方差分量模型中保G- M估计的线性变换

考虑方差分量模型（Ｙ，Ｘβ，ｔｉ＝１σ２ｉＶｉ），假设Ｘβ的Ｇ－Ｍ估计存在．本文给出了可观测的随机向量Ｙ的线性变换Ｆ为保Ｇ－Ｍ估计的变换（即存在ＦＹ的线性函数为Ｘβ的Ｇ－Ｍ估计）的充要条件，并指出在变换前后的模型中，Ｘβ的Ｇ－Ｍ估计相同．     

广义Gauss—Markoff模型下基于变换观测值的MINQUE

对于广义Ｇａｕｓｓ－Ｍａｒｋｏｆｆ模型Ｍ＝｛Ｙ,Ｘβ,σ＾２∑｝和经过线性变换的模型Ｍ＝｛ＦＹ,ＦＸβ,σ＾２Ｆ∑Ｆ｝,其中Ｘ不必列满秩,∑可以奇异,Ｆ是任意给定的矩阵,本文给出了变换前后σ＾２的最小二次无偏估计在模型Ｍ下相等的充要条件。     

多元线性模型回归参数M－估计的强相合性

讨论多元线性回归模型由极小化问题的解定义的Ｍ－估计β＿ｎ的强相合性，其中Ｘ＿ｉ为ｍ×ｐ矩阵．证明了：无论为随机向量（（ＶｅｃＸ）￣′，Ｙ′）的独立同分布观察向量还是Ｘ＿ｉ为已知的ｍ×ｐ设计阵，在适当的条件下β＿ｎ都是参数真值β＿０的强相合估计．     

线性模型参数估计中的效率

对一般的ＧａｕｓＭａｒｋｏｆ模型：Ｙ＝Ｘβ＋ｅ,Ｅ（ｅ）＝０,Ｃｏｖ（ｅ）＝σ２Ｖ,Ｖ≥０,给出了μ＝Ｘβ的最小二乘估计的３种相对效率和它们的下界．对一般的方差分量模型：Ｙ＝Ｘβ＋ｅ,Ｅ（ｅ）＝０,Ｃｏｖ（ｅ）＝∑ｔｉ＝１θｉＶｉ,θｉ＞０,Ｖｉ≥０,相拟地定义了μ＝Ｘβ的最小二乘估计的３种相对效率并给出了它们的下界．     

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。     

删除一个观测值对估计量的影响

给出在模型Ｍ＝（Ｙ，Ｘβ，σ＾２Ｖ）与删除第ｉ个观测值后得到的模型Ｍｄ＝（Ｙｄ，Ｘｄβ，σ＾２Ｖｄ）下β的最佳线性无偏估计差的表达式，并得到了二者相等的充要条件，还给出了在模型Ｍｄ下β的最小二乘估计是Ｍ下β的最佳线性无偏估计的充要条件。     

B值一致渐近鞅的局部收敛性及大数定律

设（Ω，Ｆ，Ｐ）是概率空间，Ｂ是ｐ阶一致光滑空间，Ｘ＝（Ｘｎ，Ｆｎ，ｎ≥１）是Ｂ值一致渐近鞅，则有：（１）｛∑∞ｎ＝１Ｅ（‖ｄＸｎ‖βＭ‖ｄＸｎ‖β－１＋Ｍβ／Ｆｎ－１）＜∞，１≤β≤ｐ，Ｍ＞０，ｓｕｐｎ≥１‖Ｘｎ‖＜∞｝｛Ｘｎ收敛｝（２）｛∑∞ｎ＝１Ｅ（‖ｄＸｎ‖β（Ｍｎ）‖ｄＸｎ‖β－１＋（Ｍｎ）β／Ｆｎ－１）＜∞，Ｍ＞０，１≤β≤ｐ｝｛Ｘｎｎ收敛于０｝（３）若对任意的ｘ≥０及ｎ≥１，均有Ｐ（‖ｄＸｎ‖≥ｘ）≤ａＰ（Ｙ≥ｘ），其中Ｙ是一正实值随机变量，ＥＹ＜∞，Ｅ（Ｙｌｎ＋Ｙ）＜∞，ａ是一正实数，那么Ｘｎｎａ．ｓ．收敛于０．上述结论推广与改进了若干熟知的重要结果     

一般线性模型下删除观测值的影响

在一般情形下，给出了在模Ｍ＝（Ｙ，Ｘβ，σ＾２Ｖ）与删除第ｉ个观测值后得到的模型Ｍｄ＝（Ｙｄ，Ｘｄβ，σ＾２Ｖｄ）下Ｘｄβ的最佳线性无偏估计的表达式，得到了二者相等的充要条件，给出了在模型Ｍｄ下Ｘｄβ的最小二乘估计是Ｍ下Ｘｄβ的最佳线性无偏估计的充要条件，以及Ｍｄ下σ＾２的最小范数二次无偏估计是Ｍ下σ＾２的最小范数二次无偏估计的充要条件。     

矩阵损失下多元统计中回归系数的线性Minimax估计

设Ｙ１,Ｙ２．．．Ｙｍ,ｉ．ｉ．ｄ．,ＥＹ１＝Ｘβ,ｃｏｖＹ１＝∑,这里Ｘ已知,β和∑未知。在矩阵损失下,我们给出了ＳＸβ的线性估计在齐次（非齐次）线性估计类中的唯一的线性Ｍｉｎｉｍａｘ估计。     

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。     

方差分量生长曲线模型中回归系数线性估计的泛容许性

讨论了方差分量生长曲线模型： Ｙ＝ Ｘ１ Ｂ Ｘ２′＋ ε Ｅ（ε） ＝ ０ Ｖａｒ（ Ｖｅｃ（ε）） ＝ ＷθΣ＝ ∑ｍｉ＝ １ θｉ Ｖｉ Σ其中 Ｙ、ε为ｎ ×ｐ 的随机矩阵; Ｘ１、 Ｘ２ 分别为ｎ ×ｋ、ｐ ×ｑ 的设计矩阵; Ｖｉ ≥０, ｉ＝１,２,…,ｍ ; Σ≥０已知; Ｂ、θｉ ≥０（或＞ ０）, ｉ＝ １,２,…,ｍ 都是参数。在损失函数（ｄ － Ｋ Ｂ Ｌ）（ｄ － Ｋ Ｂ Ｌ）′下我们给出了可估函数 Ｋ Ｂ Ｌ的线性估计的泛（Φ） 容许性定义, 得到了 Ｍ Ｙ Ｎ（ Ｍ Ｙ Ｎ ＋ Ｃ） Ｋ Ｂ Ｌ的泛容许性估计的充要和充分条件     

最大似然估计的相合性、渐近正态性及重对数律

设有样本｛Ｙｉ，Ｚｉ｝，ｉ＝１，２，…，ｎ，其中：Ｙｉ＝ｍｉｎ（Ｘｉ，Ｔｉ），Ｚｉ＝Ｉ（ＸＩ≤Ｔｉ）．假定Ｘ１，Ｘ２，…，Ｘｎ相互独立，有共同的分布函数ＦＸ（ｘ）＝１－ｅ－αＱ（βｘ），Ｔ１，Ｔ２，…，Ｔｎ相互独立，分布函数分别为Ｇ１（ｔ），Ｇ２（ｔ），…，Ｇｎ（ｔ）本文给出参数（α，β）的最大似然估计具有相合性、渐近正态性及重对数律的一个充分条件，然后验证Ｌｏｍａｘ分布满足该条件     

丙烯氨氧化催化剂物化性能研究：Ⅱ.催化剂失活前后的结构表征

采用ＸＲＤ，ＩＲ，Ｍｏｂａｕｅｒ ＥＳＲ，ＸＰＳ，ＳＥＭ和孔结构分析等分析测试手段，对比研究了新鲜，失活和再生三种丙烯氨氧化催化剂的体相结构和表面性质。结果表明，新鲜催化剂中各元素以Ｆｅ２（ＭｏＯ４），α－ＣｏＭｏＯ４，ＮｉＭｏＯ４，γ－Ｂｉ２Ｏ３．ＭｏＯ３，α－Ｂｉ２Ｏ３．３ＭｏＯ３，η－ＭｏＯ３，α－Ｂｉ２Ｏ３和β－Ｂｉ２Ｏ３形式存在２；失活催化剂中，部分Ｆｅ２（ＭｏＯ４）３转变为α－Ｆｅ－Ｍ     

多元相依线性模型的M－估计

讨论多元线性模型Ｙ＿ｉ＝ｘ＇＿ｉβ＋Ｅ＿ｉ，ｉ＝１，２，…中凸偏差函数最小问题的解定义的多元线性回归系数β的Ｍ－估计的相合性及渐近分布，其中｛Ｅ＿ｉ，ｉ≥１｝为严平稳α－混合ｐ维随机误差序列，在十分一般的条件下，建立了β的Ｍ－估计的相合性，并基于过程收敛得到了Ｍ－估计的渐近分布。     

Gauss—Markoff和方差分量模型中LSE的一种新的相对效率

对Ｇａｕｓｓ－Ｍａｒｋｏｆｆ模型：Ｙ＝Ｘτ＋ｅ，ｅ￣（０，ο＾２Ｖ），Ｖ≥０，τ的ＬＳＥ的一种新的相对效率被提出来并得到了其下界，对方差分量模型：Ｙ＝Ｘτ＋ｅ，ｅ￣（０，ｍΣｉ＝１ο＾ｉＶｉ），Ｖ＝ｍΣｉ＝１Ｖｉ≥０，τ的ＬＳＥ的一种新的相对效率也被提出来并得到了独立于未知参数的下界。     

草鱼同工酶的组织分布及遗传结构分析

采用聚丙烯酰胺垂直板状连续电泳的方法，对草鱼（Ｃｔｅｎｏｐｏｈａｒｙｎｇｏｄｏｎｉｄｅｌｕｓ）的脑（Ｂ）、晶体（Ｅ）、心脏（Ｈ）、肾脏（Ｋ）、肝脏（Ｌ）、肌肉（Ｍ）等六种组织进行了十一种同工酶（α－ＡＭＹ，ＥＳＴ，ＧＯＴ，Ｇ３ＰＤ，Ｇ６ＰＤ，ＩＤＨ，ＬＤＨ，ＭＤＨ，ＭＥ，ＰＯＸ，ＳＯＤ）的电泳研究，并对各种酶的同工酶位点及酶谱表型进行了分析，其中α－ＡＭＹ和ＰＯＸ还未见报道。结果表明α－ＡＭＹ，ＥＳＴ，Ｇ３ＰＤ，ＬＤＨ，ＭＤＨ，ＭＥ，ＰＯＸ，ＳＯＤ存在不同程度的组织特异性，ＧＯＴ和Ｇ６ＰＤ则无明显组织差异。对草鱼的α－ＡＭＹ，Ｇ３ＰＤＹ和ＰＯＸ的遗传基础、亚基组成及ＬＤＨ特殊的酶谱表达模式等问题进行了讨论。     

SURFACE PINNING AND ITS DETERMINATION BY MAGNETIC RELAXATION

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

MAGNETIC RELAXATION AT EARLY TIMES AND FLUX DIFFUSION BARRIER V（J，B，T） FOR Ti－1223 DOPED WITH Pb AND Ba BY COMPLEX AC SUSCEPTIBILITY MEASUREMENTS

ＭＡＧＮＥＴＩＣＲＥＬＡＸＡＴＩＯＮＡＴＥＡＲＬＹＴＩＭＥＳＡＮＤＦＬＵＸＤＩＦＦＵＳＩＯＮＢＡＲＲＩＥＲＶ（Ｊ，Ｂ，Ｔ）ＦＯＲＴｉ－１２２３ＤＯＰＥＤＷＩＴＨＰｂＡＮＤＢａＢＹＣＯＭＰＬＥＸＡＣＳＵＳＣＥＰＴＩＢＩＬＩＴＹＭＥＡＳＵＲＥＭＥＮＴＳＤ...     

Comparison between Minimax and GLS Estimators in Linear Regression Model with Ellipsoid Restrictions

对于线性回归模型Ｙ＝Ｘβ＋ε,ε～（０,σ２Ｗ）,其中σ２＞０,Ｗ为正定矩阵．当未知参数β受到椭球约束时,文中分别在矩阵均方误和加权均方误意义下比较了β的Ｍｉｎｉｍａｘ估计（ＭＩＬＥ）与广义最小二乘估计（ＧＬＳＥ）之差异,并分别导出了在此两种意义下ＭＩＬＥ优于ＧＬＳＥ的充分必要条件．     

投入产出模型中解的存在唯一性的探讨

讨论静态投入产出模型（Ｉ－Ａ）Ｘ＝Ｙ，（Ｉ－Ｍ）Ｘ＝Ｚ中，任意给定Ｘ，Ｙ，Ｚ中ｎ个分量时，模型解的存在唯一性问题，给出了解存在唯一的充分条件。