华北地区的晚期强余震特征

本文对中国大陆(M≥5)浅源强震的余震活动进行了分析,其持续时间分布具有一定的规律性,可分为初期、中期、晚期和特晚期四个阶段。文中根据华北地区的地震活动特征,提出了对强余震和晚期强余震的预测方法。地震序列b值曲线的横截距与最大余震的震级之间,以及b值曲线的偏离点与可能发生的较大余震的震次之间存在着一定的对应关系。强震破裂的扩展方向和余震区内的空段及余震区的边缘是发生强余震的可能地点。强震序列余震区的地震频度变化与强余震的发生时间之间有一定的对应关系。最后,本文对强余震的成因作了理论上的探讨。初期和中期发生的强余震与震源区的剩余应变能和本区的应力状态与水平有关。晚期和特晚期发生的强余震则可能与周围区域应力的加强並传递、叠加在震源区岩层介质上的过程有关。     

全球浅源巨大地震序列统计特征

系统研究了1976年以来全球58次M_W≥7.8浅源地震序列的统计特征。结果显示:(1)在58次巨大地震中,板间地震45次,板内地震13次,板内地震强度低于板间地震。(2)74.1%的板间地震为逆断层错动,61.5%的板内地震为走滑型错动。(3)58次地震序列中,82.8%为主-余型,17.2%为多震型;与5级以上地震序列不同,巨大地震没有孤立型,其余震比较活跃;板内地震中,多震型占7.7%,而板间地震中多震型占20%。(4)对于主-余型序列,75%的主震与最大余震的震级差为1.0～2.0级;震级差与主震震源错动类型有关,走滑型的震级差明显大于逆冲型;68%的最大余震发生在主震后3天内,其次为10天左右与1个月左右; 49%的D_(max-aft)(最大余震震中与主震震中间的距离)不超过余震区长轴的1/3,31%的D_(max-aft)为余震区尺度的1/3～1/2;最大余震的发生时间、最大余震震中与主震震中间的距离同主震断层错动类型间的关系不明显。(5)应用ETAS模型计算了46个序列参数后发现,b值、p值和a值均呈Beta分布,b值平均为1.164±0.211,p值平均为1.559±0.412,a值平均为1.673±0.911; p值和a值分布分散;对于不同的序列类型、震源错动类型及板内、板间地震,b值差异不显著;逆冲型序列p值明显大于走滑型和正断层型;板间地震序列a值明显小于板内地震;逆冲型序列a值明显小于走滑型和正断层型;这表明,与板内地震相比,板间地震具有较强的"余震激发余震"的能力;逆冲型破裂虽然会导致序列衰减较快,但触发次级余震的能力相对较强。(6)逆冲型巨大地震余震区长轴L的对数与主震震级M_W间的拟合关系式为lg L=(-1.399±0.306)+(0.470±0.037) M_W。     

中国大陆7级大地震强余震震级和空间分布特征

本文研究了中国大陆1966年以来15次7.0～7.9级地震序列强余震空间分布和震级分布特征。 研究结果表明: ① 强余震与主震震级差(ΔM)与频度(N)的统计关系服从指数分布, 统计得到了全部序列平均B值为0.72, 12个走滑型地震序列平均B值为0.73; ② 走滑型地震序列强余震优势分布范围是5~59 km, 非走滑型序列优势分布为10~29 km, 并且强余震与主震震中距离服从正态分布。     

强余震前的b值异常变化

本文以震群型的邢台大震序列、主震—余震型的唐山大震序列、前震—主震—余震型的海城大震序列为例,取余震区中的余震来研究强余震前的b值异常变化。结果发现,强余震前的b值确实发生异常变化,其变化形态与大震前b值在较大区域内的变化相似,即震前有个明显的峰值期。而且,这种变化形态与地震序列类型无明显的关系。强余震与大震前b值变化的相似性,可能表明发生在余震区中的强余震也经历着与大震孕育发展的类似过程。但孕震时间比大震短。利用余震区内的强余震震前的b值异常变化,可对大震后不太长的时间内的强余震进行临震预测。     

1976年7月28日唐山大地震震源区的前兆地震活动平静

本文以完整性最小震级M_L=1.7的地震目录(1970年—1976年)作为基础资料,研究对比了1976年7月唐山大地震前震源区(余震区)及其周围的四个研究分区中,地震活动速率的时间过程。研究表明:(1)在余震区西半部的分区中,主震前出现了持续时间为38个月的异常地震活动平静,异常在置信水平大于0.99上通过β统计显著性检验。(2)在余震区外围的两个研究分区中,分别记录到16和34个月的活动速率减小的变化,但是,它们仅在置信水平为0.80和0.85上通过β统计显著性检验。考虑到唐山主震、两次最强的余震、与它们相关的地震断层和85％的四级以上的余震都出现在余震区的西半部,作者认为余震区西半部在主震前的地震活动平静是中期前兆现象。前兆地震活动平静区的面积与整个余震区面积之比值为0.7。     

余震b值的先验概率分布

从世界上M≥7.5浅源地震伴随的81个余震序列,以及日本及其周围大地震的67个余震序列,确定了古登堡—里克特定律中b值的先验分布。我们假设先验统计总体中的b值服从伽马分布Γ(φ,ζ),其中φ和ζ分别代表形状和标度参数。对每个序列所得到的b值都与统计总体中的随机采样一致,但有统计误差。在本文中我们用最大似然法估计总体分布中的φ和平均值,b_(avg)=φζ。对世界上M≥5.0的余震序列估计的φ和b_(avg)分别是55和1.13,而对D<2.55的余震序列的估计值分别为28和1.22,其中D为主震和余震的震级差。对于日本的余震序列我们得到φ=28,b_(avg)=0.97。蒙特卡罗法的数值检验表明,所估计的b_(avg)相当接近于输入值,而φ却往往比输入值大。那些较小的值,如全球序列的φ=26～31,日本序列φ=20～25,或许比由最大似然法得到的估计值更合适些。假设b值的先验分布是Γ(φ,b_(avg)/φ),对一组N个地震,由最大似然法得到的估计值b=(N+φ-1)/(N/b_U+φ/b_(avg)),其中b_U是没用宇津所提出的先验分布而用最大似然法得到的估计值。所估计的值b比b_U更稳定可靠。特别是对于只有很少地震数据时,这里提出的方法很有价值。     

青海及邻区中强地震序列特征分析

对1980年以来青海及邻区(31°～40°N, 88°～104°E)中强震序列类型判定标准及序列参数特征进行了分析和研究。根据青海及邻区中强地震序列的特征,将地震序列划分为孤立型、主震—余震型和多震型。参数研究结果表明,ρ值基本上对中强以上地震序列类型判别无贡献;b值和h值的共同特点是:孤立型主震—余震型多震型;孤立型地震序列的U值、F值和k值结果为0或者趋近于0,且这3个参数的均值都具孤立型主震—余震型多震型的特征;k值对地震类型判别有较好的区分度,孤立型地震序列k值近似于零,主震—余震型地震序列k值≤0.2,而多震型地震序列k值0.2。这些可作为划分地震序列类型的判别指标。     

震级与破裂长度统计关系研究

正本文在收集整理分析中国大陆1902—2014年132次板内浅源地震事件的相关数据(包括震级、发震时间、地点、断层类型、地震矩、地表破裂长度、余震分布长度、波谱反演得到的震源处破裂长度等)的基础上,给出了震级与震源破裂长度和余震分布长度的经验公式,并对震级与破裂长度之间的相关性进行     

中国大陆区域 Lg 震级标度

本文广泛搜集了中国大陆(除新疆、西藏外)地区的短周期地震记录资料.分五个区测定了有关 Lg 波的各物理量 Lg 波初至和最大振幅的群速度分别为3.540.02km/s 和3.300.05km/s.Lg 波的周期在0.2-1.2s 之间,平均0.7s.Lg 波衰减系数值各区分别为:东部0.00340.0001km-1,西南0.00310.0004km-1,东北0.00270.0004km-1,华南0.00220.0001km-1和西北0.00210.0002km-1.全部平均 =0.00270.0006km-1.并讨论了振幅比 H/Z、振幅台基校正值 Dz 和 Dh 相互之间,以及它们与台基性质相互之间的关系.根据各分区值分别建立了各分区的 mLg震级校准函数.在此基础上建立了中国大陆(除新疆、西藏外)地区统一的 mLg(mxh)震级校准函数 q()可推广至新疆地区.观测结果表明:使用各 Lg 振幅(lgz,lgh,mxz 和 mxh)计算mLg值间的偏差;统一和分区mLg的台网震级差;各区内分省测定 mLg值之差均小于0.1级.在2-6级范围内,中国mLg基本维持了原 ML(CHN)的震级水平.      

中国大陆地震活跃期和平静期的b值与地震趋势研究

计算了中国大陆5个地震活跃期和4个地震平静期的b值。地震活跃期的b值明显比地震平静期的b值低，地震活跃期的b值为0.72～0.76，平均为0.75，地震平静期的b值为0.86～1.06，平均为0.97。截止到2000年3月，第五轮回的活跃期b值为0.87，介于地震平静期与地震活跃期的平均值之间，明显高于地震活跃期的b值。因此，中国大陆从1 988年开始的第五轮回的地震活跃期可能还没有结束，还可能发生较大的(7级)地震。     

江西省地震局虚拟专用网(VPN)建设

叙述了在FreeBSD环境下构建基于PPTP的VPN网关的过程和技术，分析了基本概念、实现方式以及在江西省地震信息网的实际应用等。     

兰州地震研究所发展的三段历史回顾

对兰州地震研究所的三段历史作回顾,分别为国家地震局、中国地震局兰州地震研究所的体制沿革变迁,中国科学院地球物理研究所;中国科学院兰州地球物理研究所观象台早期创建;兰州地震研究所硕士点早期阶段。     

山西大同数字遥测地震台网记录的震相特征

从地球及地壳的分层结构出发，使用较成熟的理论，从地震波传播的基本原理入手，结合多年的震相观察分析工作实践，选取了山西大同数字遥测地震台网近年来的一些典型震相进行了分析，得出本台网记录到震中距小于100km的地方震震相有Pg，P11，Sg，S11震中距在100km～500km的近震震相有Pn，Pg，P11，Sn，Sg,S11对比分析了在本台网内及周边地区发生的爆破与天然地震在震相上的差异性，并对其特征作了较详细的描述。     

山东数字地震台网子台背景噪声位移值的分布特征

利用山东数字地震台网的实时记录波形资料,采用在频率域积分方法,计算出各台站背景噪声的位移值。然后进行统计分析,得出了山东地区背景噪声位移值的空间分布和时间变化特征：台站背景噪声幅值与不同地区地质环境、岩性密切相关,位于第四系黄土覆盖层较厚的鲁西聊城、菏泽地区,鲁西北德州地区和鲁北东营、滨州地区各子台的背景噪声位移值较大,鲁中、鲁南山区和胶东半岛地区的基岩台站背景噪声位移值较小;同时,白天噪声值大于夜间噪声值,但深井观测台站的背景噪声值相对稳定。此项研究为绘制台网监测能力图提供基础数据,并为计算各台站的场地响应及震级修正值等测震学研究提供基础资料,促进台网的改建和发展。     

对齐误差对测试地震计自噪声的影响

本文在理论上研究了对齐误差对测试地震计自噪声的影响。指出对齐误差影响到2台仪器记录间的计算互功率谱密度, 进而影响到被测仪器记录间相干函数计算, 最终影响到被测仪器的自噪声计算。发现当存在对齐误差时, 在信噪比较高频段计算得到的自噪声水平比仪器的实际自噪声水平要高, 在一般的实际测试中可能高20 dB以上。为了消除对齐误差对自噪声测试的影响, 提出通过投影逆变换把观测记录变换到标准坐标系下, 再用变换后的观测记录来计算地震计自噪声。给出了基于以上思路和传感参数对比测试方法的地震计自噪声计算处理流程, 合成数据、 实际测试数据的处理检验计算结果表明, 本文方法可以有效克服地震计自噪声测试中对齐误差的影响。     

山西夏县中心地震台温泉水化学特征

采集夏县中心地震台温泉水及周边水点样品进行水化学组分特征分析。利用矩形图、Na-K-Mg三角图等方法,初步分析温泉水的水质类型、水-岩平衡状态、热储温度以及循环深度等,并结合氢氧同位素组成特征,初步分析温泉水补给来源。研究表明,夏县中心地震台温泉水化类型属于Na-Cl·SO₄型,水-岩反应属于部分成熟水,热储温度为148.8℃,循环深度为3.91 km,补给源主要为大气降水,温泉为断裂型温泉。以上结果可为该台流体异常分析提供基础研究资料,为夏县地区水化研究奠定基础。     

裂隙岩体渗透性空间分布的指示克里格估值

本文较详细介绍了指示克立格估值的基本方法和原理，以指示变异函数为基本工具分析了向家坝坝址区裂隙岩体渗透性空间分布的结构特征，表明该址区裂隙岩体渗透性存在明显的各向异性特征；在此基础上用指示克立格法对未采样点处进行估值，估值结果显示坝址区裂隙岩体渗透性存在明显的壳状渗透结构特征.通过这一实际应用，表明指示克立格法可以较好地描述裂隙岩体渗透性的空间分布规律.     

前兆场变化在地震空间位置判断上的应用

运用福建前兆观测台网资料,分析了形变应力场和水位震后效应场等前兆场的空间变化规律与福建区域地震的相关性.结果显示,福建多次ML＞4.5地震的孕育过程均伴随着形变应力及水位震后效应的成场.研究认为,当形变应力场与水位震后效应场的时空演化规律趋于一致时,这一区域就具备发生中强以上地震的背景条件,跟踪分析形变应力场及水位震后效应场的空间迁移规律,可对未来发生的地震的空间位置做出较为准确的判断.     

库水压力作用下不同类型断层诱发水库地震的可能性分析

根据断裂力学原理,研究了水库蓄水后,在原有产生断裂的地应力基础上库水产生的附加应力,并分析了张开和闭合断裂的应力强度因子的变化趋势和正断层、逆断层及走滑断层发生扩展的可能性,从而揭示不同断层诱发水库地震的可能性。     

Impacts of sparing use of water on farmer income of China

We examine relationships between nationwide sparing use of water and farmer income of China in this article. As increasing implementation of water projects and irrigation system, the cost of water use has increased in many regions. However, as local policy-oriented urban expansion and ecological restoration have carried out during the past decade, water demand has increased. The spatial distributions of water use and farmer income are uneven and their relationships are ambiguous over time, especially it is uncertain that farmers can benefit from those so called water-saving programs when urban expansion grows faster in China. Based on consumption theory, empirical results of Blundell–Bond dynamic panel-data model with generalized method of moments (GMM) estimators indicate saving one percent of water has positive impacts at 0.085–0.35 percent on farmer income in the following statistical year. Population has negative impacts on farmer income. Particularly in Central China, one percent of increase in population will statistically significantly decrease 0.276 percent of contemporaneous farmer income. Particularly, in Eastern China with large population during years 2004 through 2012, the total amount of water use increases one percent, contemporaneous farmer income loses 0.04 percent. Thus, saving water can benefit future farmer income, and it indicates that urban expansion may induce the diversion of resources and agricultural production from rural to urban area. Policy implication of relationships between water allocation and farmer income distribution caused by water-saving programs needs to be further studied at regional scale, in particularly to the regions with large population and urban expansion in China.