全文获取类型
收费全文 | 15769篇 |
免费 | 524篇 |
国内免费 | 845篇 |
专业分类
林业 | 942篇 |
农学 | 1230篇 |
基础科学 | 526篇 |
807篇 | |
综合类 | 7274篇 |
农作物 | 1029篇 |
水产渔业 | 843篇 |
畜牧兽医 | 3285篇 |
园艺 | 842篇 |
植物保护 | 360篇 |
出版年
2024年 | 65篇 |
2023年 | 276篇 |
2022年 | 351篇 |
2021年 | 343篇 |
2020年 | 383篇 |
2019年 | 456篇 |
2018年 | 237篇 |
2017年 | 379篇 |
2016年 | 491篇 |
2015年 | 533篇 |
2014年 | 718篇 |
2013年 | 773篇 |
2012年 | 1118篇 |
2011年 | 963篇 |
2010年 | 916篇 |
2009年 | 888篇 |
2008年 | 1142篇 |
2007年 | 1096篇 |
2006年 | 863篇 |
2005年 | 871篇 |
2004年 | 495篇 |
2003年 | 437篇 |
2002年 | 372篇 |
2001年 | 384篇 |
2000年 | 314篇 |
1999年 | 274篇 |
1998年 | 218篇 |
1997年 | 220篇 |
1996年 | 211篇 |
1995年 | 195篇 |
1994年 | 187篇 |
1993年 | 148篇 |
1992年 | 189篇 |
1991年 | 136篇 |
1990年 | 142篇 |
1989年 | 104篇 |
1988年 | 63篇 |
1987年 | 51篇 |
1986年 | 31篇 |
1985年 | 19篇 |
1984年 | 8篇 |
1983年 | 9篇 |
1982年 | 13篇 |
1981年 | 11篇 |
1980年 | 8篇 |
1979年 | 11篇 |
1978年 | 6篇 |
1977年 | 4篇 |
1975年 | 4篇 |
1974年 | 5篇 |
排序方式: 共有10000条查询结果,搜索用时 20 毫秒
21.
22.
24.
25.
在生态学研究中,植被空间异质性一直是众多研究者关心的主要问题之一。但是不同植被指数空间异质性的多尺度效应尚未引起人们的重视。因此,文中采用Mann-Kendall秩次相关法在内蒙古鄂温克旗对典型草原不同利用程度的植被空间异质性进行了分析。研究结果表明:Mann-kendal秩次相关法用于植被异质性分析可解释异质性的多尺度特征。禁牧可导致典型草原NDVI的异质性增加,在50m的样线内出现显著性变化的拐点5次,从禁牧到重牧过程异质性呈降低趋势。轻度放牧可促进植物种丰富空间异质性增加,在样线内出现显著性变化的拐点2次,高于其他放牧强度。过度放牧使植被的丰富度和均匀度异质性程度极大降低,使植被特质趋向均质化。不同放牧强度对植物多样性空间异质性影响较小,在样线内都未出现显著性的拐点。 相似文献
26.
基于农田管理分区的制种玉米产量估算与限制因子评价 总被引:3,自引:2,他引:1
为了提升规模化农田不同管理分区的玉米产量,实现精准管理,该研究使用相关成分回归法(Correlated Component Regression,CCR),考虑地形因素(高程)、土壤理化性质(砂粒、粉粒、黏粒、容重、土壤含水率、土壤有机碳、全氮、全磷、速效氮、电导率)11个因子,评估规模化农田和聚类分析得到的3个管理区(M1、M2和M3)内产量的限制因子,并在不同分区内建立产量估算模型。模型验证结果表明:未分区的情况下,产量限制因子为土壤粉粒、砂粒、土壤有机碳、土壤含水率、速效氮和全氮,经验证,产量估算模型的决定系数(R~2)为0.70,标准均方根误差(Normalized Root Mean Square Error,nRMSE)为0.21。分区后,M1的产量限制因子为土壤粉粒、砂粒、黏粒、速效氮、电导率、全氮和全磷,M2的产量限制因子为土壤粉粒、砂粒和土壤含水率,M3的产量限制因子为高程、土壤砂粒、黏粒和电导率,产量估算模型的精度高(经验证,0.71R20.83,0.16nRMSE0.18)。对农田进行分区管理,并根据各管理区内作物产量的限制因素制定分布式管理策略,可以更具针对性地提升作物产量。 相似文献
27.
研究黄土高原侵蚀环境下林地开垦后坡面土壤养分空间分布状况,确立林地开垦后侵蚀驱动的坡地土壤养分空间变异特征。以黄土高原丘陵区子午岭林地和开垦28年的侵蚀坡面为研究对象,分析土壤主要性质和养分含量的变化情况,运用经典统计学和地统计法分析坡面土壤基本性质和养分空间分布规律。林地开垦后坡面土壤pH增加了0.24个单位,有机质、全氮、全磷和铵态氮、硝态氮、速效磷和速效钾分别降低了13.77,1.14,0.10 g/kg和6.05,1.63,4.99,58.44 mg/kg。林地的土壤有机质、全氮和全磷的变异系数大于开垦地,而pH和各速效养分的变异系数小于开垦地。开垦后中坡位和下坡位养分含量减少幅度较大,上坡位减少幅度较小。林地和开垦地的土壤各指标都呈中等或强烈的空间自相关。林地开垦增强了有机质、全氮、全磷、铵态氮、速效磷和速效钾的空间异质性,但减小了pH的空间异质性,地形等结构性因子主导了土壤养分空间异质性的形成。林地开垦后,pH、有机质、全氮和全磷变程增大,铵态氮、硝态氮和速效钾变程减小,速效磷在2个坡面上的变化趋势不一致。研究结果表明林地开垦极大地减少了坡面土壤养分含量,但减少幅度与坡位和坡面形态有关。同时,开垦增大了坡面土壤有机质、全氮和全磷的空间依赖性,减小了速效养分的空间依赖性。 相似文献
28.
【目的】略阳乌鸡是陕西省特有的家禽品种,该品种具有体型大、肉质好、氨基酸含量丰富、对林地散养适应性强的优点,但也存在生长缓慢,产蛋性能差的不足。为此,在系统测定略阳乌鸡生产性能的基础上,开展对体重和产蛋性状遗传参数的估计,阐明遗传效应对上述性状的调控作用及性状间的遗传关系,期望为这些性状的选育奠定理论基础。【方法】对略阳乌鸡蛋用系一世代71个半同胞家系799只公鸡和804只母鸡6、10、14、20周龄和开产日龄体重进行测定,以个体为单位记录从开产到31、35和40周龄产蛋数,以四分位数±1.5倍四分位距为界删除异常值,更正性别记录错误。以性别为固定效应,育种值为随机效应用单变量动物模型估计各性状遗传力,用双变量动物模型估计性状间遗传相关,用逆伽玛分布指定育种值和残差项方差先验分布,用贝叶斯算法执行130 000次迭代,弃去前30 000次迭代结果,以100为间隔抽取1 000个估计值获得方差和协方差后验分布,计算各性状遗传力和性状间遗传相关。用R语言PerformanceAnalytics软件包chart.Correlation命令计算性状间表型相关。【结果】略阳乌鸡6、10、14、20周龄公鸡体重为(0.56±0.07)、(1.07±0.13)、(1.56±0.19)、(1.97±0.21)kg,母鸡体重为(0.47±0.06)、(0.86±0.12)、(1.18±0.16)、(1.48±0.19)kg,开产体重为(1.68±0.23)kg;31、35和40周产蛋数为(31.2±11.5)、(42.5±16.7)和(54.7±20.4)枚。体重遗传力随年龄逐渐减小,分别为0.74、0.76、0.63、0.54和0.52,置信区间在0.25—0.33之间。产蛋数遗传力为0.27、0.25和0.26,置信区间在0.35—0.42之间。10、14、20周龄体重间维持中等偏上(0.52—0.68)的遗传相关性,但6周龄体重(0.21—0.52)和开产体重(0.21—0.46)与各时间点体重遗传相关性较弱。体重间遗传相关系数置信区间在0.13—0.34之间。在3个时间点产蛋数间遗传相关系数趋近于1,置信区间在0.03—0.06之间。体重和产蛋数间遗传相关系数均不显著。在时间维度上,各体重性状间表型相关系数在0.43—0.90之间(P<0.001),产蛋数性状间表型相关系数在0.79—0.94之间(P<0.001)。6—20周龄体重与产蛋数间维持了弱(0.023—0.15)正相关关系,但开产体重与产蛋数存在弱负相关关系(-0.17—-0.14)。【结论】首次估计了略阳乌鸡品种特异性的遗传参数,发现略阳乌鸡体重性状主要受遗传效应调控,而产蛋数性状受环境影响更大,阐明了早期与晚期性状间、体重与产蛋数间的遗传关系,为早期选种和多性状育种奠定了理论基础。这些结果建议在略阳乌鸡群体中对体重性状表型选择有望取得良好效果,但对产蛋数性状应建立纯系利用杂种优势;体重和产蛋数间不存在负遗传相关关系,可同时对两个性状选育提高。 相似文献
29.
基于河北省等全国8省(市、区)805份调查问卷,利用计量经济学方法分析当前我国新型农业经营主体的信息需求、获取与支付意愿情况以及存在的问题。采用描述性统计方法对8省(市、区)新型经营主体信息需求与获取数据进行分析;采用Pearson相关分析等方法对新型经营主体支付意愿及影响因素进行分析。结果表明,当前我国新型农业经营主体的信息需求与获取均呈多元化特征,需求与获取相对一致,对农业政策、农业技术、产品价格类信息需求与获取较多,信息获取意识不强,不同类型、不同产业规模的新型农业经营主体获取意识不同,信息获取途径较多,以现代化获取工具为主。新型农业经营主体对农业信息的支付意愿受产业规模、信息获取意识、是否有过农业信息付费行为等因素影响,最后从信息获取能力、信息有效供给渠道、信息平台内容与信任提升等角度提出相关建议。 相似文献