全文获取类型
收费全文 | 351篇 |
免费 | 42篇 |
国内免费 | 67篇 |
专业分类
测绘学 | 42篇 |
大气科学 | 36篇 |
地球物理 | 55篇 |
地质学 | 119篇 |
海洋学 | 34篇 |
天文学 | 62篇 |
综合类 | 32篇 |
自然地理 | 80篇 |
出版年
2024年 | 2篇 |
2023年 | 7篇 |
2022年 | 21篇 |
2021年 | 22篇 |
2020年 | 23篇 |
2019年 | 27篇 |
2018年 | 23篇 |
2017年 | 18篇 |
2016年 | 10篇 |
2015年 | 21篇 |
2014年 | 16篇 |
2013年 | 6篇 |
2012年 | 13篇 |
2011年 | 18篇 |
2010年 | 12篇 |
2009年 | 12篇 |
2008年 | 15篇 |
2007年 | 24篇 |
2006年 | 26篇 |
2005年 | 14篇 |
2004年 | 14篇 |
2003年 | 10篇 |
2002年 | 13篇 |
2001年 | 8篇 |
2000年 | 14篇 |
1999年 | 7篇 |
1998年 | 7篇 |
1997年 | 6篇 |
1996年 | 4篇 |
1995年 | 8篇 |
1994年 | 6篇 |
1993年 | 4篇 |
1992年 | 4篇 |
1991年 | 4篇 |
1990年 | 6篇 |
1989年 | 4篇 |
1988年 | 6篇 |
1985年 | 2篇 |
1984年 | 1篇 |
1983年 | 1篇 |
1981年 | 1篇 |
排序方式: 共有460条查询结果,搜索用时 203 毫秒
361.
长沙城市空间破碎化的格局特征及其影响因素 总被引:2,自引:1,他引:1
空间破碎化是城市空间结构研究亟待深化的重要课题。从形态、联系以及功能3个维度构建城市空间破碎化测度指标,并运用地理探测器模型,探讨长沙城市空间破碎化的格局特征及其影响因素。主要结论:① 城市空间破碎化可从形态分割、联系阻隔、功能失序三方面进行测度,形态分割可用平均地块面积指数表征,联系阻隔可用平均阻抗指数刻画,功能失序可用功能多样指数、邻接冲突指数来反映;② 长沙城市空间破碎化呈现圈层式分异为主、扇形扩展分异为辅的格局特征,低破碎化区主要分布在城市核心区,高破碎化区沿着特定的扇面向外围扩展,且主要分布在大型封闭社区、工业园区、山地绿地及大型站场等区域;③ 长沙城市空间破碎化的空间分异是多因素综合作用的结果,其中海拔、坡度等自然因素是基础因素,土地价格、人口密度、设施投入是主导因素;④ 长沙城市空间破碎化治理可从突破市场供给约束、市场需求约束和设施丰度约束三方面着手,采取针对性调控对策,以最大程度地消减空间破碎化带来的负面效应。 相似文献
362.
以截至2018年底中国已实现脱贫的154个贫困县为样本,构建脱贫力指标以衡量全国脱贫县相对脱贫效果,系统分析贫困县脱贫力的空间格局特征;利用相关分析和地理探测器等方法,剖析自然环境特征、区位交通条件、农业现代化水平、区域经济发展水平、公共服务设施水平等5个维度共19个驱动因子对脱贫力的作用程度及其区域差异。结果表明:贫困县脱贫力可划分为高度脱贫力、次高脱贫力、中高脱贫力和基本脱贫力4个等级,空间分布呈现不均衡态势,且脱贫率与脱贫力不同步;坡度、到主要干道距离、到最近地级市距离、人均农业机械总动力和人均财政收入等5个因子与贫困县脱贫效果显著相关,共同作用于脱贫力的空间分异,且对4个等级脱贫力影响程度差异显著。 相似文献
363.
为探讨京津冀地区工业CO2排放测度及其影响因素,基于2005—2016年数据对北京、天津、河北和京津冀地区工业能耗CO2排放的时间变化趋势进行了对比分析,运用地理探测器技术分析能源结构、能耗强度、固定资产投资、轻重工业比值和规模以上工业平均用工人数对京津冀地区工业能耗CO2排放量的影响作用大小。结果表明:①研究期内京津冀工业碳排放强度均为递减趋势。其中,河北最大,天津次之,北京最小;人均碳排放北京呈递减之势,天津和河北在波动中上升。②京津冀工业煤炭类CO2排放占总排放量的主导地位是由河北省以煤炭为主的能源结构决定的。③能源结构对京津冀、天津和河北的CO2排放影响最大,其次是轻重工业比值;北京市规模以上工业从业人数对CO2排放的影响最大,其次是固定资产投资。 相似文献
364.
新疆农村贫困化空间分布及影响因素探究——以荒地镇为例 总被引:1,自引:1,他引:0
在国家大力推进精准扶贫的政策背景下,分析不同地区贫困成因的差异性具有重要意义。本文以新疆维吾尔自治区莎车县荒地镇为研究区,通过地理探测器和地理加权回归模型探究该区贫困人口和状态的空间分布及其影响因素,研究结果表明:1)荒地镇农村贫困化呈现一定范围内集聚分布的特征,镇域中部和北部地区的贫困发生率明显高于其周边地区,中部的贫困地区由中心向四周扩散,北部的贫困发生率低于中部。2)导致贫困的主要因素包括距主干道距离、人口密度和男性人口所占比例。3)距离主干道的距离与贫困发生率呈现出明显的正向相关的关系,距离镇中心的距离与贫困发生率呈现出一定的负相关关系,人口密度与贫困发生率呈现出明显的负相关关系。4)依据不同地区贫困形成的主导因素,贫困地区可以划分为道路制约型和人口制约型,其中道路制约性主要分布在荒地镇的东南地区,而人口制约性主要分布在北部地区。针对不同成因的农村贫困,本文提出应该采用不同策略的扶贫措施。 相似文献
365.
电荷注入检测器—等离子体光谱仪光度精度与分析参数的关系 总被引:2,自引:0,他引:2
研究了电荷注入检测器(CID)等离子体光谱仪(ICP-AES)的光度精度和分析参数的关系。实验结果表明,较高的等离子体功率和雾化系统载气压力可得到较好的谱线强度测量的光度精度。CID-ICP光谱仪的光度精度(RSD〈4%)优于电磁驱动顺序等离子体光谱仪(RSD〈10%)。 相似文献
366.
固相萃取-液相色谱/质谱法测定地下水中三嗪类和酰胺类除草剂残留 总被引:1,自引:1,他引:1
固相萃取-液相色谱/质谱法是三嗪类和酰胺类除草剂常用的检测方法。本文针对现有分析方法仪器分析时间较长的缺点,以HLB柱为固相萃取柱,二氯甲烷-丙酮混合液(V∶V=4∶1)为洗脱剂,氟罗里硅土柱为净化柱,采用快速液相色谱柱,建立了固相萃取-液相色谱/质谱法快速测定地下水中14种三嗪类和2种酰胺类除草剂的方法。实验考察了固相萃取柱、定量离子扫描时间、富集柱洗脱溶剂、净化柱等因素对三嗪类和酰胺类除草剂测定的影响。通过延长定量离子的扫描时间,可以降低大部分目标化合物的相对标准偏差,提高仪器的稳定性;富集柱洗脱溶剂的极性对目标化合物回收率有较大影响,使用较强极性的二氯甲烷-丙酮(V∶V=4∶1)洗脱剂可以获得较高的目标化合物回收率;采用氟罗里硅土柱对萃取液进行净化,可除去干扰物,降低基体效应的影响。研究结果表明,14种三嗪类除草剂和2种酰胺类除草剂的检出限均小于0.40μg/L,在低、中、高三种添加浓度下,回收率均满足要求。本方法虽然色谱峰重叠较多,但仪器分析时间为5.10 min,与现有方法的仪器分析时间(15 min以上)相比,分析时间短,检出限低,能够满足日常环境水样中农药残留分析检测的需要。 相似文献
367.
本文提出了在磷酸-磷酸氢二钠介质中(pH=5),在F作为增敏剂的条件下,以10μl TBP萃取金(I)与TMK生成的有色络合物的方法。待测元素含量范围是0.0002—20.0g/t金。该方法灵敏度高,准确度好,操作简单、快速,成本低。运用于野外就地采样和测试。 相似文献
368.
已有共享单车骑行影响因素研究主要关注起点,大多忽略目的地,在探讨其影响因素的时间差异及交互作用方面较少。以广州市主城区为例,引入地理探测器,精细分析目的地分布影响因素的时间差异,并进行交互探测。研究发现:① 早高峰到达量大于晚高峰,早高峰目的地多分布在CBD,信息产业园和职住平衡地区,晚高峰多分布在地铁3号线体育西至华师站沿线和高密度住宅区。② 服务设施类是影响最显著的类别,其次是交通可达、土地利用和自然环境类别,其中影响力较大的因子依次是住宅、餐饮、公司、购物设施分布、路网密度、距地铁站口距离和POI多样性。③ 各因子影响力存在明显时间差异,所有建成环境因子在早晚高峰时段影响力均大于其他时段,其中公司企业分布因子的影响力在早高峰时段迅速增强。④ 因子间均为双因子增强关系,其中服务设施分布类别中因子交互作用最显著,服务设施分布与交通可达类别的因子交互作用次之。 相似文献
369.
370.
为进一步评估地基微波辐射计红外传感器的观云性能,收集了2017、2018两年5—7月布设在广州野外雷电实验基地的一台MWP967KV型地基微波辐射计红外传感器与一台K/LLX502B型激光测云仪观测的云底高度数据,并利用人工观测的天空状况、云状数据进行分类,在不同云类、天空状况下对地基微波辐射计红外传感器云识别和观测云底高度的性能进行分析。结果表明:①地基微波辐射计红外传感器具有良好的云识别能力,准确率达80.4%,由于观测视角的原因,未能识别出有云存在主要发生在"多云"情况下。②地基微波辐射计红外传感器与激光测云仪所测云底高度相关系数为0.63,有着较好的一致性。③因为观测原理不同,地基微波辐射计红外传感器所测云底高度总是高于激光测云仪,且两部仪器在低云阴天时所测的云底高度一致性要优于中、高云多云。综上所述,地基微波辐射计红外传感器用来识别云、观测云底高度具有一定的可行性,尤其是在低云、"阴天"条件下,有着较好的观云性能。 相似文献