影响比对（共12篇）
影响比对 篇1
玉米是宁夏重要的农作物, 是农民增收的重要途径[1]。现通过分析不同氮磷钾配肥技术在玉米生产中的应用, 以解决当地玉米施肥与土壤供肥、玉米需肥三者间的矛盾。
1 材料与方法
1.1 试验地点与材料
试验地选在同心县河西镇桃山村责任田, 土壤为黄泥土亚类。供试玉米品种为先玉335。试验选用肥料是氮肥为尿素 (氮:46%) , 磷肥为磷酸二铵[ (NH4) 2HPO4:16%], 钾肥为氯化钾 (K2O:60%) 。
1.2 试验设计
试验分为6个处理:处理1, 习惯施肥区 (N2P2K2) , 尿素375 kg/hm2, 磷酸二铵350 kg/hm2;处理2, 推荐施肥区 (N1P1K1) , 尿素410 kg/hm2, 氯化钾180 kg/hm2, 磷酸二铵209 kg/hm2;处理3, 习惯施肥与推荐施肥搭配区 (N1P2K2) , 尿素350 kg/hm2, 磷酸二铵360 kg/hm2;处理4, 习惯施肥与推荐施肥搭配区 (N2P1K2) , 尿素435 kg/hm2, 磷酸二铵209 kg/hm2;处理5, 习惯施肥与推荐施肥搭配区 (N2P2K1) , 尿素375 kg/hm2, 磷酸二铵358 kg/hm2, 氯化钾180 kg/hm2;CK为不施肥对照。以上6个处理均为随机区组设计, 区组内土壤、地形条件均基本一致。
1.3 管理与考种
试验于2016年3月16日开始播种, 4月19日移栽, 8月收割, 共施肥3次, 除施肥外, 其他栽培管理均与大田常规管理一致[2]。按照统一标准取样, 各小区均选取10株作为调查样本, 再带回室内考种[3]。
2 结果
2.1 不同施肥配比对玉米产量的影响
统计显示, 处理2产量最高, 为11 713.20 kg/hm2, 比CK增产1 866.90 kg/hm2 (见表1) 。
2.2 对比不同施肥配比对玉米生育性状的影响
表2表明不同施肥配比对玉米生育性状会产生不同的影响。
3 讨论
从试验结果可知, 不同施肥配比对玉米产量、穗粒数、株高等相关性状均有一定影响, 且明显好于农民习惯处理。其中, 以推荐施肥区 (处理2) 产量最高, 比CK增产1 866.90 kg/hm2, 比习惯施肥区增产576.38 kg/hm2, 增产率为5.18%, 相对来说, 增产效果不错。因此, 玉米生产施肥推荐配比为尿素410 kg/hm2、氯化钾180 kg/hm2、磷酸二铵209 kg/hm2。
参考文献
[1]杜海英.配方施肥对玉米产量和经济效益的影响[J].现代农业科技, 2013 (14) :30-31.
[2]田惠萍.氮、磷、钾配比施肥对玉米产量的影响[J].宁夏农林科技, 2013 (2) :24-26.
[3]梁改梅, 池宝亮, 李娜娜, 等.不同氮磷钾施肥配比和施肥用量对玉米产量的影响[J].安徽农业科学, 2014 (25) :8573-8574.
影响比对 篇2
当量比对脉冲爆震火箭发动机性能影响的实验研究
简述了脉冲爆震火箭发动机(PDRE)的实验系统,在12 Hz的频率下,以煤油为燃料,以氧气为氧化剂,进行了当量比在0.5～1.7下推力随当量比变化的实验,并计算出比冲值.结果表明:当量比在0.5～1.7之间时,此PDRE的`推力和比冲随着当量比的增加而增加.
作 者：胡承启 范玮 严传俊 李强 叶斌 Hu Chengqi Fan Wei Yan Chuanjun Li Qiang Ye bin 作者单位：西北工业大学,动力与能源学院,西安,710072 刊 名：机械科学与技术 ISTIC PKU英文刊名：MECHANICAL SCIENCE AND TECHNOLOGY FOR AEROSPACE ENGINEERING 年，卷(期)： 26(6) 分类号：V231.22 关键词：脉冲爆震火箭发动机 当量比 推力 比冲影响比对 篇3
[关键词]本底线；旅游危机；危机影响；补偿性恢复
[中图分类号]F59
[文献标识码]A
[文章编号]1002—5006(2009)04—0073—06
旅游业的综合性、依赖性和季节性的产业特征，决定了旅游业的高敏感性。这也意味着旅游业与其他产业相比面临着危机事件更加严峻的挑战。世界旅游组织(WTO)把旅游目的地的危机事件定义为“影响旅游者信心，并会危及到该地旅游业持续正常运转的任何不曾预见的事件”。我国现代旅游业在发展的历程中就多次受到危机事件的冲击，最典型的几次依次是1989年的“6·4”风波、1997年的亚洲金融危机、1998年特大洪水、2003年的SAltS疫情、2008年的汶川“5·12”大地震以及目前正在蔓延和恶化的世界金融危机等。1989年的“6·4”风波属于政治性事件；1997年的亚洲金融危机和当前正在经历的世界金融危机属于经济性事件；1998年特大洪水和2008年“5·12”大地震属于自然灾害事件；SARS疫情属于公共卫生事件。几次危机事件性质不同，并分别发生在我国旅游业发展进程中的不同阶段。基于数据取得的方便性和准确性考虑，本文运用旅游本底线法(Tourism Background Line)对比研究1989年的“6·4”风波、1997年的亚洲金融危机、1998年特大洪水、2003年的SARS疫情等4次事件的旅游影响特征，以帮助深化认识不同性质旅游危机影响的规律，为科学制定旅游危机管理对策提供参考依据。
1旅游危机影响研究的现状和不足
综合整理国内外有关旅游危机研究的文献资料发现，对旅游危机的研究多数集中在危机事件的管理、信息传播和沟通方式、旅游者行为的改变和后续影响等方面。而对于旅游危机影响评估研究方面，主要有古德瑞(J N Goodrich)采用叙事的定性方法分析了“9·ll”对美国旅游业的短期影响，菲兹(Fevzi Okumus)等采用定性分析方法和小组访谈法，分析了土耳其金融危机对北塞浦路斯旅游业的影响。国内对旅游危机影响评估研究比较有代表性的是孙根年运用本底线法对“6·4”风波于我国入境旅游的影响进行了研究，朱迎波、葛全胜等利用自回归滑动平均模型(ARIMA)对SAPS对我国入境旅游人次影响进行了研究。对相关研究文献进行综合分析发现，虽然许多对旅游危机影响测评的定量研究都具有一定的科学意义，但几乎所有的研究者都忽视了旅游危机后的补偿性恢复反弹现象的存在，在评估计量方面把旅游经济恢复到相邻年水平时，就认为旅游危机影响已经结束。这种测算方法与旅游危机影响的现实严重不符，影响了对旅游危机的全面认识。另外，对旅游危机影响的测评研究上，多数学者是仅就单体危机事件进行研究，而对不同性质旅游危机影响的综合对比研究还没有涉及。
2理论基础和方法
2.1研究的理论基础
所谓旅游本底线(Tourism Background Line)，是指在不受境内外突发性事件的冲击和影响下，某国(地区)旅游业发展所呈现的天然趋势方程，它反映了旅游业发展天然而稳定的趋势和时间规律。因天然趋势方程的数据建模在理论方法上与传统回归分析一致，通过对其拟合方程的合理性进行检验，可以找出旅游发展在常规情况下的本底趋势。因此，旅游本底趋势线模型可以反映在没有特殊事件和因素的影响下，旅游业发展的自然趋势。就旅游危机事件而言，其性质就是一种超常规的特殊因素。
基于旅游发展本底趋势的存在，当旅游危机发生时，旅游经济受危机事件影响的损失量就应该是旅游统计值(s)和旅游本底值(B)进行比较，两者的差额(R＝B－S)就是旅游经济的真实损失。
2.2研究的方法和步骤
整个研究的基本方法是：以纵向时间段内的时间序列为基础，分别用Excel、SPSS统计软件中的多种方法、多种模型进行模拟并相互比较，印证并选择出匹配较优的本底线方程模型，用旅游本底值和旅游统计值进行比较，以判断危机事件对旅游经济影响程度。具体的研究方法和步骤如下：
(1)波动期数据的处理
在危机事件发生期内，旅游经济数据会发生波动震荡，为求出旅游本底趋势方程模型，需对此期间数据进行处理，以还原到假设无危机事件发生时的旅游经济数据。这里采用的方法是内插处理法。
(2)旅游本底方程的确立
选取足够样本量的数据(其中，危机期内的数据为经过内插处理数据)，根据最小二乘法原理，进行数据的最优拟合并确定有关参数，建立旅游本底趋势线方程。
(3)危机影响期内各年(月)份旅游危机影响量的计算
将旅游本底值(B)与旅游统计值(s)相互比较，其差值(R)就是旅游危机影响值。
R＝∑(61－SI)
(1)式中：R为旅游影响值；bi为危机影响期内第i期的旅游本底值；si为危机影响期内第i期的旅游统计值。
(4)旅游危机损失量和影响时长的确立
危机性质不同，对旅游市场的影响也不同。有些类型的旅游危机事件影响中，危机期间旅游者数量下降，但危机过后，会出现旅游者数量的一个补偿性恢复反弹。
基于以上情况，旅游危机损失量(L)应该是危机事件的负向影响量(R1)的绝对值减去危机后补偿性恢复反弹期的旅游补偿增量(B)，即L＝｜R1｜—R：；危机影响时长(r)为危机事件的负向影响期时长(T1)加上危机后补偿性恢复反弹期的时长(T1)，即T＝T1＋T2。
3中国4次旅游危机事件影响研究
鉴于国际旅游者对危机最为敏感，以及大尺度旅游市场受到危机的影响大且同时恢复也慢的特点，因此，本研究以国际入境旅游作为研究对象。对于入境旅游损失的测量指标，有入境旅游人次指标和国际旅游收入指标，由于入境旅游人次指标是国际旅游收入指标的基础，因此，这里选取入境旅游人次指标作为研究依据。该指标可分为年度指标和月度指标，因为月度指标能对旅游发展波动进行更准确、更细致的反映，因此，本研究选取月度指标作为研究依据。
3.1旅游本底方程模型的建立
为了直观地观察危机事件对我国入境旅游人次的影响，搜集和整理1978—2006年我国入境旅游人次数据，做出历年入境旅游人次变化的折线图(图1)。
观察图1，4次事件对我国入境旅游的影响时间大约依次分别是3年、2年、1年和2年。把观察出的危机影响期分别向前和向后各延伸1年，运用内插法分别对危机事件影响期内的各月我国入境旅游人次数据进行内插处理，建立1978—2006年间1—12月份的各月入境旅游人次本底方程模型(表1)。
3.2“6·4”风波对入境旅游影响
1989年的“6·4”风波属于政治事件。由于意识形态和社会制度的差异，西方部分国家对我国进行的反面宣传和不实报道，对我国入境旅游业产生了极大影响，当时的入境旅游陷入了历史性低谷。
(1)确定事件影响的大致时间长度
1989年的“6·4”风波是我国入境旅游业在发展过程中遇到的第一个大的危机事件。为了初步确定事件影响的大致时间长度，观察入境旅游人次曲线发现(图1)，大致的影响时间为3年左右，为了准确地测定其影响程度，选取1989—1992年的数据进行研究。
(2)求出入境旅游人次的统计值(s)和本底值(B)的差额(R)
运用表1中的1—12月的入境旅游人次本底趋势方程，求出1989—1992年各月的入境旅游人次本底值。集结1989—1992年的入境旅游人次统计值和本底值之差，形成表2。
由表2中的S-B数据，得出如图2所示的S-B变化曲线，该曲线反映了“6·4”风波对我国入境旅游人次影响程度和危机演变过程。曲线振幅的高低反映了危机引起旅游业的震荡强度，曲线波动的长度反映了危机对目的地旅游业的影响时长。
(3)“6·4”风波对入境旅游影响的评估
观察图2发现，1992年的4月份后，入境旅游人次的震荡变化呈现出一定的规律性，即在横轴附近规则震荡。对我国入境旅游业发展内在隐性周期研究发现，这个时期刚好处于我国旅游业发展内在隐性周期的第4个周期的扩张期内。由于内在隐性周期的存在，因此，旅游本底值和旅游统计值不可能完全一致，当出现小幅的规则震荡时，就说明旅游业已经恢复到正常水平。据此，可以判定此次危机事件对我国入境旅游业影响的结束时间点为1992年4月。
由以上分析并参照图2可知，“6·4”风波对我国入境旅游人次的影响时长应为40个月，即从1989年的1月至1992年的4月。此次危机事件所造成的入境旅游人次损失是：1989年损失665.96万人次，1990年损失671.73万人次，1991年损失276.43万人次，1992年损失19.87万人次，事件所造成的入境旅游人次总损失是1634万人次。
另外，从图2可以看出，事件对入境旅游的负面影响结束后，只有1994年的3月出现了反弹，然后就回归到规则波动震荡，因此，可以得出结论，即本次事件后入境旅游没有出现补偿性恢复反弹。
3.31997年亚洲金融危机和1998年特大洪水对我国入境旅游影响研究
1997年由于亚洲金融危机的冲击，我国入境旅游者人次增长减缓，1998年的特大洪水使我国入境旅游增长率在刚有回升后又出现下滑。由于两次事件在时间上前后相联，因此本文把两次事件并在一起研究。
(1)确定危机影响时间长度
观察图1可知，1997年亚洲金融危机和1998年洪水对我国入境旅游人次的影响时长大致为2年，为了保证测算的准确性，选择1997—1999年共3年的数据来进行研究。
(2)求出入境旅游人次的统计值(s)和本底值(B)的差额(R)
运用表1中l－12月的入境旅游人次本底趋势方程，求出1997—1999年各月的入境旅游人次本底值。集结1997—1999年的入境旅游人次统计值和本底值的差额得出如图3所示的差额变化曲线，该曲线反映了1997年亚洲金融危机和1998年特大洪水事件对我国入境旅游影响程度。
(3)两次事件旅游影响的评估
从图3可以看出，两次危机事件叠加影响，到1999年的7月就已进入了规则波动状态，即意味着到1999年的7月，我国入境旅游业已进入了正常发展阶段。因此，1997年的亚洲金融危机和1998年的特大洪水事件对我国入境旅游的影响总的可以划分为两个阶段：1997年的1月至1999年的1月为危机的负向影响阶段；1999年2月至当年的7月为危机后的补偿性恢复反弹阶段。
两次危机对入境旅游总的影响时长为31个月，其中负向影响期是25个月，补偿性恢复反弹期是6个月。两次危机叠加对入境旅游人次的影响状况是，负向影响的入境旅游人次减少量为479.6万人次，补偿性恢复反弹期的入境旅游人次增加量为105.7万人次。两次事件所造成的入境旅游人次损失是(479.6－105.7)＝373.9万人次。
1997年的入境旅游主要受亚洲金融危机影响，1998年的入境旅游主要受洪涝灾害影响。从比较1997年和1998年入境旅游人次受危机事件影响的震荡幅度来看，1998年要小于1997年。这也意味着1997年的亚洲金融危机对1998年的入境旅游人次的后滞影响不是太大。1998年的特大洪水发生在当年的7月底到9月初，从S-B曲线发现，入境旅游人次到1998年的6月份已经快接近正常水平，到了1998年的7月，入境旅游人次损失开始下探，这很明显是由于特大洪水引起的，因此。可以断定1997年的亚洲金融危机对我国入境旅游的影响时长是19个月，此次事件所造成的入境旅游人次损失大致是399.6万人次。参照亚洲金融危机的发展演化过程，到1998年的6月，亚洲金融危机已基本平息，而入境旅游受影响过程和亚洲金融危机基本上一致，说明亚洲金融危机结束的时候，也就是其对我国入境旅游影响结束的时候，此次危机事件后不存在补偿性恢复反弹现象。
判断出了亚洲金融危机对我国入境旅游影响的时间长度，那么就可以轻松地推断出1998年的特大洪水对我国入境旅游影响的时间长度，即其影响总长度为12个月，前6个月为负向影响期，后6个月为补偿性恢复反弹期。此次事件所带来的入境旅游人次的损失是(145.6－105.7)＝29.9(万人次)。
3.42003年SAILS事件对入境旅游的影响评估
2003年2月，我国爆发了SAILS疫情，危机期间，100多个国家取消了与我国出入境旅游业务，我国入境旅游业出现严重“滑坡”，并蒙受巨大的损失。
(1)确定危机影响时间长度
观察图1可知，SARS事件对我国入境旅游人次的影响时长大致是2年，为了保证测算的准确性，选择2003—2005年共3年的数据来进行研究。
(2)求出旅游本底值和旅游统计值的差额(R)
运用表1中1—12月的入境旅游人次本底趋势
方程，求出2003—2005年各月的入境旅游人次本底值。集结2003—2005年的入境旅游人次统计值和本底值之差得出如图4所示的s—B变化曲线，该曲线反映了SARS事件对我国入境旅游人次影响程度以及危机的演变过程。
(3)sARS事件对入境旅游影响的评估
从图4可以清晰地看出，SARS对我国入境旅游业的影响时间长度为19个月，即2003年的2—12月和2004年的1—8月。2003年的2—12月，为SARS事件的当期影响，主要的是负影响，即危机造成我国入境旅游人次减少。2004年的1—8月为SAILS事件后的补偿性恢复反弹期，即由于危机当期造成的旅游者推迟或取消来华旅行，当旅游危机解除后，使得旅游者把推迟的旅行计划在这个时期得以实现，这时会出现入境旅游人次的小幅反弹。基于这种情况，SARS的影响时长应该是危机影响的当期加上危机后的补偿性恢复反弹期，即总共是19个月。
对于SARS所带来的入境旅游人次损失，其总量的大小应该是危机影响的当期损失减去危机后补偿性恢复反弹期的补偿增量。运用旅游本底线值，计算得SARS所造成的入境旅游人次危机期间损失量是1502.43万人次，补偿性恢复反弹期的入境旅游人次补偿增量为133.52万人次。则SARS所带来的入境旅游人次的损失量为：(1502.43—133.52)＝1368.91(万人次)。
4结论和讨论
以上对“6·4”风波(X1)、1997年亚洲金融危机(X2)、1998特大洪水(X3)和2003年SARS危机事件(X4)分别进行了旅游影响评估。通过以上对4次危机事件的对比研究，可以得出如下的结论：
(1)旅游危机事件性质不同，则对目的地旅游业影响程度也不同
旅游危机影响的程度主要包括两个方面，一个是危机影响的时间长度，一个是危机所造成的旅游经济损失量。从研究结果来看，“6·4”风波(X1)的影响时间最长，时间长度达到了40个月，其次分别是1997亚洲金融危机(X2)是19个月、2003年SARS危机事件(X4)是19个月、1998特大洪水(X3)是12个月。从入境旅游人次损失来看，损失从大到小依次是X1、X4、X2、X3。把旅游危机后恢复性补偿部分考虑在内，其损失量的大小排序不变。但是，从危机事件对旅游影响的过程来看，X3和X4都出现了危机后的补偿性恢复反弹现象，而X1和X2却没有出现这种情况。4次事件，“6·4”事件属于政治事件，亚洲金融危机属于经济性危机事件，洪涝灾害属于自然灾害性危机事件，SARS属于公共卫生事件。由于事件本身性质的不同，结果是其对旅游影响的时间长度、影响损失量、危机后是否有恢复性反弹期等也不同。
对于“6·4”风波来说，由于当时西方国家的意识形态和社会制度与华的差异、对华的敌对政策以及新闻媒体对华的负面宣传，我国作为旅游目的地的旅游形象受到极大损害，直接导致西方旅游者对我国作为旅游目的地的心理排斥，加大了旅游者到华旅游的风险感知。政治宣传影响的是意识形态，它具有时间的稳定性，从旅游者的行为决策过程来看，这种情况影响了西方旅游者来华旅游动机的形成。此类性质的危机事件恢复起来较慢，旅游危机的生命周期比较长，并且危机过后也不存在恢复性反弹现象。
对于1998年特大洪水来说，其事件性质属于自然灾害事件，其发生具有不易避免和预测，因此，从旅游者心理来说，自然灾害事件容易得到人们的理解和宽容。只要危机事件不是对旅游目的地的旅游业产生致命性的破坏，这类危机事件的影响一般为临时性和短期的，当旅游目的地的接待服务设施具备了接待条件，旅游者就会把推迟的旅游计划变为旅游行为，一般会出现危机后的恢复性反弹。这类旅游危机的生命周期一般比较短。
1997年的亚洲金融危机属于经济危机，它影响人们的购买能力，一旦金融危机结束，人们的旅游购买力得以恢复，其对旅游影响也就结束。此类事件对旅游业的影响程度是和经济危机的严重程度密切相关的，危机越严重，对旅游的影响越大；危机事件越长，其对旅游的影响时间也就越长。由于此类事件并不影响旅游目的地的旅游形象，所以一般情况下，经济危机结束，旅游危机也就结束，危机后不存在恢复性反弹期。
2003年的SARS疫情危机事件，属于公共卫生事件，此类事件导致人们心理恐慌，从而抑制了人们的出游意愿。同时，当此类危机事件发生的时候，为了防止疫情的蔓延，政府也制定了一定的政策来限制人们的出游行为。所以，公共卫生事件对旅游业的影响大小是由疫情的传染强度决定的。另外，从当时的情况来看，SARS危机事件给人们心理上带来的恐惧要大于事件本身，面对当时的突发事件，旅游管理部门没有意识到或不善于从心理认识角度来进行旅游危机管理，其管理的效率性值得怀疑，这也难免使得SAILS危机事件对旅游产业的影响放大。一旦疫情消除和人们对SARS的恐惧感减小，目的地的旅游业也会很快恢复，旅游危机的生命周期一般都不是太长，并且会出现一个恢复性反弹期。此类事件对旅游者的影响主要是延迟了旅游者的旅游行为。
(2)在旅游发展的不同阶段，危机事件对旅游业的影响是不同的
我国旅游业的起步是从“六五”时期开始，但真正的规模化、产业化、市场化的大发展，是从“九五”时期开始的。我国的入境旅游在刚开始时，旅游客源结构比较单一，市场的面也太窄，旅游产品极其单调。在这种情况下，我国旅游业抗风险能力较弱，当出现“6·4”风波时，我国入境旅游迅速下滑，恢复也十分缓慢。进入“九五”时期后，我国旅游业的产业结构已逐步合理，产品结构和市场也日益多元化，国际旅游大国形象也基本树立，这时发生的危机事件，相比较前期事件，影响的时间在相对缩短，影响的程度在相对减小。从几次危机事件对我国旅游业的影响可以看出，虽然旅游业对危机事件具有敏感性，但我国旅游业抗风险能力在逐步增强。
不同肥料配比对水稻产量的影响 篇4
1 试验材料与方法
1.1 供试土壤与肥料
供试土壤为八五八农场科技示范园区及10个作业站, 供试水稻品种为主栽品种垦鉴稻6号。供试肥料为农场生产的配方肥, 配方1含量为46%尿素14.5kg、磷酸二铵 (17%N, 44%P) 9kg、氯化钾 (K2O60%) 10.5kg;配方2含量为46%尿素13kg、磷酸二铵 (17%N, 44%P) 8kg、氯化钾 (K2O60%) 9.2kg;配方3含量为46%尿素11.5kg、磷酸二铵 (17%N, 44%P) 7kg、氯化钾 (K2O60%) 8.1kg。
1.2 试验方法
试验共设3个处理, 即配方1、配方2、配方3, 试验设1个重复, 随机区组排列。每小区面积30m2, 各处理肥料用量如下, 配方1:基肥按配方1公顷施用301.5kg, 其中蘖肥尿素108kg, 穗肥尿素54kg、60%氯化钾46.5kg;配方2:基肥按配方2公顷施用267kg, 其中糵肥尿素96kg, 穗肥尿素49.5kg、60%氯化钾40.5kg;配方3:基肥按配方3公顷施用234kg, 其中糵肥尿素84kg, 穗肥尿素45kg、60%氯化钾36kg。试验于5月15日人工插秧, 插秧规格为30cm×13cm, 每穴4~5株, 田间管理单排单灌, 产量为小区实脱测产。
2 试验结果与分析
调查结果表明, 11个试验点配方1的产量均优于配方2和配方3的产量。其中1区、8区、10区、园区配方1产量最高, 配方2居第2位, 配方3产量最低。2区、3区、4区、5区、16站、13站、7区配方1产量最高, 配方3产量居第2位, 配方2产量最低。由此可见, 配方1的肥料配比在11个试验点增产效果均显著, 是最适宜水稻增产的肥料配比, 可在各个作业站大面积推广。配方2和配方3在不同的试验点增产效果不一致, 在1区、8区、10区、园区试验点配方2增产效果较配方3好, 2区、3区、4区、5区、16站、13站、7区试验点配方3增产效果较配方2好, 在配方1增产效果最优的基础上, 配方2的肥料配比中钾含量较配方3偏低, 磷含量稍高于配方3, 即1区、8区、10区、园区试验点土壤磷含量稍低, 钾含量较高。2区、3区、4区、5区、16站、13站、7区试验点土壤磷含量较高, 氮、钾含量较低。
3 小结
影响比对 篇5
耗能段腹板高厚比对Y型偏心支撑钢框架滞回性能影响的试验研究
Y型偏心支撑钢框架是偏心支撑结构中抗震耗能的结构形式之一,为了研究Y型偏心支撑钢框架中耗能梁段腹板高厚比对结构滞回性能的影响,进行了2榀1/3缩尺Y型偏心支撑钢框架的低周反复荷载试验.本文主要介绍了试验过程,分析了Y型偏心支撑钢框架在循环荷载作用下的.破坏机理、滞回性能、延性、刚度退化规律以及耗能能力.试验结果表明:Y型偏心支撑钢框架延性好、耗能能力强,耗能梁段腹板高厚比的改变对Y型偏心支撑钢框架强度、刚度以及耗能能力具有较大的影响.耗能梁段腹板高厚比设计得合理,Y型偏心支撑钢框架侧向刚度较大,可以满足在小震或中震作用下的结构变形要求,在大震作用下提供良好的变形能力和耗散地震能量的功能.
作 者：于安林 赵宝成 李仁达 沈淼 YU Anlin ZHAO Baocheng LI Renda SHEN Miao 作者单位：江苏省结构工程重点实验室(苏州科技学院),江苏,苏州,215011 刊 名：地震工程与工程振动 ISTIC PKU英文刊名：JOURNAL OF EARTHQUAKE ENGINEERING AND ENGINEERING VIBRATION 年，卷(期)：2009 29(6) 分类号：P315.95 TU398 关键词：Y型偏心支撑 钢框架 循环荷载试验 耗能梁段 滞回性能 Y-eccentrically braced steel frames low reversed cyclic test link beam hysteretic behavior影响比对 篇6
关键词：玉米；氮磷钾配比；干物质积累；产量；品质
中图分类号： S513.06文献标志码： A文章编号：1002-1302（2016）02-0085-04
收稿日期：2015-04-22
基金项目：公益性行业（农业）科研专项（编号：201303125）。
作者简介：李波（1969—），女，辽宁沈阳人，博士，副教授，主要从事生态环境、节水灌溉理论和技术研究。E-mail：liboluck@126.com。膜下滴灌水肥一体化是一种局部、高频率的灌溉施肥技术，可使作物近根区保持较高湿度及适宜养分体积分数[1-2]。该技术不仅具有滴灌省水、省工、增产、高效、适用性强等优点，又能发挥地膜覆盖技术保水、保墒、增加土壤积温和微生物活性、减少化学物质淋失的特长，已被广泛应用于水稻、花生、棉花[3-5]等各类作物，相关研究也不断深入。合理施肥是实现作物高产的重要措施之一，也是调控生物产量及组分动态转化的重要手段。了解施肥对作物干物质积累和养分吸收的影响规律，有助于采取有效措施调控作物生长发育、提高作物产量[6-7]。氮、磷、钾是玉米生长发育不可缺少的元素，对提高玉米产量和品质具有重要作用。研究表明，增施氮肥、磷肥、钾肥可提高玉米的干物质积累量、干物质转移效率，从而提高玉米产量及品质[8-10]。目前，关于膜下滴灌施肥条件下氮磷钾配比对沈阳地区玉米干物质积累及品质影响的研究较少，不利于该地区玉米生产节水灌溉施肥技术的推广和应用。本研究通过田间小区试验探讨膜下滴灌施肥条件下氮磷钾配比对玉米植株干物质积累、玉米产量及品质的影响，确定氮磷钾肥料的最佳用量和配比，为玉米生产中合理施肥提供依据。
1材料与方法
1.1试验区概况
试验于2014年5—9月在沈阳农业大学试验基地进行，该基地位于41°49′26.26″N、123°34′00.72″E，海拔 55 m，年平均气温11 ℃，年平均降水量721.9 mm，年平均蒸发量 1 300 mm，无霜期183 d。灾害天气主要为春季干旱、夏季暴雨。土壤为沙性棕壤土，其耕层基础理化性质为：全氮含量3.03 g/kg，全磷含量3.58 g/kg，全钾含量23.17 g/kg，速效氮含量201.68 mg/kg，速效磷含量372.78 mg/kg，速效钾含量635.46 mg/kg，有机质含量33.91 g/kg，pH值7.13。
1.2试验设计
供试玉米品种为美津599。灌溉方式为膜下重力滴灌，滴灌管直径16 mm、壁厚0.6 mm、滴头间距30 cm、流量 2.4 L/h。试验小区共设置5个处理，每个处理3次重复，每个小区行长16 m、行距3 m、株距30 cm、小区面积48 m2。
根据农业部专家组（2012年）测土配方施肥成果，对辽宁省不同产量水平的玉米施肥提出分类指导建议。试验以4种不同的氮磷钾施肥配比为变量，各处理的氮磷钾施肥量及配比见表1。表中数值为玉米整个生育期的追肥总量，生育期内共追施2次，每次追施施肥总量的一半，分别于小区内50%以上的玉米达到拔节期、抽雄期时开始追肥。
表1施肥水平设计
处理代号肥料用量（kg/hm2）N P2O5 K2ON ∶P2O5 ∶K2OCK000Ⅰ26339521 ∶0.15 ∶0.20Ⅱ22575451 ∶0.33 ∶0.20Ⅲ19593781 ∶0.48 ∶0.40Ⅳ12060601 ∶0.50 ∶0.50
1.3测定项目与方法
分别于拔节期、抽雄期、灌浆期、成熟期测定干物质量。在每个小区中间2行随机抽选3株进行取样，将样品放于纱网袋中，自然风干至恒质量后进行称量。玉米籽粒的蛋白质、可溶性糖、淀粉均采用FOSS infratec TM 1241 Analyzer型近红外快速品质分析仪测定。在玉米果实成熟期，每个小区取20株测定产量，并换算为单位面积产量。
1.4统计分析
采用Matlab软件、SPSS 19.0软件、Excel 2013软件进行数据分析。
2结果与分析
2.1膜下滴灌条件下氮磷钾配比对玉米生长的影响
2.1.1氮磷钾配比对不同器官干物质积累的影响氮磷钾配比对沈阳地区玉米不同器官干物质积累与分配的影响见图1。干物质积累量随着玉米生长不断增加，直至成熟。拔节期植株生长较为缓慢，干物质积累量少，各器官干物质积累量表现为茎>叶，分别占植株总干物质量的53.74%～58.04%、41.21%～46.26%。Ⅳ处理茎、叶的干物质量最高，CK茎、叶的干物质量最低，表明在一定范围内氮磷钾肥施用过多会导致作物生长过于茂盛、群体过大，而施用量过少则不利于干物质的积累。
在大喇叭口期至灌浆期，玉米在营养增加的同时进行生长，各器官积累的干物质量大幅度增加，干物质积累量表现为茎>叶>穗，分别占植株总干物质量的39.76%～42.88%、29.50%～32.61%、25.24%～28.78%。Ⅳ处理茎干物质量最高，达120 g/株，比茎干物质量最低的CK（99.52 g/株）高 20.6%；Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ处理间差异不明显，而与其他处理差异明显。Ⅳ处理叶干物质量最高，达94.95 g/株，与其他处理差异明显。Ⅳ处理穗干物质量最高，其次为Ⅲ处理，施氮更有利于穗部干物质量的积累。
在灌浆期至成熟期，茎、叶的干物质量达到最大值，穗部干物质累积量明显增加，表明营养物质主要被运至籽粒中以满足其生长需要，干物质量表现为穗>茎>叶。各器官干物质量在不同处理间存在显著差异，茎、叶、穗干物质量均为Ⅳ处理最高。成熟期穗部干物质量最高的为Ⅳ处理，与其他各处理差异明显。单株干物质量最高为626.24 g/株，各處理大小依次为Ⅳ>Ⅲ>Ⅱ>Ⅰ>CK。在一定范围内，籽粒的干物质量、植株总干物质量均随施氮磷钾量的增加呈先增后降的趋势。
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2.1.2氮磷钾配比对叶干质量的影响作物生产归根结底依赖于叶片的光合作用；因此，作物栽培的主要目的之一是形成具有高光合能力的叶片，并依靠叶片提高单位面积产量。叶干质量是衡量叶片光合能力、叶片质量的重要指标之一。由图2可知，拔节期至灌浆期植株不断生长，各处理玉米叶干质量均呈上升趋势；灌浆期至成熟期则均呈下降趋势，叶干质量表现为Ⅳ>Ⅲ>Ⅱ>Ⅰ>CK。其中，拔节期各处理叶片干质量差别不大；拔节期至大喇叭口期，Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ处理叶干质量优势大，Ⅰ、CK处理叶干质量较小；大喇叭口期至灌浆期，Ⅲ、Ⅳ处理叶干质量优势明显；至籽粒形成期各处理叶干质量均达到最大值，之后开始下降，各处理叶干质量由大到小依次为Ⅳ>Ⅲ>Ⅱ>Ⅰ>CK。可见，籽粒形成后叶片制造光合产物并转向穗部，生物产量开始转化为经济产量。
2.1.3氮磷钾配比对茎干质量的影响玉米茎秆在玉米各生育时期均具有特殊作用。除株高、茎粗等指标外，干质量也是衡量玉米茎秆质量的重要指标。由图3可知，CK与不同施肥水平处理有明显差异，但茎干质量仍表现为Ⅳ>Ⅲ>Ⅱ>Ⅰ>CK，表明不同氮磷钾配比对茎干质量具有明显影响。拔节期至成熟期，玉米茎秆干质量不断增加，施肥水平对玉米茎秆干质量的影响愈加明显；在灌浆期，CK茎秆干质量处于较低水平，Ⅰ、Ⅱ处理茎秆干质量均处于中间水平，Ⅲ、Ⅳ处理茎秆干质量均处于较高水平，表明茎秆干物质积累与施钾水平呈负相关。至籽粒成熟期，各处理茎秆干质量差异不明显，可能是茎秆先前贮存的干物质大量转移至穗部所致。
2.2膜下滴灌条件下氮磷钾配比对玉米品质的影响
2.2.1氮磷钾配比对玉米蛋白质含量的影响蛋白质含量是衡量玉米品质及营养价值的重要指标。由图4可知，不同施肥处理的蛋白质含量大小为：Ⅳ>Ⅲ>Ⅰ>Ⅱ>CK；与CK相比，各施肥处理的蛋白质含量分别增加22.28%、18.35%、16.64%、15.73%，表明不同施肥处理对玉米蛋白质含量的影响具有明显差异。
对不同施肥处理和玉米蛋白质含量进行方差分析（表2），显著性为0.001，达到极显著水平（P<0.01），表明不同施肥处理对玉米蛋白质含量具有极显著影响。
2.2.2氮磷钾配比对玉米淀粉含量的影响淀粉是玉米重要的营养物质之一，有着一系列独特性能，在食品、糖果、饲料等工业中具有重大作用。由图5可知，不同施肥处理的淀粉含量大小为：Ⅳ>Ⅱ>Ⅲ>Ⅰ>CK；与CK相比，各施肥处理的淀粉含量分别增加了6.96%、6.19%、5.65%、5.41%，表明施肥有助于玉米中淀粉的形成。
对不同施肥处理和玉米淀粉含量进行方差分析（表3），显著性为0.002，达到极显著水平（P<0.01），表明不同施肥处理对玉米淀粉含量具有极显著影响。
2.2.3氮磷钾配比对玉米脂肪含量的影响由图6可知，氮、磷、钾调控对脂肪含量影响较小。不同施肥处理的脂肪含量大小为：Ⅳ>Ⅲ>Ⅱ>Ⅰ>CK；与CK相比，各施肥处理的脂肪含量分别增加了3.86%、2.97%、1.78%、0.88%。
对不同施肥处理和玉米脂肪含量进行方差分析（表4），显著性为0.762，未达到显著水平，表明不同施肥处理对玉米脂肪含量无显著影响，这可能与玉米的品种有关。
2.3膜下滴灌条件下氮磷钾配比对玉米产量的影响
由不同氮磷钾配比对沈阳地区玉米产量的影响（图7）可知，不同施肥处理对玉米产量具有显著影响，各处理的产量大
小为：Ⅳ>Ⅲ>Ⅱ>Ⅰ>CK；与CK相比，各施肥处理的产量分别增加了30.55%、26.35%、15.23%、11.01%。由不同施肥量与施肥配比可知，在施肥量较少的情况下，Ⅲ、Ⅳ处理通过氮、磷、钾肥的均衡配施使玉米产量在各处理中最高，表明均衡施肥可增强土壤生产能力、提高玉米产量。不均衡施肥将导致土壤生产能力降低，各项生理指标的构成因素均不同程度降低，从而使不均衡施肥的玉米产量降低。
对不同施肥处理和玉米产量进行方差分析（表5），显著性为0.000，达到极显著水平（P<0.01），表明不同施肥处理对玉米产量具有极显著影响。
2.4氮磷钾最佳配比的确定
在玉米实际生产中，生产者面对各种肥料用量时往往无从选择，难以找到最适合所种植作物的配比用量。为确定玉米生产的最佳肥料配比模式，从高产、优质、增益的角度综合分析5种肥料配比模式下的产量、蛋白质指标，实测数据、特征向量矩阵、累积贡献率分别见表6至表8。
将特征向量与标准化后的数据相乘，可得第1、第2主成分表达式：
根据主成分综合模型计算综合主成分值，并按综合主成分值对其进行排序，即可对不同施肥处理下玉米的产量、品质进行综合评价比较（表9）。
表9各处理按第1、第2主成分得分的排序结果
处理第1主成分F1*排名处理第2主成分F2*排名Ⅰ7 778.744Ⅰ-7 766.152Ⅱ8 074.253Ⅱ-8 061.773Ⅲ8 852.912Ⅲ-8 840.144Ⅳ9 147.281Ⅳ-9 134.085CK7 007.105CK-6 996.311
根据表9结果得出第1主成分得分排序为Ⅳ>Ⅲ>Ⅱ>Ⅰ>CK。由不同施肥量与施肥配比可知，在施肥量较少的情况下，Ⅲ、Ⅳ处理通过氮、磷、钾肥的均衡配施使玉米在各处理中产量最高、品质最佳，表明均衡施肥可增强土壤生产能力、提高玉米产量。
3讨论
3.1不同施肥配比对玉米干物质积累的影响
不同氮磷钾用量可明显影响玉米总生物量的增长期、增长速率，以及营养体干质量的增长期、下降速率。适宜的氮磷钾配比及施肥技术应有效促进玉米植株生育前期总生物量的积累，以及生育后期干物质从营养体向籽粒的轉移，在生育后期达到较高的粒质量增长速率与营养体干质量下降速率，从而获得较高的籽粒产量和收获指数[11]。
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王进军等研究表明，在一定范围内增加氮肥用量可加快玉米干物质积累速率[12]。赵营等认为，干物质和养分的积累是玉米产量形成的基础[13]。戴明宏等认为，氮素供应直接影响作物的生长发育，并促进玉米干物质向籽粒转运，增加养分的吸收积累，从而获得较高的产量[14]。
拔节期至灌浆中期是氮素吸收的关键时期，吸收速率大、积累量高、对籽粒增产的贡献率较大，生产中应着重考虑该时期养分的充足供应，这是获得高产的主要途径。
3.2不同施肥配比对玉米产量及品质的影响
姜佰文等认为，氮、钾施肥量分别为150、100 kg/hm2有利于寒地玉米的干物质积累、产量及品质的提高[15]。刘洋等认为，施氮次数对玉米生长和产量影响显著，3次施氮处理显著提高了玉米生育后期（灌浆期）的干物质质量和氮素吸收量，增产效果显著；玉米各生育阶段干物质质量和氮素吸收量均随施氮量呈增加趋势，在玉米生育后期更为明显[1]。刘英等认为，钾肥对玉米增产效果显著，当氮肥充足时钾肥的增产效果更加显著[16-18]。
4结论
通过田间小区试验，研究膜下滴灌条件下不同施肥配比对玉米各器官干物质量、玉米产量及品质的影响，并对试验数据采用单因素分析和主成分分析。在本试验条件下，氮磷钾配比为1 ∶0.5 ∶0.5（氮、磷、钾施肥量分别为120、60、60 kg/hm2）有利于玉米干物质量积累和获得最高产量；玉米蛋白质含量与淀粉含量均以氮磷钾配比为1 ∶0.5 ∶0.5（氮、磷、钾施肥量分别为120、60、60 kg/hm2）时最高，但对脂肪含量的影响较小。可见，此施肥配比有利于玉米蛋白质与淀粉含量的提高。
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影响比对 篇7
数控机床轮廓误差的成因除了机床结构误差、加工刀具磨损等机械原因外[1],主要还有进给轴驱动系统的动态响应引起的误差[2]。动态响应性能与两方面有关:第一,进给轴驱动系统的闭环控制特性[3];第二,控制器命令信号和伺服驱动器的执行元件特性在位置、速度、加速度三方面的匹配程度[4]。
电子齿轮比定义了指令脉冲当量和反馈脉冲当量的关系,完成了位置信号的匹配,使得实际加工轮廓尺寸和目标轮廓尺寸相同[5]。同时根据速度插补原则,通过电子齿轮比还可以实现目标速度和实际加工速度的匹配[6]。但电子齿轮比在代替机械减速箱的同时,一直忽视了插补加速度与进给轴驱动系统最大加速能力之间的匹配。而加速度信号不匹配也是引起动态位置跟踪误差的主要原因之一[7]。同时,如果驱动系统不能以最大加速能力进行加减速,必然要影响数控机床的加工效率。
本文研究了电子齿轮比对数控机床轮廓误差和加工效率的影响,提出电子齿轮比和插补加速度优化算法,以期在保证轮廓误差最小的前提下尽量提高加工效率。
1 电子齿轮比设计中存在的问题
数控机床包括三个核心技术模块:上位机软件对任意图案的轨迹规划功能模块、控制器进行精插补功能模块、多轴联动伺服驱动功能模块。如图1所示。电子齿轮比都是由伺服驱动器内部提供的,所以传统意义上的电子齿轮比都是添加在图1中③处[8]。
以上添加电子齿轮比的方法中,没有涉及加速度操作,如果电子齿轮比的值大于1,则在目标位置、目标速度信号放大的同时,驱动系统的目标加速度信号也将被放大。如果放大后的目标加速度值大于甚至远大于各轴伺服驱动系统的最大加速度值amax,不管是直线加减速响应还是S曲线加减速响应,实际加工轮廓的变形都在所难免。这是目前添加电子齿轮比的方法中存在的第一个问题。
电脑上轨迹规划软件有每个轴分辨率设置项,且控制器在接收坐标点序列时可以改变插补用坐标值大小,伺服驱动器取到目标速度后可以改变伺服驱动器的目标指令值,这三个功能分别在图1中①、②(精插补前)、③处(精插补后)实现。电子齿轮比既然是指令脉冲当量和反馈脉冲当量的匹配,那么电子齿轮比不仅可以在③处添加,同样也可以在①或②处添加。修改轨迹规划分辨率的办法在工程应用中不可取。一般电子齿轮比可取0.01～100之间的数值。当电子齿轮比g远大于1时,在插补前添加电子齿轮比,实际线段长度被放大了g倍,从而,连续微直线段拟合曲线的精度、平滑度变差;在插补后添加电子齿轮比,由于插补加速度已定,经过电子齿轮比放大后,伺服系统命令信号中的加速度信号被放大g倍,由于伺服系统实际最大加速度能力有限,很容易引起伺服电机加减速过程中的动态位置跟踪误差过大,而造成轮廓误差偏大。当电子齿轮比远小于1时,插补前添加电子齿轮比,很多微线段的长度被进一步缩小,在速度插补中极有可能被误认为是不需要加工的直线而被删除,使得目标图案中大量有用信息丢失;插补后添加电子齿轮比,由于插补加速度不变,伺服系统工作速度被缩小了g倍,伺服电机工作在低转速下,加工效率降低,同时速度远低于额定工作转速,加工效果会受到影响。
将电子齿轮比简单地放在插补前或插补后,特别地,当电子齿轮比的值远远大于1或远远小于1时,都会对轮廓误差或加工效率产生不利影响。这是目前取电子齿轮比的方法中存在的第二个问题。如果控制器和驱动器是分开设计的,则第二个问题难以避免。
为解决以上两个问题,本文研究了一种电子齿轮比和插补加速度同时考虑的优化算法,以期达到插补加速度和驱动轴最大加速能力的匹配。
2 电子齿轮比和插补加速度优化算法
文献[6,7]表明,将控制器和伺服驱动器设计成一个整体(本文中称为组合控制器)已经成为一个比较热门的研究方向,甚至有趋势将轨迹规划软件、插补算法及伺服驱动全部整合在一起。本文对组合控制器中,伺服系统、电子齿轮比、插补控制之间的优化设置方法,以及在优化设置方法下,实现轮廓误差最小、机床加工效率最高的效果进行研究。
2.1针对不同转动惯量值进行优化
电子齿轮比仍然添加在图1中③处。最大加速能力为峰值转矩与转动惯量的比值。伺服系统最大加速能力amax的计算公式如下:
式中,IN为伺服电机额定电流;Kt为伺服电机电磁转矩系数;γ为伺服系统过载倍数;τ为伺服驱动器中速度闭环输出限幅系数;J为电机转子轴上转动惯量J0与直驱丝杆上平移运动质量m折算到转子上转动惯量Je之和。
m的折算公式为
式中,PB为丝杆螺距。
对于一个X/Y轴数控机床,如果已经知道两个伺服驱动系统的最大加速能力amax-X、amax-Y,也可以通过峰值转矩输出记录速度变化来测量amax-X和amax-Y。令gX、gY分别为X轴、Y轴电子齿轮比,则最大加速能力的幅值Amax为
已知伺服驱动系统前向通道增益为K,系统在位置斜坡输入p(t)=vt的作用下,稳态位置跟踪误差ε为
可以近似认为伺服电机启动加速过程和制动减速过程中,速度为斜线变化趋势,动态位置跟踪误差也为斜线变化趋势。数控机床在加工中总是处于不停地加减速的状态,如果伺服驱动系统采用最大加减速能力进行启动和制动,则机床的加工效率最高。
图2显示了X/Y轴每个轴上插补加速度a*与各个伺服驱动系统最大加速度amax之间的关系,图中阴影部分面积就等于ε值,从而可以推得:
X/Y控制器的插补加速度幅值的计算公式为
将式(6)根据插补周期进行离散以后,就可以得到数控机床效率最高时每个插补周期内的插补加速度值。
组合控制器中,插补加速度、电子齿轮比、伺服系统最大加速能力的匹配是能够实现的。针对一台设备,每个轴上J值不变化,最大加速能力不变化,则插补加速度容易设计。对于通用型组合控制器,针对不同机床,电子齿轮比的输入界面是开放的,如果伺服驱动系统具有转动惯量辨识功能,则在组合控制器第一次在机床上使用时,进行一次电子齿轮比设定和转动惯量辨识,就可以求出本机床最优的插补加速度值。这种优化方法的设计目标是在不影响轮廓误差的情况下提高加工效率。
2.2针对不同电子齿轮比、不同机床轮廓精度要求进行优化
在2.1节分析的基础上,在图1中的速度插补功能前增加优化控制器模块。在速度插补前预先设置一个分电子齿轮比gl,然后在图1中③处分别添加电子齿轮比glX、glY,且有
其中,gX、gY由实际机床的传动机构、反馈脉冲当量以及指令脉冲当量来决定。不同类型机床肯定也有不同的电子齿轮比的值,gX、gY可能大于1,也可能小于1。根据前面分析,gX、gY值对轮廓误差和加工效率都存在影响。
数控机床加工图案的目标精度,即轨迹规划软件中直线段拟合曲线的最小直线段长度lMmin=ηΔM,图文设备的轨迹规划软件中一般取η=15,ΔM为电子齿轮比定义中的指令脉冲当量。在速度插补中,如果线段长度小于15,则在速度插补的坐标点序列中忽略当前直线段的结束点坐标,这样不影响加工精度。
数控机床要求的轮廓精度,即直线拟合曲线的最小线段长度lLmin=μΔl,其中Δl=max(ΔlX,ΔlY),ΔlX=DBX/(4PPRX),ΔlY=DBY/(4PPRY)。DBX、DBY分别为X/Y轴丝杆螺距,PPRX、PPRY分别为X/Y轴伺服电机位置检测元件精度。不同机床对曲线轮廓精度的要求是不一样的,也即μ值大小不一样。
优化控制器的设计目标是在保证轮廓误差最小的前提下,尽量提高加工效率。
在已知条件gX、gY、η、μ、amax-X、amax-Y、JX、JY的前提下,根据不影响轮廓误差的前提下提高加工效率的原则,优化gl、A*(t)的值。
(1)当gX≫1,gY≫1时,经过图1中③处的电子齿轮比放大后,拟合曲线的微直线段长度需要满足机床轮廓精度要求,即
当式(8)中两式均取等号时,可以求取glX、glY的值。再根据式(7)可以得到两个gl值,取其中较小值作为gl值,然后根据式(7)重新求glX、glY的值。最后根据2.1节的情况分析求取A*(t)值。
(2)当gX≪1,gY≪1时,经过图1中③处的电子齿轮比缩小后,加工速度很低,加工效率有所降低,精度也会受到影响。所以,在保证加工精度的前提下,式(9)取等号,求取gl值。
根据式(7)还可以求取glX、glY的值。再根据2.1节的情况分析求取A*(t)值。
3 实验结果分析与结论
电子齿轮比和插补加速度优化算法采用2.2节的方法,并在图3所示图文仪中进行实验以观测轮廓曲线的平滑度,电子齿轮比的值分别设定为4、0.25,并保持两种电子齿轮比下实际加工图案尺寸一致,得到加工图案如图4和图5所示。图4a加工时间为11s,电子齿轮比过小,造成伺服电机实际工作转速较低,虽然机床要求轮廓精度较高,但实际加工曲线仍然不够平滑,伺服软件监测X/Y轴的动态位置跟踪误差峰值为620个脉冲(X、Y轴伺服反馈精度均为4000个脉冲/转);图4b加工时间为8s,曲线相对较为平滑,动态位置跟踪误差峰值为310个脉冲。图5a加工时间为8s,由于电子齿轮比的值较大,加减速过程中的动态位置跟踪误差比较大,峰值达1240个脉冲,轮廓曲线开始出现比较明显的抖动和毛刺现象;图5b加工时间为6s,曲线相对比较平滑,动态位置跟踪误差峰值为360个脉冲。
(a)增加优化算法前 (b)增加优化算法后
(a)增加优化算法前 (b)增加优化算法后
电子齿轮比和插补加速度优化算法在保证轮廓误差最小的前提下,可以尽量提高加工效率。实验结果也证明了这种优化算法的有效性和实用性。
参考文献
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影响比对 篇8
1 材料与方法
1.1 材料
供试番茄品种为新铁甲。所用基本培养基质为草炭∶蛭石∶珍珠岩=6∶3∶1。供试肥料为尿素(含N46%)、过磷酸钙(含P2O512%)和硫酸钾(分析纯)。
1.2 方法
试验于2011年在贵州大学农学院蔬菜园进行,育苗基质中氮、磷、钾施肥量分别设3个浓度,试验共设9个处理(见表1)。
2011年11 月30 日分别将各处理所需加入的肥料溶于水中,喷洒入定量的混合基质中,搅拌均匀,装盘(54孔),每处理1盘,3次重复。50~55℃水浸种15min后,室温下浸泡8h。28℃恒温箱中催芽,当种子有70%露白时,播于穴盘中,每穴1粒,放于温室内培养。当幼苗长至两片真叶时,每隔7d,调换各穴盘的位置,使其受光温均匀[6]。供试肥料一次性全部施入,平时只需定量浇灌清水,以保持基质湿润。待幼苗长到3~4片真叶时进行测定,从每个处理中随机取出10株幼苗,将根系清洗干净,然后测量根长、茎粗、株高、地上部干重、地下部干重、根系活力(TTC法)和叶绿素含量(比色法)[7]等指标,计算壮苗指数[8]。
2 结果与分析
2.1 不同氮磷钾配比对番茄幼苗形态指标的影响
由表2可知,经不同氮磷钾配比施肥后,T1的番茄幼苗根长、茎粗、株高、干重和壮苗指数等指标均最大,与对照达到显著性差异水平。番茄幼苗根冠比则以T2最大,但与T1和对照无显著性差异。各指标的最小值出现在不同的处理中,根长、干物质和壮苗指数最小的处理为T7,茎粗最小的为T4,株高和根冠比最小的为T6。壮苗指数能比较准确地反映出育苗基质的好坏,壮苗指数大,说明培育的幼苗质量好。因此可以看出,T1是适宜番茄幼苗生长的最佳营养配比,并能培养优良的壮苗。
不同小写字母表示在0.05水平差异显著。下同。Different lowercases mean significant difference at 0.05level.The same below.
2.2 不同氮磷钾配比对番茄幼苗根系活力和叶绿素含量的影响
根系活力强度反映了根系的生长情况,根系活力越强,说明根系生长越旺盛,越利于吸收更多的营养成分提供给番茄幼苗生长。各处理的番茄幼苗根系活力均高于对照(见表3),其中以T1最高,与对照达到极显著差异水平;最小的为T9,与对照差异不著性。各处理的番茄幼苗根系活力从大到小的顺序依次为处理T1、T2、T6、T4、T5、T7、T8、T3和T9。由此可看出,各处理均能提高番茄幼苗的根系活力。
各处理的番茄幼苗叶绿素含量均不同程度地大于对照,但与对照未达到显著性差异水平。各处理间存在不同程度的差异,其中以T3 的番茄幼苗叶绿素含量最大,其次为T2和T1,T9的叶绿素含量最小,但处理间均未达到显著性差异水平。
处理T1(氮、磷、钾比例为2∶1∶2;其施肥量分别为0.2、0.1和0.2kg·m-3)的番茄幼苗根长、茎粗、株高、干物质、壮苗指数和根系活力等指标均最大;并且均与对照达到显著或极显著差异。因此T1能促进幼苗的生长发育,幼苗生长健壮,是本试验筛选出的最佳营养配方。
3 结论与讨论
费素娥等[9]研究得出培育优质番茄穴盘苗的育苗基质中氮磷钾养分比例N∶P2O5∶K2O=1∶2∶2,养分量为:N 500g·m-3,P2O51 000g·m-3和K2O 1 000g·m-3。赵明等[10]研究认为不同肥料品种与施肥量对茄果类蔬菜幼苗生长的影响具有显著差异,特别是增施磷肥可使幼苗株高和干物重增加。刘吉刚等[1]认为,在高氮量中氮磷比例养分的基质中,番茄幼苗茎粗、地下部干重的增加明显加快,同时促进了番茄幼苗对氮磷钾养分的吸收;培育优质番茄穴盘苗的育苗基质中氮磷养分比例为N∶P2O5=1∶2,养分量为N 500g·m-3和P2O51 000g·m-3。杨旭等[8]研究得出,施用磷肥与番茄幼苗株高和干物质量增长的相关性达到显著或极显著水平,磷是培育优质壮苗的重要营养元素;番茄穴盘育苗混合基质中的最佳N、P2O5和K2O比例为1∶2∶1,最佳施肥量依次为:0.2kg·m-3、0.4kg·m-3和0.4kg·m-3。本试验研究表明,配入适量的氮磷钾肥料对番茄幼苗质量有显著促进作用,在试验浓度范围内,最佳氮、磷、钾比例为2∶1∶2;最佳施肥量分别为0.2、0.1和0.2kg·m-3。本试验与前人研究的相似之处为优质番茄幼苗均是在低浓度的氮肥条件下培育的;不同之处是培育番茄优质壮苗的最佳氮、磷、钾比例和施肥量不同,这可能与试验所用的基质、品种和栽培条件等因素有关。
参考文献
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影响比对 篇9
关键词：DeST软件,负荷分析,形状比,正交试验法
建筑物空调负荷是随建筑物所在地理位置、建筑与结构设计条件、建筑使用条件及内部设备配置情况等因素而变动, 其影响因素是极为复杂的[1]。只有通过对各类工程作充分调研, 对其空调负荷的一些主要影响因素加以定性、定量的分析, 才能抽象出一些具有典型代表意义的计算模型。
据大量工程经验与研究资料分析, 空调设计总冷 (热) 负荷[2]的主要影响因素为:地点、方位、形状比、窗墙比、建筑面积、层高、层数、结构类型、遮阳形式、室温、电照、人员、新风量等。
本文仅就建筑形状比对办公建筑冷 (热) 负荷的影响进行分析。
1 建筑形状比与冷 (热) 负荷的关系
建筑形状比定义为建筑物的正面长与侧面长的比值, 亦指建筑平面形状的长宽比。
建筑形状比对于建筑的冷 (热) 负荷有很大的影响[3]。对正南朝向来说, 一般是长宽比愈大得热也愈多, 空调设计总冷负荷越大。但须注意的是, 随着朝向的变化, 其得热量会逐渐减少。当偏角达到67°左右时 (偏东或偏西) , 各种长宽比体形建筑的得热基本趋于一致。而当偏角为90°时, 则长宽比越大, 得热越少, 空调设计总冷负荷越小。如表1所示。
2 研究方法与试验方案
2.1 研究方法
本试验使用集成于CAD之上的模拟软件DeST (Designer's Simulation Toolkits) , 通过状态空间法计算房间的冷、热负荷和热特性, 对邯郸地区不同典型类型的办公建筑进行了逐时模拟计算。用正交试验法找出不同朝向、不同的形状比、不同的窗墙面积比、不同的外墙传热系数等10个建筑冷 (热) 负荷的影响因素的建筑夏季耗冷量与冷负荷指标。通过分析这些结果, 得出不同影响因素对夏季冷 (热) 负荷指标的影响。
本文应用目前常用的正交试验法进行数字试验[4], 列出影响建筑冷 (热) 负荷的10个因素3个水平的试验条件, 建立典型的建筑模型;采用DeST模拟分析软件对建筑夏季冷 (热) 负荷进行分析, 建立建筑累计的冷 (热) 负荷与建筑形状比的函数关系式。
2.2 试验方案
2.2.1 建立典型的建筑模型
按照不同形状比的模式建立不同面积下的建筑模型, 分别为单层建筑面积500m2、形状比为1∶1, 单层建筑面积700m2、形状比为2∶1, 单层建筑面积900m2、形状比为3∶1。
2.2.2 气象参数选取的地区
由于邯郸市的气象条件与邢台基本相同, 因此选以邢台为例计算。夏季平均室外气温29.9℃、平均室外风速2.0m/s, 空调开启天数由6月1日～8月30日, 共91d。
2.2.3 建筑物输入条件的选取
建筑物输入条件包括固定条件取值与变化的因素和水平的选取。对于固定条件的取值, 主要参照现行相关国家及地方标准、设计规范以及实际工程的常规做法。考虑到试验结果的可比性, 对不同形式的办公建筑采用了一致的输入参数, 如:建筑层数、层高、外窗位置等, 如表2所示。其中选定办公室人员密度0.2人/m2建筑面积, 新风量依据《采暖通风与空气调节设计规范》 (GB50019-2003) 规定, 取30m3/h·人[5]。空调时间定为8:00～20:00。
对于因素及水平的选取, 选择了对办公建筑冷负荷有影响的10个因素, 以影响因素形状比为例, 分别为1∶1, 2∶1, 3∶1共3个水平, 如表3所示。
3 试验结果与影响分析
3.1 影响夏季建筑能耗的因素分析
由建筑物各种输入条件变量的不同组合, 可以得到各种输出指标的不同结果, 通过实验结果, 找到建筑物能耗影响因素 (建筑面积、朝向、形状比、外遮阳、外墙传热系数等10个因素3个水平) 与夏季累计冷负荷之间的定量关系, 并依此可确定最佳建筑节能形式的方案, 如图1所示。其中A1、A2、A3、B1等为A因素1水平、A因素2水平、A因素3水平、B因素1水平等, 即基准层面积为500m2、基准层面积为700m2、基准层面积为900m2、正面朝向为南向等。
3.2 形状比对办公建筑冷负荷的影响分析
在分析冷 (热) 负荷随着形状比变化而变化的时候, 重点分析空调 (供暖) 季的累计冷 (热) 负荷随形状比的变化而如何改变以及改变程度, 只要保证计算的正确性和条件设定的完整性就可以。因此, 为了节省计算时间和降低计算的复杂性, 只选定了从5月初到9月底的150d的累计值, 在这150d天中空调只提供冷量。
经过正交回归试验, 得到建筑长宽比与空调季的累计冷负荷关系如图2所示, 建筑长宽比与供暖季的累计热负荷关系如图3所示。
从图2可以看出, 长宽比为2∶1的空调季的累计冷负荷最小, 相应单位建筑能耗最低。与其他冷负荷的影响因素相比较而言, 虽然形状比对空调季的累计冷负荷影响不大, 但就大型建筑而言对空调季能耗影响也比较明显。经正交回归可以得到回归方程式:
式中:y—空调季的累计冷负荷, MJ/ (空调季·m2) ;
x—建筑物长宽比。
在本课题的研究中, 长宽比为2∶1的建筑由空调产生的能耗最低, 该建筑形式为最优。由式 (1) 可得出不同的长宽比时的空调季的累计冷负荷值, 如表4所示。
同样从图3可以得出类似的长宽比与供暖季的累计热负荷的关系, 在此不再细述。
4 结论
办公建筑冷 (热) 负荷的影响因素很多, 建筑的形状比只是其中因素之一, 对建筑的冷 (热) 负荷有着一定的影响。对于某一确定的建筑, 存在一个最佳的长宽比, 按照这种方法设计的建筑可以减少太阳的总辐射热, 起到节能的作用。
参考文献
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影响比对 篇10
1 砂率对机制砂混凝土性能的影响
有关研究表明, 由于机制砂的表面相对来说比较粗糙, 存在较多的棱角, 同时, 机制砂表面所对应的石粉含量较高, 受到该因素的影响, 可能致使所拌合机制砂混凝土原料包括坍落度、扩展度、以及强度在内的相关性能水平受到突出影响。一般来说, 若机制砂混凝土砂率数值过小, 可能致使所拌合混凝土出现离析、泌水等方面的问题;而若机制砂混凝土砂率数值过大, 则可能对所拌合混凝土的粘性产生显著影响, 降低混凝土流动性水平。从这一角度上来说, 对砂率的控制是决定机制砂混凝土性能好坏的关键所在。
为进一步研究配合比中砂率指标相对于混凝土坍落度性能、扩展度性能、以及强度性能所产生的影响, 本次试验中分别选取三个不同等级的砂率标准 (A等级对应砂率为0.33%;B等级对应砂率为0.43%;C等级对应砂率为0.53%) 。对不同砂率取值下的混凝土性能进行对比, 具体数据示意表如下表所示 (见表1) 。
根据表1中相关数据可知, 对于机制砂混凝土而言, 在维持水泥浆含量处于恒定值的条件下, 配合比中的砂率指标还会对后期所拌合机制砂混凝土的和易性水平产生极为突出的影响。具体而言, 在机制砂混凝土中, 存在配合比的最优数值。若实际砂率数值低于最优配合比中对于砂率指标的要求, 则可能导致混凝土所对应浆体含量明显不足, 致使其和易性水平受到严重不良影响。与此同时, 若实际砂率数值高于最优配合比中对于砂率指标的要求, 则可能导致机制砂混凝土拌合物过于干涩, 提高单位拌合量内蓄水水平, 最终对机制砂混凝土流动性能产生严重干扰。
综合表1中数据及以上分析可知:在不同砂率的影响作用之下, 相对于机制砂混凝土强度的影响并不显著。同时, 从机制砂混凝土综合性能的角度上加以考量, 最优的砂率控制方案为0.43%。
2 胶凝材料添加量对机制砂混凝土性能的影响
有关实验研究结果证实:相对于常规意义上的中砂而言, 机制砂所表现出的级配存在一定局限性。因此, 为了确保所拌合机制砂混凝土的和易性性能稳定可靠, 保障混凝土泵送对于其性能的基本要求, 就需要在混凝土配合过程中, 使用相应的胶凝材料, 实现对机制砂内部空隙进行填充, 以及提高机制砂润滑性水平的目的。特别需要注意的一点是:对于强度等级相对较低的混凝土而言, 由于在混凝土拌合过程当中的水泥用量相对较少, 致使胶凝材料的使用总量同样相对较低。从这一角度上来说, 为了保障机制砂混凝土的性能可靠, 在配合比的设计过程中, 需要为机制砂混凝土中的胶凝材料添加设定最低限制, 以保障按照该配合比拌合下的机制砂混凝土具有较佳的可泵性优势。
为进一步研究配合比中胶凝材料添加指标相对于混凝土坍落度性能、粘聚性性能、保水性性能、以及可泵性性能所产生的影响, 本次试验中分别选取四个不同等级的胶凝材料添加标准 (A等级对应胶凝材料添加量为290.0kg/m3;B等级对应胶凝材料添加量为310.0kg/m3;C等级对应胶凝材料添加量为330.0kg/m3;D等级对应胶凝材料添加量为350.0kg/m3) 。对不同胶凝材料添加量取值下的混凝土性能进行对比, 具体数据示意表如下表所示 (见表2) 。
根据表2中的相关数据可知:对于机制砂混凝土而言, 在将胶凝材料添加量控制为330.0kg单位以内的情况下, 机制砂混凝土保水性性能以及粘聚性性能均受到一定程度上的影响, 并致使机制砂混凝土的泵送性能大打折扣。因此, 基于对机制砂混凝土泵送性能满足角度上来说, 在确定配合比取值的过程当中, 推荐胶凝材料添加量控制在330.0kg/m3单位以上。
3 水灰比对机制砂混凝土性能的影响
结合相关实践工作经验来看, 对于拌合机制砂混凝土而言, 在材料给定的前提条件下, 混凝土强度与胶水比往往保持正比例相关关系。从拌合混凝土强度的角度上来说, 在水灰比既定的基本条件下, 机制砂混凝土强度等级略高于常规混凝土强度等。造成该现象的原因主要涉及到以下几个方面:第一, 由于机制砂当中以碳酸钙作为主要成分, 导致对于机制砂混凝土而言, 长时间处于高浓度的氢氧化钙环境当中, 表面也不可避免的产生微弱化学反应。相对于此, 对于天然砂而言, 由于其中所含有的二氧化硅成分处于较高水平, 从而制约该化学反应的发生;第二, 对比天然砂而言, 机制砂无论是从坚硬度, 还是从表面能量的角度上来说, 均相对较高, 且机制砂的界面新鲜, 表面粗糙, 存在大量的棱角, 从而使得所拌合机制砂混凝土的界面粘结性能得到了显著的提升;第三, 对于机制砂而言, 由于其中所含有的石粉会直接参与到混凝土水泥水化反应过程当中, 加速晶核反应速度, 诱导水泥水化产物迅速析晶, 同时可生成相应的水化碳铝酸钙成分, 对于抑制钙矾石相对于单硫型水化硫铝酸钙的转化反应及速度;第四, 由于相对于天然砂而言, 机制砂中所含有石粉的颗粒粒径较小, 在混凝土中发挥形态效应, 其效应机制与天然砂中的粉煤灰成分基本一致。即这部分石粉可产有效填充在机制砂混凝土内部空隙当中, 对于提高其密实性、强度而言意义显著。
为进一步研究配合比中水灰比指标相对于混凝土强度性能所产生的影响, 本次试验中分别选取四个不同等级的水灰比标准 (A等级对应胶凝材料添加量为0.35;B等级对应胶凝材料添加量为0.45;C等级对应胶凝材料添加量为0.55;D等级对应胶凝材料添加量为0.65) 。对不同水灰比取值下的混凝土性能进行对比, 具体数据示意表如下表所示 (见表3) 。
对于天然性的混凝土原材而言, 在水灰比指标不断降低的条件下, 所对应的混凝土抗压强度指标则持续提升, 两者之间存在明确的反相关关系, 这一结果与混凝土水灰比的定则基本相同。而对于机制砂混凝土而言, 在其水灰比与拌合混凝土抗压强度的对应关系中, 基本与常规混凝土保持相同规律。结合表3中的相关数据可知:为最大限度保障所拌合机制砂混凝土原材的强度满足相关性能要求, 需要保障配合过程中的水灰比取值控制在0.55以内。
4 结束语
本文通过实验研究方式, 论证了配合比相对于机制砂混凝土性能的影响机制。根据实验研究结果, 认为:为最大限度的确保所拌合机制砂混凝土综合性能的稳定、可靠, 最优的砂率控制方案应当为0.43%;推荐胶凝材料添加量控制在330.0kg/m3单位以上;水灰比取值控制在0.55以内。以上数据希望能够为后续实践工作的开展提供一定的参考与指导。
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影响比对 篇11
【摘要】目的：观察中药杜仲、续断药对配伍前后对于SAMP6小鼠脂代谢的影响。方法：采用快速老化SAMP6小鼠及其同源正常对照SAMR1为研究对象，应用杜仲续断1∶[KG-*3/5]1配伍及单味药进行治疗12周，观察血清和肝脏的总胆固醇、甘油三酯、低密度脂蛋白、高密度脂蛋白等指标变化，并进行组间比较。结果：与模型组相比，杜仲续断1∶[KG-*3/5]1配伍低剂量组能显著降低血清低密度脂蛋白，升高血清高密度脂蛋白，显著降低血清和肝组织的LDL-C水平，升高血清HDL-C水平，降低肝组织中HDL-C水平。结论：杜仲续断药对具有调节脂质代谢的作用。
【关键词】杜仲；续断；配伍；衰老；SAMP6小鼠；脂代谢
【中图分类号】R285.5【文献标志码】 A【文章编号】1007-8517（2016）09-0014-02
根据《中国人口老龄化发展趋势预测研究报告》预测，到2020年我国老年人口将达到2.48亿。随着社会人口的老龄化，老年性骨质疏松症、老年性学习记忆受损及AD等与衰老相关疾病发病率明显增高，严重影响老年人的生活质量和健康水平。随着增龄，血脂异常患病率增高[1]，除氧化脂质除诱发动脉粥样硬化外，较高的血清总胆固醇水平是老年人AD患病率增加的危险因子[2-3]。与此同时，伴高脂血症的骨质疏松患者存在由氧化脂质诱导的骨PTH抵抗[4]，骨形成减少。杜仲与续断配伍是中医临床常用药对，虽然对于单味药研究较多，但对于二者配伍的研究报道较少。研究以快速老化SAMP6及其同源正常对照SAMR1小鼠为研究对象，观察杜仲和续断配伍前后对动物模型的血液和肝脏中脂代谢主要生化指标的影响，为中药配伍理论和中医临床提供实验依据。
1仪器与材料
1.1实验动物6月龄清洁级雄性快速老化骨质疏松模型小鼠SAMP650只，正常同源对照小鼠SAMR110只，均购自天津中医药大学第一附属医院实验动物中心SAM鼠繁育屏障系统，合格证号为实验动物（饲）字0003499。
1.2药品及其制备杜仲、续断生药购自安国市顺全隆中药材有限公司，由天津中医药大学中药鉴定教研室马琳教授鉴定。杜仲生药、续断生药分别用70%乙醇10倍量回流提取2次，每次2h，合并提取液浓缩，真空干燥得杜仲、续断提取物。按照上述提取方法，杜仲续断按照生药量1：1比例配伍，制备杜仲续断配伍提取物。
1.3仪器VITALAB MTCRO半自动生化仪（荷兰威图公司）。
1.4试剂总胆固醇测定试剂盒（TC，批号：111271）、甘油三酯测定试剂盒（TG，批号：114951）、低密度脂蛋白-胆固醇测定试剂盒（LDL-C，批号：110421）、高密度脂蛋白-胆固醇测定试剂盒（HDL-C，批号：110431），以上试剂盒均由北京中生北控生物科技股份有限公司生产。
2方法
2.1分组及给药正常老化对照SAMR1组10只，SAMP6小鼠按照体重随机分为SAMP6组、配伍高剂量组、配伍低剂量组、杜仲组、续断组5组，每组10只。SAMR1组和SAMP6组分别灌服蒸馏水；配伍高剂量组：灌服配伍提取物（每日杜仲、续断各用3g生药/kg）；配伍低剂量组：灌服配伍提取物（每日杜仲、续断各用1.5g生药/kg）；杜仲组和续断组：分别灌胃杜仲、续断提取物（每日用药剂量均为3g生药/kg）。各组每日灌胃1次，连续给药12周。实验期间自由饮水摄食。每周称量1次体重，根据体重变化调整给药量。
2.2标本采集与处理
2.2.1血清脂质检测用药治疗第12周末，所有小鼠禁食不禁水8h，末次灌胃给药lh后，乙醚吸入麻醉，摘眼球取血，分离血清，按照试剂盒要求检测TC、TG、LDL-C、HDL-C。
2.2.2肝脏脂质检测取血后迅速取出肝脏，匀浆，离心取上清液，按照试剂盒要求检测TC、TG、LDL-C、HDL-C。
2.3统计学分析采用SPSS17.0统计软件分析实验数据，用均数±标准差（x±s）表示，采用单因素方差分析（One-WayANOVA），方差齐采用LSD法，方差不齐采用Dunnett′s T3法比较，进行组间两两比较，P<0.05表示差异有统计学意义。
3结果
3.1杜仲续断药对不同配比对SAMP6小鼠血清脂质的影响SAMP6组小鼠血清LDL-C水平显著高于SAMR1组（P<0.05）。灌胃给药12周，配伍低剂量组和杜仲组小鼠血清LDL-C水平显著低于SAMP6组（P<0.05），配伍低剂量组小鼠血清HDL-C水平显著高于SAMP6组，配伍低剂量组的HDL-C/TC有升高趋势。见表1。
3.2杜仲续断药对不同配比对SAMP6小鼠肝组织脂质的影响SAMP6组肝组织LDL-C，HDL-C，HDL-C/TC均显著高于SAMR1组（P<0.01，P<0.05）。经治疗12周后，配伍低剂量组肝组织TG显著低于SAMP6组（P<0.01），配伍低剂量组和杜仲组肝组织LDL-C显著低于SAMP6组（P<0.05，P<0.01），配伍高、低剂量组和杜仲组肝组织HDL-C显著低于SAMP6组（P<0.01，P<0.05），配伍高剂量组和配伍低剂量组肝组织HDL-C/TC显著低于SAMP6组（P<0.01，P<0.05）。见表2。
4讨论
中医并无高脂血症的病名，认为其病因病机与痰浊、瘀血等有关，肝脾肾虚衰，致痰瘀内生，以脏虚为本，特别是肾虚，痰浊瘀血内阻为标，属本虚标实之证[5]。《景岳全书》云：“肾主水，水泛亦为痰。故痰之化无不在脾，痰之本无不在肾”。临床治疗高脂血症杜仲、续断为常用补肾中药，均具有补肝肾，强筋骨，安胎等功效。药理研究表明，杜仲和续断均具有抗骨质疏松、神经保护、调节血脂、抗衰老等多种药理作用[6-8]。SAMP6小鼠为快速自发老年性骨质疏松模型，且血糖、甘油三酯、胰岛素水平、瘦素水平、肝脂质水平均高于同龄SAMR1和AKR/J小鼠，并具肥胖症和高脂血症[9]。
研究发现，与SAMR1组相比，SAMP6小鼠血清LDL-C显著升高，肝组织LDL-C、HDL-C、HDL-C/TC显著升高。经给药治疗后，配伍低剂量组和杜仲组小鼠血清LDL-C水平显著低于SAMP6组。配伍低剂量组小鼠血清HDL-C水平显著高于SAMP6组，HDL-C/TC有升高趋势。配伍低剂量组肝组织TG和LDL-C、杜仲组肝组织LDL-C均显著低于SAMP6组，配伍高、低剂量组和杜仲组肝组织中HDL-C水平显著低于SAMP6组。研究结果表明，杜仲续断配伍后能显著降低血清和肝组织的LDL-C水平，升高血清HDL-C水平，降低肝组织中HDL-C水平，提示杜仲续断配伍使用可调节血脂水平，具有提高机体转运和清除胆固醇的能力，调节脂质代谢的作用。
参考文献
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影响比对 篇12
一、几何模型及室内环境参数
1. 几何模型。
本文以绵阳某公共建筑的大堂作为实体模型, 南北朝向, 大堂尺寸为32m×26m×9.8m, 体形系数为0.22。其中, 外墙的传热系数为0.53 w/m2.k;内墙的传热系数为0.76 w/m2.k;楼板的传热系数为1.5 w/m2.k;门的传热系数为0.763 w/m2.k;窗的传热系数为2.31w/m2.k, 遮阳系数为0.7;屋顶的传热系数为0.53w/m2.k。大堂的几何模型如图1。
2. 室内外环境参数设定。
空调、灯光及设备的开启时间为7:00—20:00, 室内设计空调温度为26℃, 在没有自然通风的情况下, 换气次数按0.5次/h设置, 有自然通风的情况下, 换气次数按5次/h设置。人员密度为0.05m2/人, 人体发热量设定为64w/人, 灯光发热量设定为11w/m2, 设备发热量设置为511w/m2。
二、窗墙比对公共建筑能耗的影响
1. 南向朝向的窗墙面积比对建筑能耗的影响。
由图2 (a) 可知, 随着南向朝向的窗墙面积比增大, 供暖季的建筑热负荷指标及年耗热量呈线性降低趋势, 这与南向朝向在冬季受到的太阳辐射最大有关, 并符合地球绕太阳运动的规律;由图2 (b) 可知, 空调季的建筑冷负荷指标及年耗冷量随南向朝向的窗墙面积比增大而增大, 这是由于在夏天窗户的面积越大, 受到的太阳热辐射就越多, 进行室内的外热扰量也就越大有关, 从而增加了空调冷负荷及耗冷量;建筑的年总负荷指标和年能耗的变化趋势与空调季类似。南向朝向的窗墙面积比由0.1增加到0.9的过程中, 采暖季热负荷指标及年耗热量分别减少了0.66w/m2和1.71k W.h/m2, 空调季的建筑冷负荷指标及年耗冷量分别增加了3.11w/m2和2.40k W.h/m2, 采暖空调季的建筑总负荷指标和年能耗依次升高了2.39w/m2和0.71k W.h/m2。
2. 北向朝向的建筑窗墙面积比对建筑能耗的影响。
由图3 (a) 可以看出, 供暖季热负荷指标及年耗热量随北向朝向的窗墙面积增加略有增大, 但是变化量很小;从图3 (b) 可以发现, 空调季冷负荷指标及年耗冷量随北向朝向的窗墙面积比增大显著增加, 特别是冷负荷变化的速度非常快;从图3 (c) 可以发现年总负荷指标及年能耗的变化趋势与空调季的变化趋势近似。当北向朝向的窗墙面积比从0.1升高到0.9时, 供暖空调季总负荷指标及年能耗的增加量依次为7.70w/m2和3.35 k W.h/m2, 空调季的建筑冷负荷指标及年耗冷量的增加量依次为6.71w/m2和3.01k W.h/m2, 供暖季的建筑热负荷指标及年耗热量的增加量依次为1.11w/m2和0.42k W.h/m2。从而得出结论, 北向朝向的窗墙面积比越小越节能。
3. 优化模型与基准模型的能耗对比分析。
基准模型 (建筑的实际几何模型) 南向朝向的窗墙面积比为0.56, 北向朝向的窗墙面积比为0.56。由于需要满足采光及设计规范的要求, 本优化模型 (模拟结果优化) 南向朝向的窗墙面积比的取值为0.4, 北向朝向的窗墙面积比的取值为0.25。
从图4的模拟结果可以发现, 建筑的实际窗墙面积比大于优化模型的窗墙面积比, 导致大量的太阳辐射热量进入采暖室内, 可以一定程度降低建筑的热量损失, 从而降低采暖负荷等指标。在夏季, 由于窗户的面积过大, 导致太阳辐射热进入室内, 增加了室内的空调冷负荷, 从而增加空调能耗。经过对比, 优化模型的年耗冷量比建筑的实际窗墙面积比减小1.39 kw.h/m2, 建筑冷负荷的节能率达到2.3%;但是建筑的年耗热量多增加0.31 kw.h/m2, 耗能率增加0.79%, 总体来说, 优化后的窗墙面积比比优化前更加节能。
三、结论
在夏热冬冷地区的公共建筑, 窗墙面积比对建筑的能耗有一定的影响, 通过能耗分析及能耗对比, 南向窗墙面积比为0.4, 北向窗墙面积比为0.25时, 建筑的能耗达到最优值。
参考文献
[1]王怡, 刘加平, 肖勇强.自然通风房间热环境的耦合模拟计算方法[J].太阳能学报, 2006, 27 (1) .
[2]闫成文, 姚健, 叶晶晶.夏热冬冷地区外窗传热系数对建筑能耗的影响[J].重庆建筑大学学报, 2008, 30 (6) .