点采用混合最小二乘(LS)总体最小二乘方法(TLS)求解,并给出了相应的精度评定方法。混合LS-TLS方法的平差结果与LS、TLS方法结果对比表明:对于平行直线拟合,混合总体最小二乘方法的精度高于LS和TLS方法。论文旨在对EIV问题提出实用的平差和精度评定方法,推TLS方法的应用。 相似文献
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在地理信息系统(GIS)与遥感(RS)技术支持下,以贵州省2000年、2005年和2010年3个时期的Landsat TM遥感影像、日降雨数据、DEM数据和土壤等数据为基础,根据修正土壤流失方程式(RUSLE)计算分析了贵州省近10 a来生态系统土壤保持功能时空分布格局及变化特征。研究表明,2000年~2010年间,现实侵蚀模数分别为1 320.34 t·km-2·a-1、1 255.76 t·km-2·a-1和854.23 t·km-2·a-1,森林生态系统土壤保持量降低了0.89×108 t·a-1,农田生态系统土壤保持量降低了2.82×108 t·a-1,草地生态系统土壤保持量降低了0.28×108 t·a-1,果园生态系统土壤保持量降低了0.04×108 t·a-1,湿地生态系统土壤保持量降低了0.09×108 t·a-1。 相似文献
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《武汉大学学报(信息科学版)》2016,(12)
提出了将总体最小二乘方法应用于联合平差的模型,推导了附有相对权比的总体最小二乘联合平差方法。采用了多种方案来确定相对权比的大小。以参数估值与真值的差值范数作为评价指标,分析比较了单一数据总体最小二乘平差和两类数据总体最小二乘联合平差的模拟算例;通过给各类数据加入不同大小的随机噪声,分析了判别函数最小化法中随机噪声大小对确定相对权比的影响。模拟算例表明,平差结果的质量与相对权比的选取有关;当先验信息准确时,验前单位权方差法的结果最好,而当先验信息不准确时,判别函数为∑n_1i=1|V1_i|+∑n_2j=1|V2_j|及∑n_1i=1|V1_i|+∑n_2j=1|V2_j|/(1+X~TX)法均能取得有效的平差的判别函数最小化结果。 相似文献
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本文研究半线性椭圆方程组在Ω中以及Dirichlet边界条件u|Ω=V|Ω=0的解的存在性.其中Ω是R~n中光滑有界开集。关于非线性项f(x,u)作超线性假设。在此假设下,若f满足增长限制|f(x,u)|≤a|u|°=b,其中a、b、σ是常数.1<σ<(n+2)/(n-2),则利用临界点方法.证明了(*)+b,其中a、b、σ是常数,1<σ<(n+2)/(n-2),则利用临界点方法.证明了(*)有古典解存存。这样不用对(*)的解作先验估计,解决了Figueiredo和Mitidieri在[2]提出的问题。 相似文献