线性回归模型的一种有偏估计

在线性回归模型Y=Xβ+ε;E(ε)=0;cov=σ2Σ;Σ>0下给出了有偏估计β*(K,d)=(XTΣ-1X+K)-1(XTΣ-1Y+dβ*),其中K>0,d>0为参数,β*表示线性回归模型的广义最小二乘估计,讨论了这种有偏估计的优良性质,得出了主要结论.     

氮肥用量对生菜产量的影响及生菜专用肥的研制

本文研究了氮肥用量对生菜产量的影响 ,结果表明 :生菜产量 (Y ,Kg)与氮肥用量 (X ,Kg)之间呈二次曲线相关 ,相关方程为Y =1916 .311+ 72 .489X - 2 .46 7X2 (r =0 .96 8) ;理论上氮肥用量为 14.76Kg(纯N)时 ,生菜可获得最高产量 2 45 4.1Kg ,在此试验基础上 ,提出了生菜配方专用肥方案 ,其N P2 O5 K2 O含量为 2 9 4 11。     

线性回归模型的一种新有偏估计

在线性回归模型Y=Xβ+ε;E(ε)=0;cov=σ2Σ;Σ0下给出了有偏估计β*(K,c)=c(XTΣ-1X+K)-1(X TΣ-1 Y+β*),其中K0,c0为参数,β*表示线性回归模型的广义最小二乘估计,讨论了这种有偏估计的优良性质,得出了主要结论。     

宜宾市禾谷缢管蚜发生量与气象因子的关系

为研究小麦蚜虫科学预测方法, 掌握宜宾市禾谷缢管蚜发生量与气象因子的关系, 根据宜宾市1986 ~ 2006 年间小麦禾谷缢管蚜发生与气象历史 资料, 应用相关统计分析、逐步回归分析等方法, 分析气象因子与蚜虫发生量的关系: 在月均温、月降水量、月相对湿度、月日照等气象因子中, 影响高峰 期蚜量的主要气象因子是年前11月均温X1 ( r= 0. 478* ) , 2月均温X2 ( r= - 0. 475* ) , 年前10 月降水量X3 ( r= 0. 518* ) . 年前11月相对湿度X4 ( r = 0. 610* * ), 在上述因子中, 影响高峰期蚜量Y的主导因子是年前11月月均相对湿度( X4, % ), 且该因子达到极显著水平. 建立有关气象因子的禾谷 缢管蚜高峰期蚜量的逐步回归预测模型为: Y = - 113298. 243 + 1841. 011X1 + 80. 364X3 + 1066. 282X4, R= 0. 842, Sy = 3539. 66670. 该发生量预测模型     

RP-HPLC测定伊赫乌兰-13中的氧化苦参碱

目的:建立RP-HPLC测定伊赫乌兰-13中氧化苦参碱含量的方法.方法:采用Shim-pack CLC-ODS柱,流动相为甲醇-0.1%三乙胺=3∶8(磷酸调p H至3.0),检测波长为210nm,流速为1.0m L·min-1.结果 :氧化苦参碱的浓度在4.04~40.4μg·m L-1范围内与峰面积呈良好的线性,回归方程为:Y=40.113X+0.2584,(r=0.9997);平均加样回收率为99.1%,RSD=1.6%(n=9).结论:所用方法简便、快速、准确,适用于伊赫乌兰-13中氧化苦参碱的质量控制.     

多元线性模型回归系数的有偏估计

采用有偏估计B∧(k) =[(X′X) - 1-k(X′X) - 2 ]X′Y估计多元线性模型中的回归系数B ,通过k值的选取 ,可使 β∧(k) =Vec[B∧(k) ]的均方误差MSE小于 β =Vec(B)的LS(最小二乘 )估计β 的MSE .     

微波消解-分光光度法测定面食中的铝含量

用微波消解-分光光度法测定面食中的铝含量.用微波消解对面食进行了预处理,采用分光光度法测定其中的铝含量.经过实验测定的最优条件为:λmax=615nm,抗坏血酸的用量为1.00mL,铬天青S的用量为2.50mL,显色时间为30min,pH=6.7～7.0,铝在0～0.2μg/mL范围内线性良好,线性回归方程为Y=0.0...     

皖东黄牛不同部位肌纤维直径比较分析

目的:通过测定皖东黄牛不同部位肌纤维直径的大小,探讨股二头肌、臂三头肌和腰大肌肌纤维直径的相关性.方法:将成年皖东黄牛屠宰后,对股二头肌、臂三头肌和腰大肌进行肌纤维直径测定,分析肌纤维直径的差异性和相关性,并建立三者间的回归方程.结果:股二头肌肌纤维直径为23.1667 μm、臂三头肌肌纤维直径为24.7967 μm、腰大肌的肌纤维直径为25.5367 μm,三者肌纤维直径无显著差异性.结论:建立的最优回归方程分别为:股二头肌肌纤维直径(Y)与腰大肌肌纤维直径(X)的指数式回归方程y=14.115e0.0298x拟合效果最好,R2 =0.9782.臂三头肌肌纤维直径(Y)与腰大肌肌肌纤维直径(X)的多项式回归y =-0.0035x2 +0.9273x +11.513拟合效果最好,R2 =0.9865.     

解题后的反思——浅析抛物线的对称轴

小明带着困惑的眼神来找Z老师.这是2005年太原市初中数学竞赛的一道题:二次函数Y=AX2 BX C的图象如图1所示,那么,A B C的取值范围是().(A)-2   

广义仿紧空间的遗传性和基-正规性

在这篇文章里主要研究了广义仿紧空间的遗传性和基-正规性.着重证明了：（1）设X=（lim）{ Xα,παβ,∧},｜∧｜=λ,每一个投射πα是开的且到上的,X为（遗传）λ-仿紧的,若每个Xα是可遮的,则X是（遗传）可遮的.（2）设X是基-正规空间,Y是可度量空间,则当且仅当X×Y为基-正规空间时X×Y为正规空间.     

甘肃白猪生长肥育阶段蛋白质饲养标准研究

本研究采用饲养试验与消化代谢试验相结合的方法,根据消化代谢试验的结果,制定出可消化粗蛋白质需要量回归公式,由此求得甘肃白猪20—35、35—60及60—90公斤三个阶段可消化粗蛋白质饲养标准。试验用甘肃白猪去势公母猪24头,窝组设计为三个组,每阶段中期进行一期消化代谢试验。 根据消化代谢试验测得的三组试猪的日增重与日均可消化粗蛋白质摄入量基本数据,经统计处理,求得生长肥育期三个级段每日可消化粗蛋白质需要量回归公式如下: 20—35公斤:y_1:129.4+83.0x_1 p<0.05 35—60公斤:y_2:146.3+80.0x_2 p<0.05 60—90公斤:y_3:164.2+151.2x_3 p<0.01将预期日增重x代入上述相应的公式,即可获得甘肃白猪生长肥育阶段可消化粗蛋白质饲养标准。甘肃白猪三个阶段粗蛋质消化率分别为67.87％、64.80％及66.82％,由此可以求得该猪生长肥育阶段粗蛋白质饲养标准。     

大豆渣对Cu^2＋的物理化学吸附研究

采用二次回归正交旋转组合设计方法对大豆渣吸附Cu^2＋的五个因素进行优化,建立了浓度（X1）、加入量（X2）、pH（X3）、温度（X4）、时间（X5）对吸附率（Y）的回归数学模型：Y=73．58219＋5．50153X1＋4．61857X2＋19．47253X3＋5．84406X4＋3．62286X5—4．77678X1^2-2．69559X2^2-6．6478X3^2＋2．78751X4^2-4．53383X5^2＋0．14936X1X3—0．37914X1X4—0．12638X1X5＋0．26425X2X3＋1．02252X2X4—0．56296X2X5—3．55009X3X4—0．3102X3X,-0．33318X4X5。得出各因素对大豆渣吸附Cu^2＋影响顺序为：pH〉温度〉浓度〉加入量〉时间。从模型可知,在浓度、加入量,pH、温度、时间为40mg／L、0．1g、8、60℃、4h时,大豆渣对Cu^2＋吸附率最高可达98．82％,验证值为97．98％,与理论值基本一致。     

苯酚分光光度法测定食品中硝酸盐与亚硝酸盐

将苯酚法分光光度法应用于硝酸盐和亚硝酸盐含量的测定,并对测定条件进行了优化．结果表明：硝酸盐的回归方程Y=97．636X-2．1459,相关系数为0．9986,检出限为0．25μg/mL,精密度为0．424％;亚硝酸盐的回归方程Y=74．093X-0．7929,相关系数为0．9982,检出限为0．61μg／mL;硝酸盐和亚硝酸盐加标回收率为91．6％-104％．该方法简化操作过程,结果准确可靠,适用于多种食品基质中亚硝酸盐和硝酸盐的分析．     

Effects of ration level and feeding frequency on digestibility in juvenile soft-shelled turtle, Pelodiscus sinensis

The effects of ration level and feeding frequency on digestibility in juvenile soft-shelled turtle, Pelodiscus sinensis, were investigated. Four ration levels 1.5%, 2.5%, 4.0% and satiation （6.0% BW/d） were used. Apparent digestibility （AD） of dry matter （DMAD）, protein （PAD） and protein real digestibility （PRD） were significantly affected by ration level, but not by feeding frequency when the ration level was similar. However, the feeding frequency affected the AD, DMAD, PAD and PRD significantly when the turtles were fed to satiation. The relationship between fecal protein content （Y） and protein intake （At） can be expressed as a quadric equation： Y=-0.1742＋0.1476X-0.0003X^2 （r^2=0.876, n=27, F=93.92, P〈0.01）.     

冷泉养殖香鱼试验及其生长特点

在18～22℃冷泉条件下,进行了香鱼养殖试验.平均体重为2.65和0.73 g的两种规格香鱼苗种,经110 d饲养,平均体重分别达76.56和55.88 g;饲料系数分别为1.43和1.32,饲料系数与鱼不同阶段体重呈曲线正相关Y-0.9277-0.0029X＋0.0002X2（R2-0.838,P＜0.01）;香鱼肥满度从投放鱼种（0.73g）时的0.901增加到实验结束时的1.368,肥满度在养殖后半程才开始显著增大,肥满度对体长的最优回归方程为线性方程Y-0.7054 ＋0.0428X （R2-0.505,P＜0.01）.鱼体重对体长的最佳回归模型为指数曲线模型Y-0.3647e （0326X）（R2=0.980,P＜0.01）.运用Bertalanffy、Gompertz和Logistic 3种非线性生长模型分别对香鱼的体重生长数据进行了拟合和分析.3种模型对香鱼体重生长均有很好的拟合度,其中,大、小规格香鱼鱼种生长的Gompertz模型拟合度（R2）分别为1.000和0.999;以该模型测算的生长参数拐点体重分别为43.866和40.014 g,最大日增重分别为0.914和0.781 g,拐点日龄分别在鱼种投放后的第72和89 d.     

褐牙鲆生长性状的相关与通径分析

选取70尾2年龄以上的褐牙鲆,测量了全长（X1）、体长、头长（X3）、吻长、体高、尾柄高（X6）和体质量（Y）7项生长性状.采用相关分析、通径分析和多元回归分析,剔除了与全长有共线性的体长及回归方程中不显著的吻长和体高,计算了全长、体长、头长等6个性状与体质量的相关系数以及以全长、头长和尾柄高对体质量通径系数和决定系数,定量分析褐牙鲆生长性状对体质量的影响.结果表明,褐牙鲆6个生长性状均与体质量的相关系数有统计学意义（P〈0.01）;头长对体质量的直接影响（0.365）最大;3个主要生长性状与体质量的决定系数和为0.948.应用逐步多元回归方法,建立了全长、头长和尾柄高对体质量的线性回归方程：Y=-4 123.461＋34.115X1＋168.733X3＋412.045X6,相关系数R=0.974.     

不同密度与施肥量对龙花243产量的影响

采用四因子五水平正交回归旋转组合设计,研究龙花243产量与不同种植密度、氮磷钾施肥量(N、P、K)间的关系,建立了各因素与产量指标的优化数学模式,确立了高产优化栽培方案,各因素对产量的影响程度为磷肥>氮肥>钾肥>密度。     

播期对豫东黄潮土区小麦群体及产量的影响

为了给小麦新品种郑麦7698、众麦998提供适宜播期,以郑麦7698、众麦998为材料研究了不同播期对群体及产量的影响.结果表明,不同播期间冬前分蘖差异大,春季差异减小,但这种差异一直维持到成熟期;播期与穗数、产量呈显著的负相关关系,相关系数分别为-0.935＊＊、-0.886＊.经回归分析,郑麦7698的回归模型：Y（穗数）=759.8-40.2X、Y（产量）=10827-552,7X;众麦998;Y（穗数）=568.6-11.5X、Y（产量）=10235-250.9X.在播量为150kg/hm2的条件下,郑麦7698、众麦998适宜播期为10月10-15日,此期播种有利于形成合理的群体结构,实现较高的经济产量和效益.播期提前应减少播量,郑麦7698最早不能早于10月5日,众麦998不能早于10月10日;播期推迟应适当增加播量,播期每推迟5天,播量增加30kg/hm 2,这样才能有利于实现不同播期条件下的高产稳产.     

中国成年人潮气量正常参考值与地理因素的关系

收集了中国83个单位测定的6546例健康成年人潮气量正常参考值,应用SPSS统计软件,运用相关分析和回归分析的方法,研究了其与8项地理因素指标的关系,为制定中国成年人潮气量正常参考值的统一标准提供科学依据．结果发现成年人潮气量正常参考值与中国地理因素之间有很显著的相关关系（F=16．74,P=0．000〈0．01）,用向后回归分析的方法推导出了一个回归方程：Y=773．85—0．1210X,±33．25．在以上的回归方程中,P是成年人潮气量正常参考值（ml）,X7年降水量（mm）,33．25是剩余标准差的值．由此得到结论：如果知道了中国某地的地理因素值,就可以用回归方法估算这个地区的成年人潮气量正常参考值,依据成年人潮气量与地理环境的依赖关系把中国分为8个区．