分布函数间散布序的性质

设Ｆ、Ｇ是两个分布函数，记Ｘ＾＋Ｆ（ａ）＝ｓｕｐ｛ｘ：Ｆ（ｘ）＜ａ｝，ＸＦ（ａ）＝ｉｎｆ｛ｘ：Ｆ（ｘ）＞１｝，ＸＦ（ａ）＝Ｘ＾＋Ｆ（ａ）＋ＸＦ（ａ））／２，α∈（０，１），［３］提出了分布函数间的一种散布序。     

不可估参数函数的可容许估计

对于线性模型ＥＹ＝Ｘβ,ＣｏｖＹ－∑＾ＭＩ＝１σＳ＾２Ｖｉ。当Ｓβ不可分别给出了Ｓβ的线性估计在二次损失和矩阵损失下线性可容许的充要条件。当Ｙ－Ｎ（Ｘβ,∑＾ＭＩ＝１σ＾２Ｖｉ）时,还得到了Ｓβ的线性估计在矩阵损失下在一切估计类中可容许的充要条件和在二次损失下在切估计类中可容许的充分条件和必要条件。     

随机变量间一种新的散布函数

设Ｄｘ（ｔ）＝Ｅ｜Ｘ－ｔ｜，ｔ∈Ｒ，定义一种散布函数Ｄｘ（ｔ）＝１／２「Ｄｘ（ｔ）＋Ｄｘ）－ｔ）」这种散布函数民地出了一新的散布序，并得到许多有趣的性质。     

函数空间Z^X×Y与（Z^Y）^X的同胚

对于一般的空间Ｘ、Ｙ、Ｚ，函数空间Ｚ＾Ｘ×Ｙ与函数空间（Ｚ＾Ｙ）＾Ｘ未必同胚，本文利用Ｒ．Ｂｒｏｗｎ在［１］中给出的拓扑，得到了空间Ｚ＾Ｘ×Ｙ与空间（Ｚ＾Ｙ）＾Ｘ拓扑同胚的定理，同时给出了函数空间（Ｚ＾Ｙ）＾Ｘ与（Ｚ＾Ｘ）＾Ｙ不是自然同胚的反例，从而回答了Ｓ．Ｗｙｌｉｅ提出的问题。     

Bernstein不等式的推广

本文得到以下形式的Ｂｅｒｎｓｔｅｉｎ不等式：Ｐｎ（Ｄ）＝∏＾ｋｓ＝１（Ｄ＾２＋２αｓＤ＋ａ＾２ｓ＋β＾２ｓ）∏＾ｎ－２ｋｊ＝１（Ｄ－λｊ），Ｄ＝ｄ／ｄｘ，λｊ，αｓ，βｓ是实数，βｓ〉０，β＝ｍａｘβｓ，如果σ〉４β，则对任一指数型整函数ｆ（ｘ）∈Ｂσ，有‖Ｐｎ，（Ｄ）ｆ（Ｘ）‖ｃ≤│Ｐｎ（ｉσ）│ｓｕｐ│ｆ（ｘ）│。     

Lp（μ,X）中的性质（U）

证明了下面的两个结论：（１）Ｌ＾ｐ（μ，Ｙ）是Ｌ＾ｐ（μ，Ｘ）的Ｃｈｅｂｙｓｈｅｖ子空间的充要条件是Ｌ＾ｐ（μ，Ｙ）是Ｌ＾ｑ（μ，Ｘ）的Ｃｈｅｂｙｓｈｅｖ子空间（１≤ｐ，ｑ≤∞）；（２）Ｌ＾ｐ（μ，Ｙ）在Ｌ＾ｐ（μ，Ｘ）中具有性质（Ｕ）的充要条件是Ｌ＾ｑ（μ，Ｙ）在Ｌ＾ｑ（μ，Ｘ）中有性质（Ｕ）（１≤ｐ，ｑ〈∞）。并且证明：若Ｘ自反，Ｙ∪→Ｘ为闭子空间，则Ｙ有性质（Ｕ）（或是Ｃｈｅｂｙｓｈｅｖ子空     

分布尾等价与极值的矩收敛

设（Ｘｎ，ｎ≥）是公共分布为Ｆ（ｘ）的独立同分布序列（简称ｉｉｄ序列，下同），（Ｘ１，Ｘ２，…Ｘｎ）的第ｋ个（１≤ｋ≤ｎ）最大值为Ｍｎ＾ｋ，（Ｙｎ，ｎ≥）是公共分布为Ｇ（ｘ）的ｉｉｄ序列，（Ｙ１，Ｙ２…Ｙｎ）的第ｋ个（１≤ｋ≤ｎ）最大值为Ｍｎ＾ｋ，在Ｆ（ｘ）与Ｇ（ｘ）尾等价的条件下，讨论了Ｍｎ＾ｋ的ｌ（ｌ∈Ｎ）阶矩与Ｍｎ＾ｋ的ｌ（ｌ∈Ｎ）阶矩之间的收敛关系。得到定理 设Ｆ（ｘ）∈Ｄ（Ｈ），ｌ∈Ｎ（     

植物生长调节剂和蔗糖对抗黑胫病香果树丛芽分化的影响

将抗黑胫病香果树愈伤组织在ＢＡ、ＮＡＡ、蔗糖３因素条件下作Ｌ＿９（３￣４）正交组织培养试验．结果表明，ＢＡ、ＢＡ与ＮＡＡ的交互作用对抗病香果树愈伤组织丛芽分化有极显著影响．ＢＡ／ＮＮＡ（Ｘ）与芽分化（Ｙ）的关系为Ｙ＝１．３６５１Ｘ￣（０．１２８６），ＢＡ／ＮＡＡ（Ｘ）和ＢＡ＋ＮＡＡ（Ｙ）与芽分化（Ｚ）的关系为Ｚ＝１．１０３３＋０．０９９９（Ｘ＋Ｙ）－０．００２７（Ｘ＋Ｙ）￣２，ＢＡ／ＮＡＡ（Ｘ）和蔗糖浓度（Ｙ）与芽分化（Ｚ）的关系为Ｚ＝１．０７４０＋０．０７９３（Ｘ＋Ｙ）－０．００１７（Ｘ＋Ｙ）￣２．在本该试验范围内，丛芽分化的最适培养基为ＭＳ＋ＢＡ２ｍｇ／Ｌ＋ＮＡＡ０．１ｍｇ／Ｌ＋蔗糖３％．     

正态分布下质量指标X≥L时次品率p的计量型抽样检验

论述了当单位产品质量指标Ｘ￣Ｎ（μ，σ＾２），Ｘ≥Ｌ时对产品的次品率ｐ的计量型抽样检验方案，该方案比计数型抽样检验更充分地利用了样本所提供的信息。     

经验分布函数在各种散布序下的充分必要条件

设Ｆｘ（ｘ），Ｇｎ（ｘ）是样本总体Ｘ，Ｙ，经验的分布函数，我们通过「１」，「３」，「４」中所定义的散布序≤ｍｉｓｐ、≤ｄ＾＊，≤＾ｄ来比较两个经验分布函烽间的散布程度，从而得到了Ｆｎ（ｘ），Ｇｎ（ｘ）在各种散布序下的充要条件。     

中药路路通化学成分的研究（I）：一种新的五环三萜的结构测定

从生药路路通分离得到２个齐墩果烷骨架的五环三萜类化合物。通过＾１３Ｃ ＮＭＲ，ＤＥＰＴ，＾１Ｈ ＮＭＲ，２Ｄ＾１Ｈ－＾１３Ｃ ＣＯＳＹ，２Ｄ＾１Ｈ－＾１Ｈ ＣＯＳＹ，ＩＲ，ＭＳ和元素分析阐明了它们的结构。（１）为２α，３β－二羟基－２３－去甲－齐墩果－４（２４），１２（１３）－二烯－２８－羧酸，（２）为２α，３β，２３－三羟基齐墩果－１２（１３）－烯－２８－羧酸，（１）未见献报道，（２）是首次从     

类数为1的实二次域的ζ—函数

本文证明了如下结论：如果ｐ＝４ｎ＾２＋１是一个大于１０＾１２的素数，ｎ＞１，２｜ｎ，它满足ｈ（ｐ）＝１，这里ｈ（ｐ）是实二次域Ｋ＝Ｑ（ｐ＾１／２）的类数，那么必存在一个σ０∈（１－１．４５ｐ＾－１／２ｌｎｐ，１），使ζｋ（σ０）＝０，这里ζｋ是二次域Ｋ的ζ－函数。     

全纯函数的延拓

设Ｄ包含Ｃ＾ｎ为有Ｃ＾３边界的有界强拟凸域，Ｘ＝｛ｚ＝（ｚ１．．．ｚｎ），ｚ＾ｎ＝０｝，Ｄ与Ｘ截交，则对任意ｆ∈Ｈａ（Ｄ∩Ｘ），存在ｆ∈（Ｈａ（Ｄ），且。     

玉米新品种绵单四号高产栽培技术研究

采用五因素二次回归正交旋转组合设计,建立了玉米绵羊四号产量（Ｙ）与密度（Ｘ１）,施氮量（Ｘ２）,施磷量（Ｘ３）,施钾量（Ｘ４）,施锌量（Ｘ５）的数学模型。经因子水平选优,得了产量在６７５０ｋｇ／ｈｍ＾３以上的栽培模式为：密度４１５５０￣４２６７５株／ｈｍ＾２,施纯氮２１６￣２２６．５ｋｇ／ｈｍ＾２,施用Ｐ２Ｏ５为６１．５￣６９ｋｇ／ｈｍ＾２,施用Ｋ２Ｏ为６４．５￣７２ｋｇ／ｈｍ＾２,施用ＺｎＯ为２     

二次损失下可估函数的线性MINIMAX估计的性质及其应用

对于线性模型Ｙ～（Ｘβ,σ２Ｖ）中的可估函数Ｓβ,本文在二次损失Ｌ（β,σ２;ｄ）＝（ｄ－Ｓβ）′ｄ－Ｓβ）／（σ２＋β′Ｘ′Ｖ－１Ｘβ）下讨论了线性估计类中的ｍｉｎｉｍａｘ估计的性质,并利用这些性质徐兴忠得到的线性ｍｉｎｉｍａｘ估计及其最大风险的表达式提供了一个相对简短的证明．     

抗变态反应平喘新药氮Zhuo斯汀^1H和^13C NMR谱线的归属

用１Ｄ（ＮＯＥ差谱，ＤＥＰＴ谱）和２ＤＮＭＲ技术（ＨＨＣＯＳＹ、ＨＭＱＣ和ＨＭＢＣ）归属了合成抗变态反应平喘新药氮Ｚｈｕｏ斯汀两种异构体的＾１Ｈ和＾１３Ｃ ＮＭＲ谱线。     

有约束的线性模型下的最小二乘估计与最佳线性无？…

研究了无约束的线性模型Ｍ＝（Ｙ，Ｘβ，σ＾２Ｖ）下的Ｘβ最小二估计ＯＬＳＥ（Ｘβ）与在相应的有约束的线性模型Ｍｒ＝（Ｙ，Ｘβ）Ｒ′β＝０，σ＾２Ｖ）下的最佳线性无偏估计ＢＬＵＥ（Ｘβ）的比较问题，建立了Ｍｒ下这两个线性无偏估计量相等的充要条件。     

SURFACE PINNING AND ITS DETERMINATION BY MAGNETIC RELAXATION

ＳＵＲＦＡＣＥＰＩＮＮＩＮＧＡＮＤＩＴＳＤＥＴＥＲＭＩＮＡＴＩＯＮＢＹＭＡＧＮＥＴＩＣＲＥＬＡＸＡＴＩＯＮＺｅｎｇＺａｏｙａｎｇ１）ＤｉｎｇＳｈｉｙｉｎｇ１）ＹａｏＸｉｘｉａｎ１，２）（１）ＰｈｙｓｉｃｓＤｅｐａｒｔｍｅｎｔａｎｄＳｏｌｉｄＳｔａｔ...     

m（n）相依样本回归函数改良核估计的强相合性

ｍ（ｎ）相依样本回归函数改良核估计的强相合性杜斌秦更生（数学系）１引言设（Ｘ，Ｙ），（Ｘ１，Ｙ１）……是Ｒｄ×Ｒ１上的同分布随机向量序列，Ｅ｜Ｙ｜＜∞．回归函数ｍ（ｘ）＝Ｅ（Ｙ｜Ｘ＝ｘ）为未知实函数．Ｗａｔｓｏｎ［１］和Ｎａｄａｒａｙａ［２］首先建议...     

正值函数乘积的极小和问题

研究下述非线性规划问题（ＮＬＰ）ｍｉｎΣｉ－１↑ｓ（Пｊ＝１↑ｋｆｉｊ（ｘ）＾１／ｋ，这里ｆｉｊ：Ｘ→Ｒ＾＋，其中Ｘ表示Ｒ＾ｎ中的非空紧致集，Ｒ＾＋表示正实数集，ｉ＝１，２，…，ｓ，ｊ＝１，２，…，ｋ。借助〔１〕的引理１，（ＮＬＰ）问题可简化为含ｓ×ｋ个参数的因子函数之和的最小化问题，证明最优参数只须取一些特定的值。特别，如果ｆｉｊ均为线性函数，Ｘ为凸多面体，则其最优解必定可以在Ｘ的顶点处实现。