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761.
云南沿边地区包括8个地州,共56个县,其中有25个县市与老挝、缅甸和越南直接毗邻,具有重要的地缘位置。本研究利用土地利用数据和夜间灯光数据在实现云南沿边地区GDP空间化的基础上,对GDP的空间分布格局进行深入探讨,这对缩小区域经济差异及促进地区共同发展具有一定的指导意义。采用土地利用数据对国内生产总值(Gross Domestic Product, GDP)数据的第一产业进行空间化拟合,采用DMSP/OLS夜间灯光数据对GDP的第二、三产业进行拟合,将第一产业和第二、三产业空间化拟合的结果相加,实现云南沿边地区1992-2013年的GDP的空间化拟合。在此基础上对云南沿边地区GDP空间分布差异进行分析。结果表明:① 土地利用数据对第一产业建模的效果较好,拟合的多期数据的相对误差均低于1.12%,采用夜间灯光数据,基于“分类回归”方法对第二、三产业拟合相对误差最大仅为6.404%,最终二者之和拟合的GDP拟合精度都较好,相对误差最大仅为4.241%;② 22期GDP数据在空间分布上均呈现正的相关性,且均为显著集聚;③ GDP空间分布局部集聚的高值-高值区域集中在开远、蒙自等县域,低值-低值地区集中在绿春、西蒙等地区;④ 云南沿边地区县域之间的经济差异在1992-1996年逐渐增强,1996年之后,经济差异波动缩小,空间关联效应呈现波动式的增强和减弱;⑤ 云南沿边地区的三维插值结果均呈现出西北至东南一线的“洼地-丘陵-平地-高峰”地势变化格局,沿边地区的东南角地区即红河州的建水、个旧和开远等县市的GDP最高,“丘陵”地势主要集中在腾冲、保山市以及最南部的景洪地区,“洼地-平地”地势主要分布在沿边地区西北角的贡山和福贡等县域、西南角的西蒙和孟连等县及中部区域的绿春和江城县等地区。 相似文献
762.
京津冀地区植被时空动态及定量归因 总被引:2,自引:0,他引:2
作为气候变化的敏感指示器,植被的物候、生长、空间分布格局等特征及其动态变化主要取决于气候环境中的水热条件,因此在气候变化背景下,气候-植被关系成为了全球变化研究的前沿和热点问题。本文综合平均温度、降水、水汽压、湿度、日照时数、SPEI等气候因子,坡度、坡向海拔等地形因子及人为活动因子,应用地理探测器方法针对2006-2015年京津冀地区不同季节NDVI、不同地貌类型区、不同植被类型区生长季NDVI的定量归因研究,揭示了过去10年间植被时空分布格局,及植被对气候、非气候因素响应的季节差异与区域差异,以期为生态工程的建设与修复提供参考意义。趋势分析表明:①2006-2015年京津冀地区NDVI呈现增加趋势,但存在显著的空间差异,如山地生长季NDVI的增长速率大于平原、台地、丘陵等地;②基于地理探测器的定量归因结果表明,降水是年尺度上NDVI空间分布的主导因子(解释力39.4%),土地利用与降水的交互作用对NDVI的影响最为明显(q=58.2%);③NDVI对气候因子的响应存在季节性及区域性差异,水汽压是春季NDVI空间分布的主导因子,湿度是夏、秋两季的主导因子,土地利用是冬季的主导因子;④影响因子对生长季NDVI的解释力因不同地貌类型区、不同植被类型区而差异显著。 相似文献
763.
气象变量常作为重要的影响因子出现在环境污染、疾病健康和农业等领域,而高分辨率的气象资料可作为众多研究的基础数据,对推进相关研究的发展意义重大。本文以中国大陆为研究区域,利用2015年824个气象站点的气温、相对湿度和风速3套数据,结合不同的解释变量组合,分别构建了各自的GAM和残差自编码器神经网络(简称残差网络)模型,以10倍交叉验证判断模型是否过拟合。研究结果表明:① GAM和残差网络方法都不存在过拟合问题,同GAM相比,残差网络显著提高了模型预测的精度(3个气象因素的交叉验证CV R2平均提高了0.21,CV RMSE平均降低了37%),其中相对湿度模型的提升幅度最大(CV R2:0.85 vs. 0.52,CV RMSE:7.53% vs. 13.59%);② 残差模型的结果较普通克里格插值结果和再分析资料更接近站点观测数据,表明残差网络可作为高分辨率气象数据研制的可靠方法。此外,研究还发现在相对湿度模型中加入臭氧浓度和气温、在风速模型中加入GLDAS风速再分析资料,可提升模型的性能。 相似文献
764.
GDELT数据网络化挖掘与国际关系分析 总被引:2,自引:0,他引:2
21世纪以来的国际关系错综复杂、瞬息万变,给世界的经济、安全、外交等带来了深刻变化。这些变化对中国的内外政策产生了重大影响。全面及时地分析国际关系及其变化特征,对于中国的经济和外交发展规划具有重要参考价值。国际关系研究具有复杂性、及时性、时空性等特点,迫切需要时空大数据分析技术为其提供新的思路和技术手段。大众媒体如报纸、广播等记录着世界上发生的各种各样的事件,蕴含着丰富的信息,相对于记录个人活动的社交媒体数据,其更加适合于对人类社会进行大规模和长时间的分析。GDELT是一个免费开放的新闻数据库,它实时监测世界上印刷、广播、网络媒体中的新闻,对其进行文本分析并提取出人物、地点、组织和事件等关键信息。本文利用复杂网络的理论和方法对GDELT进行网络化挖掘并进一步分析国家关系。首先利用该数据构建国家交互网络,然后通过网络特征统计分析国家之间的交互关系,最后探测国家冲突事件交互网络的时序变化。研究发现:① 国家交互网络具有无标度特性,网络连接在整体和局部上都呈现出不均匀性,少数国家与其他国家有大量交互,大多数国家与其他国家的交互很少;一个国家与少数国家有大量交互,而与大多数国家的交互很少。② 国家冲突事件交互网络的突然变化往往对应一些重大事件。本文的研究可以为大数据时代的国际关系探索提供一个新的视角,同时也为新闻媒体数据的分析提供参考。 相似文献
765.
道路的修建往往带来景观破碎、生态系统功能受损等后果。有关道路网络的生态影响格局及其影响因素,是当前道路生态学、地理空间分析等领域共同关注的问题。本文利用2015年全国道路网络数据,采用定量空间分析方法,刻画了当前中国铺装道路所引起的陆表景观破碎的格局特征,并分析了道路网络对自然保护区的干扰及与多变量的影响关系。结果表明:① 全国铺装道路的生态影响面积占陆地面积的10%,将陆表切割成3万多个斑块,并呈现小斑块数目众多,大斑块数目较少的分布特点;同时,陆表破碎化程度呈现明显的东西分异规律,空间格局与人口分布、经济发展水平等影响因素的地理分布规律趋同;② 全国约58%的自然保护区受到道路干扰,保护区的受干扰情况存在高等级保护区受干扰弱、低等级保护区次之、国家公园受干扰程度最强等差异特征,且国家公园处于受干扰高于未设保护区域的状态;③ 主要人类活动因素与保护区受干扰程度呈正相关,保护区面积、地形因素与受干扰程度呈负相关,具有面积小、受保护等级低、位于平原地区、气候适宜等特征的保护区更易受到道路干扰,处于已经受到人类活动破坏,生态脆弱的状态。因此,中国道路建设应追求社会发展与生态保护双平衡,同时道路干扰受到自然以及人文要素的共同作用,在相关影响机制研究和生态保护政策制定中应进行综合考虑。 相似文献
766.
767.
旅游产业的空间分布及关联性分析对于区域旅游产业的发展具有重要意义,而目前大多旅游产业空间格局分析的对象局限于A级景区,忽略了旅游产业综合性的特点。以"吃、住、行、游、购、娱"6种旅游要素为研究对象,从旅游产业空间分布特征、空间分布格局、空间关联性3个方面构建了旅游产业空间分布及关联性分析的方法体系。并以常州市旅游产业为例,进行方法验证。结果表明,当前常州市旅游产业呈集聚型分布,形成了"一主核两次核"的空间分布格局,各旅游产业之间空间关联程度较高。较好的数据基础以及合适的空间分析尺度提高了方法的应用效果,分析结果与《常州市"十三五"旅游业发展规划》中相关内容匹配,验证了本文提出方法的可行性。 相似文献
768.
城市建成环境对居民体力活动的影响 ——以福州市的经验研究为例 总被引:2,自引:1,他引:1
利用福州中心城区的社会调查、POI、道路网、用地性质等数据,在社区尺度探究城市建成环境对居民休闲型中高强度体力活动的影响。研究发现:① 低密度土地利用与体力活动时长呈正向关联,功能单一和邻近主干道则对体力活动起到抑制作用。② 体力活动目的地对不同人群具有差异化影响,体育用地和付费运动场所仅能促进中高阶层和中高收入者的体力活动,而周边公共运动设施的丰富程度更具普适性意义。③ 通过纳入运动偏好和单独分析保障房、单位大院及房改房住户达到规避居住自选择的目的,证明上述建成环境特征对体力活动的影响是独立且稳健的。 相似文献
769.
广州城市流浪乞讨者的空间管治与日常生活实践 总被引:2,自引:0,他引:2
以广州流浪乞讨者为研究对象,通过深度访谈等质性研究方法,解读针对流浪乞讨者的空间管治政策与手段,分析流浪乞讨者的日常生活实践与生境协商。研究发现:在地方城市政策对流动性与公共秩序限制的双重压力下,在流浪乞讨者的日常生活实践中,不仅有针对管治行动者而刻意为之的特殊营建,亦有基于程式化生活流程对自我身份认同的重塑与真情实感的展演。地方政府基于空间目标的救助与真实存在的日常生活实践存在着一种张力。研究关注了城市边缘群体日常生活对地理意义的主动塑造过程,对全面理解并规范管理中国城市流浪乞讨现象具有借鉴意义。 相似文献
770.
为探讨形态性状对体质量的影响,指导毛蚶的选育,以毛蚶天津群体为研究对象,测量壳长、壳宽、壳高、体质量,并进行统计分析。结果表明,壳宽是体质量的主要影响因子,其与体质量的相关系数为0.953,直接作用为0.505,间接作用为0.448,壳长、壳高间接作用分别为0.483、0.480,综合决定系数为0.706 6。毛蚶体质量多元回归方程为Y=-40.8+0.438X1+1.124X2+0.469X3,R2=0.924;以壳宽为自变量,体质量回归方程为:Y=5.443×10-3X22.519,R2=0.937。 相似文献