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31.
本文基于MODIS NDVI时问序列数据集,运用Sen+Mann-Kendall趋势检验、Hurst指数和相关分析等方法,对湖南省2000—2018年植被的时空变化特征、演化趋势可持续性及其与气候因子的相关性进行了研究.结果表明:①湖南省植被覆盖整体较高,并具有明显的季节变化特征;研究区植被与气温的相关性要强于降水.②近19年湖南省植被NDVI整体呈上升态势,增速为8.6%/10 a(P<0.001),其中显著和极显著上升的地区分别占10.3%、57.3%;主要分布在湘中与湘西北的林地、耕地区域;降低的地区主要分布在长株潭等城市建设用地区域及洞庭湖平原的局部耕地区域.③未来湖南省植被变化可能向退化的恶性方向发展的面积占80.1%. 相似文献
32.
四川省江油地区的岩溶分布较广,形成的地下洞穴,常造成地表建筑物塌陷、水库渗漏、交通损毁,对该地区厂矿建筑、水库坝体、交通线路等构成威胁。研究岩溶塌陷形成机理,对于岩溶塌陷的防治具有重要意义。 相似文献
35.
基于复合系统协同度模型,将城市群解析为由经济、社会、生态等子系统集成的复合系统,以长株潭城市群为对象,探讨国家“两型”社会综合配套改革试验区获批成立以来长株潭城市群经济-社会-生态协同发展水平的演化特征并探寻其提升路径。结果表明:1)从城市群尺度看,2007—2019年长株潭城市群经济、社会、生态子系统有序度总体呈提升趋势,复合系统协同度由轻度失调走向中度协同;2)从城市尺度看,长沙市、株洲市已实现中度协同,湘潭市仍为轻度协同,研究期内长沙市复合系统协同度持续强化、株洲市与湘潭市相对弱化;3)长株潭城市群协同发展目前存在两大问题,一方面城市群总体协同水平偏低、社会-生态子系统变化缓慢,主要制约序参量为基础设施和环境治理;另一方面城市间协同水平存在明显差距,主要制约序参量为经济规模、发展质量、产业结构和污染排放;4)长株潭城市群协同发展水平的进一步提升,在城市群尺度下需合理制定各子系统有序发展与协同目标,健全城市群财政及公共事务统筹管理机制;在城市尺度下各城市应补足短板、提升发展能级,不断完善城市间互动合作机制。 相似文献
36.
以Ripley′s K函数为核心,通过城市区位与规模联立估计、地理权重引入、全局函数分解等手段,研究2001~2010年浙江省已有县级及以上城市空间分布的总体及局部估计问题,探讨城市空间格局与特征,以期揭示边界效应和市场潜力对浙江城市空间格局的影响机理。结果表明:1浙江省城市区位与规模的空间格局不一致,即前者是分散分布而后者是集聚分布,且随着空间尺度的增加,其分散或集聚程度逐步加强。2无论是行政边界还是海岸线,对浙江省城市区位与规模的空间分布演化有一定的负向作用。空间尺度越大,边界负效应越强。3在城市化发展过程中,浙江形成了3个各具产业特色的块状组团式城市聚集区,但边界负效应会抑制它们的发展,此时杭州、宁波将承担起服务全省经济的重要职责。4浙江城市规模因受市场潜力因素的影响会出现空间分布不均衡性。城市规模与市场潜力显著正相关,其程度却随着空间尺度的增加而减小。 相似文献
37.
<正>在戈壁滩上捡奇石,不想捡到了一颗天上掉下来的"星星",阿左旗牧民梅梅说。这是一块黑色的球形奇石,比篮球略大,黝黑的表面凸凹不平,让人称奇的是这颗奇石重达47.6公斤,而且还能吸住磁铁,一般的成年人很难抱得起来。这块奇石是阿左旗吉兰泰镇巴特日布拉格嘎查牧民包勒扣今年3月份在阿右旗北部戈壁地区捡奇 相似文献
38.
39.
基于GIS的广东冬种辣椒气候适宜性区划 总被引:3,自引:0,他引:3
基于广东省86个气象站1980-2012年气候资料和1991-2010年冬季寒害灾情资料,采用冬季(12月一翌年2月)≥15℃有效积温作为冬种辣椒的气候资源指标,选取寒害过程中最低气温<10℃的天数、日最低气温<10.0℃积寒量构建冬种辣椒的寒害风险指标,完善了冬种辣椒的种植气候适宜性指标.构建指标的空间分析模型,采用ArcGIS的空间分析和多层复合方法,对广东冬种辣椒的气候适宜性进行了区域划分.结果表明,冬种辣椒的气候最适宜种植区主要分布在雷州半岛、茂名、阳江等地区,适宜种植区主要分布在南部沿海地区和中部偏南地区,次适宜种植区主要分布在中部偏北地区和北部偏南地区,不适宜种植区主要分布在肇庆、清远、韶关、河源及梅州等地的北部. 相似文献
40.
石笋能重建百年、十年的气候事件,为达到空间高分辨率,对微量碳酸盐的检测提出了更高要求,传统磷酸酸解法的样品用量大(约10 mg)已经无法满足微量样品的分析,而激光探针质谱分析方法需对检测结果进行校正。本文采用KielⅣ-IRMS双路在线分析技术对微量碳酸盐样品的碳、氧同位素进行检测研究其可行性,并以GBW 04405和NBS 19为例研究了不同样品量的碳酸盐标准样品在不同反应时间对同位素分馏的影响。结果表明,由于标准样品所需的反应时间不同,从而导致同位素分馏值的差异。对样品量为4~85μg的标准样品GBW 04405进行检测,δ13C、δ18O测量值分别为0.574‰±0.027‰、-8.519‰±0.065‰,与推荐值0.57‰±0.03‰、-8.49‰±0.14‰基本一致,表明该方法能够满足微量碳酸盐测试的要求。将KielⅣ-IRMS双路在线分析技术与GasbenchⅡ-IRMS检测方法进行对比,对于标准样品GBW 04405,KielⅣ-IRMS所用样品量约为50μg,δ13C、δ18O测量值分别为0.576‰±0.012‰、-8.501‰±0.050‰,GasbenchⅡ-IRMS所用样品量约为140μg,δ13C、δ18O测量值分别为0.569‰±0.034‰、-8.590‰±0.099‰。表明KielⅣ-IRMS方法相比于GasbenchⅡ-IRMS方法所需样品量少,精度高,结果重现性好,该方法在碳酸盐样品的应用上能达到空间高分辨率。 相似文献