^60Co辐照装置γ辐射场剂量分布的测量及分析

制作了Ａｇ２Ｃｒ２Ｏ７剂量计,并使用该剂量计测量了γ辐射场的剂量分布,结果表明,制作的剂量计重复性较好（１．３７％）辐射场的角向剂量分布比较均匀,径向分布服从Ｄ＝ｂ１／Ｒ＾２＋ａ规律,垂直方向呈非均匀分布,还分析了影响剂量分布均匀因素,并提出辐照的均匀度的方法。     

Nevanlinna第二基本定理的推广

论证后得到如下结果：设ｆ（ｚ），ａｊ（ｚ）是平面Ｃ上的亚纯函数，若ａ１，…，ａｑ各自满足Ｔ（ｒ，ａｊ（ｚ））＝Ｓ（ｒ，ｆ）（ｊ＝１，…，ｑ），则对于任何正数ε〉０有：ｍ（ｒ，ｆ）＋∑ｊ＝１↑ｑｍ（ｒ，１／ｆ－ａｊ）≤（２＋ε）Ｔ（ｒ，ｆ）－１／ｎＮ（ｒ，１／Ｗ）－１／ｎｍ（ｒ，（Ｌ（ｆ））＾ｎ／Ｗ）＋Ｓ（ｒ，ｆ）。这里Ｌ（ｆ）和Ｗ是由如下两个朗斯基行列式所定义：Ｌ（ｆ）：＝Ｗ（ａ１，…，ａｐ，ｆ）     

第二讲 MINITAB命令概述（续）

（指数）。（２）比较运算符：＝（或ＥＱ）、￣＝（或ＮＥ）、＜（或ＬＴ），＞（或ＧＴ）、＜＝（或ＬＥ）、＞＝（或ＧＥ）。（３）逻辑运算符：逻辑与＆（或ＡＮＤ）、逻辑或｜（或ＯＲ）、逻辑非￣（或ＮＯＴ）。（４）函数：在ＬＥＴ命令中可以使用的函数见表２－３所示。在ＬＥＴ命令中使用函数时，函数的参数必须用括号括住。（５）下标：可以在列变量后使用下标，如Ｃ１（３），代表Ｃ１的第三行的值。（６）在ＬＥＴ命令中运算符的优先级为：［下标］［函数］［］［！］［＊／］［＋－］［比较运算符］［＆］［｜］。例如：ＬＥＴＣ１（３）＝４＃将Ｃ１的第三个值改为４；ＬＥＴＣ４＝（Ｃ１－ＭＥＡＮ（Ｃ１））２；ＬＥＴＫ２＝ＳＵＭ（ＡＢＳＯ（Ｃ１－ＭＥＡＮ（Ｃ１）））：ＬＥＴＣ５＝（Ｃ１〈５）＋１；ＬＥＴＣ６＝（Ｃ１＜０｜（Ｃ２＝’＊’）；注意：在ＬＥＴ命令中不能用矩阵作参数。表２－３ＬＥＴ命令可以使用的函数２．加法由于ＭＩＮＩＴＡＢ的赋值运算命令不能以矩阵作为参数，所以ＭＩＮＩＴＡＢ还提供了专门用于加、减、乘、除运算的命令。加法命令为ＡＤＤ，可以对列变量、常数、存储常量或矩阵进行加法运算，其使用格式为：ＡＤＤＥ，．．．，ＥｐｕｔｉｎｔｏＥ其中     

健康鸵鸟(1～6月龄)38项血清生化参数的测定

建立健康鸵鸟（Ｓｔｒｕｔｈｉｏｃａｍｅｌｕｓ）的血清全套生化参数,采用日本岛津ＣＬ ７２００型全自动生化分析仪,对３０只１～６月龄健康鸵鸟３８项血清生化参数进行测定．结果如下：（１）血清蛋白参数／ｇ·Ｌ－１：ＴＰ３１．８２,ＡＬＢ１５．４１,ＧＬＯ１６．１８（ＡＬＢ／ＧＬＯ０．９５）,Ａｐｏ Ａ１０．１２,Ａｐｏ Ｂ０．１４（Ａｐｏ Ａ１／Ａｐｏ Ｂ０．８０）;（２）血清酶参数／ｕ·Ｌ－１：ＡＬＴ１４．３,ＡＳＴ４５６．８（ＡＬＴ／ＡＳＴ０．３８）,ＧＧＴ３．４,ＬＤＨ１６０３．１,ＣＫ３９３６．８,ＣＫ ＭＢ１４３０．８,ＡＭＹ３４１５．１,ＡＫＰ５７１．７,ＨＢＤＨ３７３．３;（３）血清糖、蛋白质、脂类及其代谢产物参数／ｍｍｏｌ·Ｌ－１：ＧＬＵ９．４１,ＴＲＩ１．９７,ＢＵＮ０．９４,ＬＤＬ２．１９,ＨＤＬ１．５４,ＣＨＯ３．５８（ＨＤＬ／ＣＨＯ０．４１）;ＣＲＥ１２．６５μｍｏｌ·Ｌ－１（ＢＵＮ／ＣＲＥ０．０６３）,ＵＡ５０５．２４μｍｏｌ·Ｌ－１,ＴＢＡ３７．１μｍｏｌ·Ｌ－１,ＴＢＩＬ５．３２μｍｏｌ·Ｌ－１,ＤＢＩＬ３．２１μｍｏｌ·Ｌ－１,ＩＢＩＬ２．０８μｍｏｌ·Ｌ－１,ＴＴＴ４．１２ｕ;（?     

数量性状基因数目估计的程序设计

本文给出了估计控制数量性状基因数目的ＢＡＳＩＣ程序。本程序根据估计数量性状基因数目的Ｃａｓｔｌｅ－ｗｒｉｇｈｔ方法（或称矩法）及其该法的若干扩展，利用双亲、Ｆ１，Ｆ２及回交世代（Ｂ１，Ｂ２）的资料，估计所研究性状双亲有差异的基因座位数在称有效因子数，并给出其估值的标准误；程序还有对资料进行加性显性模型适合性检验（ＡＢＣ检验和合并ＡＢＣ检验）的功能。″５５０ＲＥＴＵＲＮ５６０ＥＳ＝Ｄ／Ｓ／８：ＳＥ＝（４＊Ａ＋Ｖ／Ｓ／Ｓ）＊ＥＳ＊：Ｇ＝Ｇ＋１５７０Ｂ＄＝″ｎ（″＋ｓｔｒｎ＄（Ⅰ）″，″＋Ｓｔｒ＄（ｇ）＋″）．：ＧＯｓＵＢ５１０：ＲＥＴＵＲＮ５７０Ｂ＄＝″ｎ（″＋ＳＴＲ＄（Ⅰ）＋″，″＋ＳＴＲ＄（Ｇ）＋″）．：ＧＯＳＵＢ５１０：ＲＥＴＵＭ２．２程序说明２．２．１变量和数组Ｎ——世代数（在此等于６）Ａ（３，Ｎ）一一合并ＡＢＣ测验的系数矩阵Ｘ（Ｎ）——世代均值数组Ｎ（Ｎ）——世代样本容量数组Ｖ（Ｎ）——世代方差数组Ｚ（Ｎ）一一世代均值的方差Ｕ（Ｎ）——世代方差的方差Ｔ２——ｔ２统计量ＦＴ一一一ｔ２统计量的近似自由度２．２．２数据输入（ＤＡＴＡ语句）世代按Ｐ１，Ｐ２，Ｆ１，Ｆ２，Ｂ１，Ｂ２的顺序，每世代依次为样本容量，     

小麦秆锈病流行的简要模拟模型研究(Ⅰ)一日传染率、潜育期和显症率子模型的建立

通过定量研究和统计分析,找出了影响日传染率和潜育期（显症率）的主导因子。经多元逐步回归建立了日传染率的回归方程,Ｒ１＝０．５０４８＋０．０３４３７ＤＴｉ＋１．９８９＊１０３'ＤＰｉ＊ＤＴｉ＋０．４８５９Ｌｎ（Ｗｌｉ）;Ｒ２＝０．０３６０＋０．２７９９ｓｑｒ（ＤＰｉ）＋０．０３８４ＤＴｉ＋０．７６８０Ｌｎ（ＷＩｉ）;Ｒ３＝－０．９０２７＋０．２５６７ｓｑｒ（ＤＰｉ）＋０．０３９３４ＤＴｉ＋０．８８１２Ｌｎ（ＷＩｉ）。其中,Ｒ１,Ｒ２,Ｒ３分别代表病茎秆、茎秆病斑和叶片病斑的日传染率;ＤＰｉ,ＤＴｉ,ＷＩｉ分别代表露时、露温和风速。显症率采用了方程ＰＰ＝ｓｉｎ２（－１１８．６５＋１．２０８９ＴＴ）进行拟合,ＰＰ为累积显症率,ＴＴ为累积有效积温。     

复方泰乐菌素注射液的药代动力学研究

以反相高效液相色谱法为定量手段,研究复方泰乐菌素（商品名为泰乐松）给鸡单剂量用药后的药动学规律。血药由甲醇－氯仿混合液提取,采用ＯＤＳ柱,以甲醇－乙腈－醋酸钠溶液为流动相,可变波长检测,复方泰乐菌素三组分主要的药动学参数为：氯霉素：Ｔ１／２Ｋ＝２０．７９±１．００４ｈＴｍａｘ＝１．３１６±０．２４１ｈＣｍａｘ＝１２．４９±０．７３５μｇ／ｍＬＡＵＣ＝３９１．３５２±５．０３６μｇ／（ｍＬ·ｈ）泰乐菌素：Ｔ１／２Ｋ＝９．９５３±４．３０６ｈＴｍａｘ＝１．８９５±０．９５１ｈＣｍａｘ＝１．６１４±０．２０２μｇ／ｍＬＡＵＣ＝２６．２８２±６．０３３μｇ／（ｍＬ·ｈ）泼尼松：Ｔ１／２Ｋ＝１．６２７±０．２０２ｈＴｍａｘ＝１．６７５±０．０９６ｈＣｍａｘ＝０．２６１±０．０８５μｇ／ｍＬＡＵＣ＝１．２５３±０．３３μｇ／（ｍＬ·ｈ）     

~(60)Co辐照装置γ辐射场剂量分布的测量及分析

制作了Ａｇ２Ｃｒ２Ｏ７剂量计，并使用该剂量计测量了γ辐射场的剂量分布．结果表明：制作的剂量计重复性较好（１．３７％）．辐射场的角向剂量分布比较均匀，径向分布服从Ｄ．＝ｂ１Ｒ２＋ａ规律，垂直方向呈非均匀分布．还分析了影响剂量分布均匀性的因素，并提出了提高辐照均匀度的方法．     

小麦秆锈病流行的简要模拟模型研究（Ⅰ）：日传染率,潜育期 …

通过定量研究和统计分析,找出了影响日传染率和潜育期（显症率）的主导因子。经多元回归建立了日传染率的回归方程,Ｒ１＝０．５０４８＋３．３４３７ＤＴｉ＋１．９８９１０＾３ＤＰｉＤＴｉ＋０．４８５９Ｌｎ（ＷＩｉ）;Ｒ２＝０．０３６０＋０．２７９９ｓｑｒ（ＤＰｉ）＋０．０３８４ＤＴ９＋０．７６８０Ｌｎ（ＷＩｉ）;Ｒ３＝－０．９０２７＋０．２５６７ｓｑｒ（ＤＰｉ）＋０．０３９３４ＤＴｉ＋０．８８１２Ｌｎ（Ｗ     

含氮纤维素的制备及其对铬离子和铜离子的去除试验

探讨了以稻壳为骨架材料制备含氮纤维的方法及其对重金属离子Ｃｒ（Ⅵ）和Ｃｕ￣（２＋）的去除条件、吸附容量及再生情况．结果表明：制备的这种含氮纤维素对Ｃｒ（Ⅵ），Ｃｕ￣（２＋）等高子有很好的吸附能力．当ｐＨ＝２．５时，对Ｃｒ（Ⅵ）的动态饱和吸附容量为３４．２１７ｍｇ／ｇ（干基）；ｐＨ＝６时，对Ｃｕ￣（２＋）的吸附容量为１０．６１１ｍｇ／ｇ（干基）．分别用１０％的氢氧化钠和５％的氨水溶液洗脱可以再生，它是一种较为新型、高效、价廉的重金属离子吸附剂．     

二阶线性中立型时滞差分方程非振动解的存在性

考虑具有正负系数的中立型时滞差分方程△2[x(n)+px(n-τ)]+R1(n)x(n-σ1)-R2(n)x(n-σ2)=0,n=1,2,…,这里p∈R;τ∈{1,2,…},σ1,σ2∈{0,1,2,…};{R1(n)}R2(n)}是正实数序列.获得了上述方程在条件∑nRi(n)＜∞,(i=1,2)之下一个非振动解的存在性的一些充分条件.     

Effects of Four Pesticides on Grain Growth Parameters of Rice

Effect of four commonly used pesticides, triadlmefon, jingganmycin, triazoplos and imidacloprid, on grain growth parameters was examined using a growth equation in the present paper. Two hundreds of spikes, not damaged by pests were simultaneously marked per plot during the heading stage of rice. Rice plants were sprayed at 1 d after marking.Thereafter, 20 spikes were sampled at 4 d intervals and dried in an oven. Then, 10 superior and inferior grains were picked from each spike, and brown rice was weighed after shelling, respectively. First, second and third order derivates were deduced from the following grain growth formula:W=K/1+ea-bt , where W was the weight of 100 grains brown rice at time t; K was maximum of grain growth; a and b were parameters of the formula. The parameters were calculated as following:R0=Kbea/ (1 + ea)2 ,△ t=t2-t1,GT=bk/4(t2-t1)=Vmax(t2-t1),Vmax=bk/4Where R0, △t, GT and Vmax were initial growth power, active growth stage, accumulative weight of dried content during △ t and maximum growth rate, respectively. The result showed that GT and K of superior grain following 22.5 and 45 ga.i. ha-1 of imidacloprid sprays were significantly reduced, and △t was significantly decreased for 112.5 and 225ga.i. ha-1 jingganmycin treatments. In addition, the high dose of imidacloprid significantly reduced the weight of 1 000 rice grains by 9.77%. However, there was no significant difference for the weight of 1 000 grains between the high dose of jingganmycin and thecontrol, indicating that effective duration of jingganmycin on grain filling was shorterthan that of imidacloprid.     

基于色差技术的微生物发酵床垫料发酵等级研究

采用TES-135色差仪对微生物发酵床大栏养猪场的160份垫料样本进行色度分析,采用亨特(Hunter)色差公式:△E=[(△L)2+(△a)2+(△b)2]1/2对样本间的色差进行统计分析,结合STDEV算法,根据样本的色差相对于平均值(μ)的离散程度(σ),将垫料的发酵等级分为4级:0△E≤μ-2σ为发酵1级;μ-2σ△E≤μ为发酵2级;μ△E≤μ+2σ为发酵3级;△Eμ+2σ为发酵4级。通过表观颜色、干湿度、味道、腐烂程度等对不同发酵等级的垫料样本进行表观描述,结果显示垫料的色度分析能准确反应垫料的发酵等级。这为垫料发酵等级的快速鉴定奠定理论基础。     

麦冬总皂苷不同提取方法的比较研究

[目的]为工业提取麦冬总皂苷选出一种新的提取方法。[方法]以短葶山麦冬皂苷C为标准品,利用等吸收双波长消去法、薄层层析法、高效液相色谱法进行含量分析,对生物酶法和常规醇提法提取的麦冬总皂苷进行比较研究。[结果]在2~15μg/ml浓度范围内,麦冬皂苷浓度(C)与吸收差值(△A)成线性关系,其线性回归方程为:△A=-0.005 51+6.532 45C,R=0.999 21。3种方法的测定结果一致表明生物酶法提取的麦冬总皂苷浓度较常规醇提法的大。等吸收双波长消去法测得生物酶法提取的麦冬总皂苷得率为5.66%,而常规醇提法的仅为2.36%。生物酶法提取的短葶山麦冬皂苷C的浓度为0.081 34 mg/ml,是常规醇提法(0.039 06 mg/ml)的2.08倍。[结论]采用生物酶法提取麦冬总皂苷可以提高提取得率。     

不同成熟度烟叶烘烤中颜色值和色素含量的变化

 【目的】了解不同成熟度烟叶密集烘烤中颜色值和色素含量的变化以及它们之间的关系,为密集烘烤工艺的优化和完善提供理论依据。【方法】采用全自动测色色差计,对比研究烘烤中未熟、尚熟、适熟和过熟烟叶颜色参数（L*、a*、b*）和色差参数（△L*、△a*、△b*）的变化特征,采用分光光度法测定不同成熟度烟叶叶绿素、类胡萝卜素含量等指标。【结果】不同成熟度烟叶的L*、a*值在烘烤过程中均呈现升高的趋势,b*值在48℃之前升高,48—54℃有所下降,之后稍有回升。L*的变化规律表现为过熟>适熟>尚熟>未熟,鲜烟叶a*值在不同成熟度之间差别不大,在变黄中期之前成熟度高的烟叶a*值上升较快,烤后烟叶b*值大小表现为尚熟>未熟>过熟>适熟。随着烘烤的进行,烟叶△L*总体趋势变小。在48℃烟叶△a*明显变大,△b*相对降低,尤其以未熟和过熟烟叶明显。相关分析表明,尚熟和适熟烟叶的类胡萝卜素含量与L*值均呈极显著负相关（r = - 0.979,-0.851,P < 0.01）,类胡萝卜素含量与a*值呈显著负相关（r = - 0.832,- 0.853,P < 0.05）。烘烤过程中适熟烟叶的L*、a*和b*与各种色素含量的回归方程分别为 = 245.67 x1 + 114.75 x2 - 211.69 x3 - 125.21 x4 + 118.69, = 416.9 x1 + 369.19 x2 - 404.38 x3 -78.38 x4 + 43.55,  = - 1051.55 x1 -1270.02 x2 + 1106.42 x3 + 17.48 x4 + 40.1。【结论】烘烤中不同成熟度烟叶正反面颜色变化趋势基本同步,烟叶颜色参数和色素含量的相关性明显,可以用颜色值作为辅助指标来判断烟叶成熟度。     

刚果红荧光法测定ctDNA的研究

为建立一种利用荧光测定ctDNA含量的新方法,利用荧光分析法的特点,对体系的pH、荧光试剂的浓度、试剂的添加顺序和干扰离子等实验条件进行优化,建立测定ctDNA含量的新方法。结果表明:在pH=7.4的Tris-HCl缓冲溶液中,十六烷基三甲基溴化铵(CTMAB)与DNA一起加入能大大增强刚果红的荧光强度。随着DNA浓度的不断增加,体系的荧光强度不断增强,在一定范围内,体系的△F与ctDNA的浓度呈良好的线性关系。在优化实验条件下,当ctDNA的浓度为0.005～3.600μg.mL-1时,回归方程为:△F=131.22c+3.854 3(c:mg.L-1),r=0.9988,检测限为0.01μg.mL-1。本方法首次成功地应用于羊驼血液中DNA的测定,回收率为96.25%～102.50%,结果令人满意。     

基于火焰原子吸收光谱法的斑纹芦荟中微量矿物元素含量测定

［目的］采用火焰原子吸收光谱法同时测定可食用斑纹芦荟［Aloe vera L. var. chinensis （Haw.） Baker］中微量矿物元素Ca、Mg、Fe、Zn、Na、K离子的含量。［方法］采用5∶〖KG-＊2/3〗1的HNO3 H2O2体系作为消化液湿法消化样品,对各元素含量进行测定。［结果］斑纹芦荟中各微量矿物元素的线性回归方程为Ca：A=0.023 99C＋0.006 6（R=0.999 7）,Mg：A=0.334 50C＋0.007 5（R=0.999 9）,Fe：A=0.022 63C＋0.001 2（R=0.999 4）,Zn：A=0.369 70C＋0.001 6（R=0.999 2）,Na：A=0.044 87C＋0.001 4（R=0.998 8）,K：A=0.312 70C＋0.029 9（R=0.999 2）;回收率在97.6%-103.0%,相对标准偏差（RSD）均小于2.49%（n=8）。斑纹芦荟中微量矿物元素Ca、Mg、Na、K的含量较高,均高于0.20 mg/g,其中,Ca的含量最高达2.63 mg/g;Zn、Fe的含量较低,分别为4.92、6.60 μg/g。［结论］试验中的测定方法准确、可靠,测定结果令人满意。该研究可为斑纹芦荟在医疗和食品中的应用提供指导。     

树形管道模型原理

本文简介了树形管道模型的基本理论,并对若干问题进行了讨论。作者认为比管道长L将随分层厚度△Z的增大而增大,Yukihiro等[6]所给出的关系式L_a/L_b=b/a(L_a和L_b分别是△z=a和△z=b时的L值)是有疑问的。     

高效液相法测定亚麻中 α-亚麻酸的含量

以亚麻为研究对象,建立测定亚麻中a-亚麻酸含量的高效液相色谱方法。外标定量分析时,a-亚麻酸含量在33．04-495．6μg／mL时线性关系良好,标准曲线砰值在0．9995～0．9999,平均回收率99．6％,RSD2．66％（n=6）。灵敏度和精密度满足定量分析要求。     

Effects of Water Regime and Straw Application in Paddy Rice Season on N2O Emission from Following Wheat Growing Season

A split-plot experiment in a rice-winter wheat rotation system was performed to study theeffects of water regime and wheat straw application in rice-growing season on N2O emission from followingwheat growing season. Water regime in the rice-growing season was designed as the conventional irrigation(flooding/drainage cycle) and the permanent flooding. Wheat straw was incorporated with three rates of 0,225 and 450 g m-2 into the paddy soil for each water regime just before rice was transplanted. N2O emissionwas measured by static chamber-gas chromatograph method. Results from the variance analysis indicated thatthe permanent flooding in rice-growing season markedly enhanced N2O emission in following wheat growingseason (P=0. 003), and that the effect of straw application on N2O emission was distinguished between twowater regimes. Under the conventional irrigation, incoporation of wheat straw reduced N2O emission in thefollowing wheat growing season, while there were no significant differences in the emission for the straw appli-cation rates of 225 and 450 g m-2. No significant differences in N2 O emissions were observed among the threerates of straw application for the permanent flooding regime. In addition, the seasonal variation of N2O emis-sion was regulated by soil temperature and moisture. The daily N2O flux (Y, mgm-2 d-1) can be quantitativelydescribed by soil temperature (T, ℃ ) and moisture (W, WFPS %) as Y=A0+A1T+A2W+A3 W2 (n=23, R2≥0. 4159** )or Y=C0 +C1W+C2W2 (n=23, R2 ≥0. 4074**). Compared with the effect of soil temperature onN2O emission, soil moisture was an important factor regulating the seasonal pattern of N2O emission.