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541.
Kok-Kwang Phoon 《Georisk: Assessment and Management of Risk for Engineered Systems and Geohazards》2019,13(2):101-130
The calculated response from a numerical model will deviate from the measured one given the presence of modelling idealizations and real world construction effects. This deviation can be directly captured by a ratio between the measured and the calculated quantity. The ratio is also called a model factor in many design guides. The probabilistic distribution of the model factor is arguably the most common and simplest complete representation of model uncertainty. The characterisation of model uncertainty is identified as one of the critical elements in a geotechnical reliability-based design process in Annex D of ISO 2394:2015 “General Principles on Reliability of Structures”. This Spotlight paper reviews the databases for various geo-structures and determines their associated model statistics. Foundation load test databases are the most prevalent. A recent effort to compile a large generic database (PILE/2739) that contains 2739 field load tests conducted on various piles and installed in different soils and countries, is highlighted. This systematic compilation of load test data is part of a broader research agenda to digitalise foundation design for “precision construction”, which is targeted at characterising “site-specific” model factors and soil parameters based on both site-specific and generic data for further customisation of design to a particular site. The mean and COV of the model factor for a range of geo-structures, geomaterials, and limit states (both ultimate and serviceability) are summarized in a form suitable for adoption in design and codes of practice. Based on this summary, it is proposed that a model factor for a design model can be classified as: (1) moderately conservative (1?≤?mean?2), (2) highly conservative (2?≤?mean?3), or (3) very highly conservative (mean?≥?3). The model uncertainty can be as: (1) low dispersion (COV?0.3), (2) medium dispersion (0.3?≤?COV?0.6), (3) high dispersion (0.6?≤?COV?0.9), and (4) very high dispersion (COV?≥?0.9). This summary represents the most extensive and significant update of Table 3.7.5.1 in the 2006 JCSS Probabilistic Model Code. 相似文献
542.
543.
一起非地震前兆的水质测项突跳异常 总被引:1,自引:1,他引:0
针对郑州市地震局测井水质测项的大幅度突跳异常变化的分析,主要通过观测井连续抽水对水质观测的影响试验,研究抽水时间的长短对水质观测影响的定量关系。分析认为,抽水时间的长短对水质观测的各测项的影响很大,且符合y=ae^b/x函数关系,尤其在抽水持续2~3小时内,水质观测各测项测值变化梯度最大,之后在影响后的高(低)值附近小幅度起伏。因此,该测井水质测项大幅度突跳变化是由于连续抽水影响所致,不属于地震前兆事件。 相似文献
544.
浅谈挤密碎石桩的施工方法 总被引:1,自引:0,他引:1
挤密碎石桩施工法是一种振动成桩法,即先用桩管振动成孔,然后填入足够数量的碎石,最后振动密实成桩体。通过振动、挤密的成桩过程,将原地基土振动夯实,桩体与桩间土形成复合地基,达到既处理可液化地基又增强地基的效果。介绍了挤密碎石柱的施工方法和质量检测方法。 相似文献
545.
546.
随着遥感技术的发展和卫星影像分辨率的不断提高,高分辨率卫星影像广泛应用于各个行业。本文介绍了对卫星影像进行DOM(数字正射影像)制作、河涌排放口定位、污水等级监督分类及变化监测等在城市污水行业中的应用。 相似文献
547.
Spatial co‐location pattern mining aims to discover a collection of Boolean spatial features, which are frequently located in close geographic proximity to each other. Existing methods for identifying spatial co‐location patterns usually require users to specify two thresholds, i.e. the prevalence threshold for measuring the prevalence of candidate co‐location patterns and distance threshold to search the spatial co‐location patterns. However, these two thresholds are difficult to determine in practice, and improper thresholds may lead to the misidentification of useful patterns and the incorrect reporting of meaningless patterns. The multi‐scale approach proposed in this study overcomes this limitation. Initially, the prevalence of candidate co‐location patterns is measured statistically by using a significance test, and a non‐parametric model is developed to construct the null distribution of features with the consideration of spatial auto‐correlation. Next, the spatial co‐location patterns are explored at multi‐scales instead of single scale (or distance threshold) discovery. The validity of the co‐location patterns is evaluated based on the concept of lifetime. Experiments on both synthetic and ecological datasets show that spatial co‐location patterns are discovered correctly and completely by using the proposed method; on the other hand, the subjectivity in discovery of spatial co‐location patterns is reduced significantly. 相似文献
548.
利用全国175个测站1960—1999年间的日平均气温资料,分别选取1960—1989年(气候态A)、1970—1999年(气候态B)作为气候背景,采用蒙特卡洛显著性检验法检验了这两个气候态背景下我国冬夏两季季节平均气温的差异显著性。并在此基础上利用气候百分位法分别分析了在这两个气候态背景下2000—2010年间我国冬夏两季的极端气温特征。分析结果表明,相对于夏季,冬季气候态A、B背景下季节平均气温的差异更为显著。冬夏两季,我国大部分地区极端低温事件的发生频率相对较低,而极端高温事件的发生频率相对较高。由于气候态B包含了全球变暖特征最为显著的20a,故在气候态B背景下,冬夏两季极端低(高)温事件的发生频率要高(低)于气候态A,这与全球变暖的趋势相吻合。 相似文献
549.
基于1960-2012年日平均气温和日降水量数据,利用小波分析和Mann-Kendall突变分析方法,分析了西藏林芝气温和降水的变化特征。结果表明:林芝年平均气温增长速率0.028℃·a-1;年平均气温受3~4 a尺度波动的影响,无明显主周期;年平均气温序列有3个突变点,分别是1972-1973年、1975-1976年和1977-1978年。年降水量增长率1.218 mm·a-1;年降水量受4 a、10 a和20 a尺度波动的影响;有两个主周期,分别为2 a、19 a;年降水量序列有4个突变点,分别为1960-1961年、1965-1966年、1977-1978年、1982-1983年。 相似文献
550.
不同带宽的防风固沙林流场结构及防风效能风洞实验 总被引:3,自引:1,他引:2
林带宽度是防风固沙林建植时要考虑的基本参数,研究不同带宽林带的防护效果对防风固沙林配置及构建具有重要的指导意义。通过风洞模拟实验,在7、10、15 m·s-1风速条件下,对单行一带(Ⅰ型)、三行一带(Ⅱ型)、六行一带(Ⅲ型)和九行一带(Ⅳ型)共4种带宽的林带的迎风面、带中和背风面的风速进行了测定,分析了4种林带的风速流场、风速加速率和防风效果。结果表明:(1)4种林带流场结构和垂直风速变化规律相似,沿来风向均形成了林带上方和迎风面林缘附近的小范围高风速区及其后的风影区相互组合的流场结构;依据风速垂直变化规律划分为上部变化层(高度30~60 cm,受林带的影响最小)、中间变化层(高度5~20 cm,风速受林冠遮蔽作用,影响最大,且为风影区形成层)和近床面变化层(高度1~3 cm)。(2)4种林带在垂直纵剖面上的平均风速加速率随林带宽度的增大而减小,即Ⅰ型(0.90) > Ⅱ型(0.87) > Ⅲ型(0.79) > Ⅳ型(0.78)。(3)4种林带的防风效果为Ⅰ型和Ⅱ型林带相同,Ⅲ型和Ⅳ型林带相同,后2种林带的防风效果优于前2种林带,且4种林带的防风效能均随着风速的增大而减小。 相似文献