aoplge
范文一：计轴器的介绍
轨道计轴器简介
轨道计轴器用以检测列车通过铁路上某一点（计轴点）的车轴数,以检查两个计轴点之间或轨道区段内的空间情况,或判定列车通过计轴点的时间，自动校正列车行驶里程等的设备。
19世纪60年代，德国曾探索用计轴方式检测列车占用轨道区段的技术，但直到20世纪50年代中期，轨道计轴器才在联邦德国正式使用。此后，法国、匈牙利、南斯拉夫等国相继使用计轴器。
编辑本段轨道计轴器的组成
计轴器由传感器、计数比较器等部分组成。当车辆轴数的信息需要远距离传输时，计轴器还需采用传输设备。
传感器 是计轴器的基础设备，其作用是将机车、车辆通过的车轴数转换成电脉冲信号。早期使用的传感器一般是机械式，目前一般采用电磁式。电磁式传感器由磁头、发送器、接收器三部分组成。磁头有一个发送线圈和一个接收线圈分别装在钢轨的两侧。发送器向磁头的发送线圈馈送较高频率的电流，使其周围产生交变磁场，并通过空气、钢轨、扣件等不同介质环链到磁头的接收线圈,感应出一交流电压。车轴通过磁头时,车轮的屏蔽作用和轮缘的扩散作用，使环链到磁头的接收线圈的磁通量发生变化，并使感应电压显著降低。接收器将这个变化的感应电压转换成车轴电脉冲信号。
计数比较器 主要由计数器、鉴别器、比较器组成。它将进出两个计轴点之间的车轴电脉冲信号进行计数和比较，以判断区间（或轨道区段）是否空闲。
传输设备 主要由电信号发送器和电信号接收器组成。多采用频率数码传输方式。
编辑本段轨道计轴器的应用
计轴器可应用于半自动闭塞和自动闭塞区段，也可用于铁路道口的防护、驼峰编组场的高轴阻检查、测速、判定钩车数等，还可在行车指挥自动化、列车运行自动化方面作为校正里程的依据。
范文二：ZP30CA计轴器的原理及应用
王志民3 宋 坚3 3 秦 林3 3
摘要 介绍了 ZP 30CA 计轴器的工作原理、 应用状况及部分改进措施。 关键词 计轴器 原理 应用 措施
A bstra c t: T h e p r in c ip le, app lica t io n an d a few o f im p ro ve m ea su re o f ZP 30CA ax le co u n te r a re in t ro du ced in th is p ap e r.
Key word s: A x le co u n te r, P r in c ip le, A pp lica t io n , M ea su re ZP 30CA 计轴器, 是德国阿尔卡特 SEL 公
司与北京全路通信信号研究设计院联合设计并 制造, 专用于铁路站间闭塞系统的设备。该设备 在济南局蓝烟线上安装并已投入运用。
ZP 30CA 计轴器在被检查的区间两端各设
1个计轴点, 2,
电半自动闭塞设备及结合电路组成。下面简要 。
1 1磁头它 (SK
1 2 两组, 每组又分为发送磁头 (R X ) 2部分。安装时, T X 在
从而确定区间是否空闲,
。, 、电子盒 (EA K 30CA )、电源 盒 (D Y 30CA )、检测盒 (JJ )、滤波器、64D 继
济南铁路局电务处, 250001 山东济南 3 工程师 3 3 高级工程师
钢轨外侧, R X 在内侧。T X 和 R X 内各有一组 线圈。工作时, T X 的发送频率为30 kH z, 电压 这时, 为20V , 其产生的磁力线如图1所示。
在 R X 中将产生同样频率的感应电压。 当轨面有车通过时, 轮缘改变了磁力线方
向, T X 产生的磁力线如图2所示, 这样在 R
X
广播内容。当接收到来自 IITN 的车次变更信 息后, 自动更新广播内容。
当综合信息网发生故障时, 由人工输入列 车实时信息, 进行广播。 415 旅客向导系统
系统由控制微机、 操作微机、 打印机和显 示屏组成, 控制微机设在客运总值班室, 接入
显示屏以 L ED 作为显示单元, 设在进站 IITN 。
厅、 候车厅、 地道、 站台、 出站口等处, 发布 列车信息。
416 计时系统
机单元, 主机可以利用石英振荡产生的高精度 时标驱动脉冲信号, 令子钟正拨、倒拨和启动; 子钟接收母钟驱动信号, 显示时间。
417 客运及行包无线通信系统 本系统组网按400M H z 频率选择呼叫频分
子网的基本结构, 另设固定电台和有线无线转
接器, 与有线电话联网。 418 微机售票管理系统
采用独立星型局域网, 由后台控制微机、窗 口售票机、 代用票、 区段票制票机和中转 (公 免) 签证、 退票微机等设备组成, 后台微机设 在售票微机室。所有微机通过 HU B 接入 IITN , 通过 M OD EM 与市话?地区网联接。系统功能 设计采用模块化结构, 如查询模块, 数据管
(收稿日期: 1998年4模块等。
月)
本系统包括遥控校时挂钟、普通石英钟2
部
分, 设在售票口、候车室、站台等处。遥控校时 挂钟由自动调整单元、 主机单元、 不间断电源 和子钟组成。自动调整单元发出的指令送到主
ZP 30CA 计轴器的原理及应用—— 王志民 宋 坚 秦 林
9
安全系统。2个 ZPR 各自独立。当它们状态一致 时, 可对外发送指令; 状态不一致, 则停止工 作, 并故障报警, 使Q GJ 落下。当 ZPR 1 和 ZPR 2 内部继电器同时吸起, EA K 的9、10端子可输出
电压到室内, 使 Q GJ 吸起, 证明区间空闲; 当 复零状态。在证明区间轴差为零后, EA K 内部 继电器方可吸起。
图1 工作时, 磁头产生的磁力线示意图
113 检测盒 (JJ )
EA K 的监测是通过计轴检测盒 (JJ ) 来完
成的。JJ 上设有区间占用、 、 邻站故 障、本站复零、6个表示 灯, 监测系统配, , 通过 R S JJ 相连, 从计算机上读出系统工作状态 和所在区间轴数, 且均为汉字显示。 114 电源盒
电源盒由既有电源屏的备用电源220V 供 电, 输出90V 直流电源, 供给室外 EA K 工作, 成 Q GJ 励磁电路。由防雷变压器 (FB ) 输出一 路24V 电源供电源盒工作, 另一路9V 电源供
计轴检测盒工作。电源盒内设有免维护电池, 在 停电时可持续供电015 h 以上, 保证电力线停电 维修时, 计轴设备不停用。
115 计轴设备与64D 结合电路 计轴设备与
64D 继电 半 自 动 闭 塞 结 合 电
图2 轨面有车时, 磁力线改变方向
R X 产 生 的 感 应 电 压 送 入 接 口 板 ( SEA
板) , 经整流后送入计算机板 (ZPR 板)。无车 时, ZPR 板电压为正; 有车时, 电压为负。这样 每当有轴通过时, 可接收到轮脉冲。因为每个测 试点有2组磁头, 所以当有轴通过时, 2组 SEA 板均送出轮脉冲。当2个轮脉冲重叠, 就计为1个 轴, 轴数根据计轴方向存入加减计数器中。如先 从磁头1送出轮脉冲, 计数器加1; 先从磁头2送
路, 包括修改原64D 电路, 增加区间轨道继电器
(Q GJ )(、计轴使用继电器 (J SYJ )、计轴停用继 电器 J T ZJ ) 和列车到达继电器 (L DD J ) 等。
出, 则计数器减1。对小于4m s 的脉冲不予
数, 计
以提高抗干扰性能。 112 电子盒 (EA K )
1. EA K 由6块板组成: 2个 板, 2个 SEA ZPR 板, 1个M OD 板和1个电源板。板与 SEA 磁 头 接 收 板 读 入 轮 脉 冲 监 视 信 号, 并 通 过 M OD 板与同一区间另一端的 EA K 通信, 接收
这些电路实现区间检查、 列车到达接车站后自
动复原的功能。
2 计轴器的应用及改进
通过在蓝烟线运用 ZP 30CA 计轴器, 我们 发现了一些问题, 并进行了部分改进, 现简要 介绍如下。
211 计轴电源盒及其电路的改进 21111 存在问题
原电路由电源盒提供2 路90V 直流电源,
铁道通信信号 1998年第34卷第10状态信息并发送信息。电源板将室内送来的电 源变为2路24V , 供2个 ZPR 板使用。
2. EA K 为双重叠加系统, 同时也是故障2 10
一路供计轴电子盒 EA K 工作, 另一路通过检 查 EA K 复零条件后供给 Q GJ 励磁电路。实际 上电源盒内部仅1套整流稳压电路, 采用这种
2路供电方式实属多余, 既浪费了电缆, 又增加
J T ZA 后, 通过 J SYJ 的前接点切断计轴电源; 13 s 后靠 J FL J 前接点重新接通电源, 恢复供
电, 从而达到复零的目的。
在拉出 J T ZA 时, 由于 J FL J 缓放, 保证其 在 J SYJ 前接点接通前不会落下, 从而使计轴 电 源 可 靠 供 给。由 于 J F ZJ 改 用 JW XC 2H 340, 故 相 应 表 示 电 路 直 接 用 J SYJ 前 接 点 接 通
J SYD , 后接点接通 J T ZD , 取消 J T ZJ 第8组
了1条雷电侵入设备的通道。
21112 改进措施
1. 取消7、8端子, 在室外 XB 1箱中将端
子 1和7、 将原2和8短路接通。 2. 75 8 可调电阻改为115 k 8
固 前
需要说明的是, 计轴停用按钮 J T ZA 必须 增设计数器管理, , 拉 出 J T ZA , 会影响办理64, 出 21120W 定电阻串接在端子9这样基本可满足 Q GJ
上, (J PXC 21000) 励磁电压 16～ 18V 的要求, 也可
消除可调电阻接触不良造成的隐患。
3. 在1、 2两端及9、 10两端各增设 UW L
2 (蓝烟线地处山区, 雷害较严重) , 这 5防雷单元
样既可预防雷电侵袭, 又能靠UW L 25的匹配电 阻预防 Q GJ 射 干扰。
4. , 64D 半自动脉冲信号严重干 扰 EA K 正常工作, 原因在于滤波器中未设对 外线间的滤波电容, 主要干扰是闭塞直流脉冲 中包含一些高频谐波。
21312 改进措施 适当加大闭塞电路电容的容
电阻, , 使之降至
5A
以 下, 电 屏 10A 熔 断 器 的 分 级 保护。
212 EA K 复零方式的改进 21211 存在问题
量, 并调整通 带加以试验。资料表明应采用4 000～ 10 000 ΛF 电容最好 (因各站该电容不统一, 目前一般采 用470 ΛF )。
经过上述改进后, 虽然在检测盒上仍有故 障显示 (检测盒灵活度很高) , 但不会影响 EA K 正常工作。
(收稿日期: 1998年8月)
目前的复零方式是, 故障区间的两端车站 在确认区间无车占用时, 同时关闭计轴电源盒 对应电源开关, 使各自 EA K 系统复零。此种方 式极不适应蓝烟线许多无电务值班人员的小 站, 既影响了计轴设备使用的效率, 也加大了 电务人员的工作量和时间紧迫感。 21212 解决方法
取消用通断电源的复零方式, 通过车站值 班员按下计轴停用按钮, 计轴停用继电器 J T ZJ 吸起 (将 JW XC 21700改为 JW XC 2H 340) , 每区 间各增加1个 J T ZJ 的复示继电即计轴复零 器, 继电器 J FL J (采用 J SBXC 2850) , 使 J FL J 具有
13 s缓吸和缓放功能。
处理铁路用户拨叫市话用户后
听不到信号音故障的方法
宝鸡铁路地区“4”字头电话用户作为主叫, 拨叫 市话用户后, 出现听不到任何信号音的故障。“4”字头 用户使用的是纵横制交换机, 市话用户用的是程控交 换机。 通过安装在纵横交换机接口设备上的微机进行
监
测, 并逐级查找, 最终找出故障的原因是, 被占用的市 话中断线接口板故障。更换该板后, 故障消失。
(宝鸡电务段 吴 巍)
将计轴使用继电器 J SYJ 前接点和计轴复 零继电器 J FL J 前接点的并联电路, 串接在给 当按下计轴停用按EA K 供电的1、 2端子侧。钮
11
范文三：皮尔逊Ⅲ型分布的绘点位置
皮尔逊?型分布的绘点位置
译文
峰岛窜
《水资源研究》第27卷第2期(总第99期)2006年6月 皮尔逊?型分布的绘点位置
季学武丁晶2沈学汶J.D.萨拉斯
(1.长江水利委员会水文局,湖北武汉430010;2.四川大学水电学院,四川成都610065;3.美国科罗拉多州大学)
摘要:采用MonteCarlo法模拟生成大量样本,建立总体概率分布皮尔逊?型偏态系数e为0一一2的点绘位置
公式.此式适用于对称和非对称的总体分布,并提供无偏和有效的分位数统计量(译注:即水文设计值).为建
立谈公式必须确定公式中的系数b,其值主要依赖于C和按大小排列的样本元素的序位.
关键词:皮尔逊?型;偏态函数;绘点位置
l概述
水文频率分析的主要目的是预测相应于指定频率(译注:即 水工程设计标准)的水文事件的大小和指定概率水平的置信区 间.从统计学角度而言,水文频率分析是根据实测的样本推求 最优的分位数(译注:即设计值,下同).正如Wila等人(1962)指 出:"若样本足够大,样本的次序统计量与理论分布的相应的分 位数点绘在一起,会导致这些点据聚集成一组近似的线性相关 点群,亦即一条坡度为1的通过坐标原点的直线附近."若样本 长度适宜,则次序统计量的数学期望值依赖于上述线性关系相 应的分位数(Hatter,1971).利用这种线性关系,由样本次序统 计量可以估计总体的分位数或总体的近似的最优分位数.换言
之,通过大量样本,可以建立样本序位与其次序统计量均值的相 应频率关系.为此,建立点绘位置公式的方法多种多样,并且长 期以来一直在讨论这些方法和公式.
根据需要推求的水文统计量的估值的最优准则,即该值的 无偏性和有效性,本文首先重点论述采用资料模拟生成技术(即 MonteCarlo法)建立皮尔逊?型分布点绘位置公式;第2部分根 据次序统计量理论,介绍和评述公式的分类;第3部分论述皮尔 逊?型公式的基本形式;第4部分阐述模拟生成法推求公式的 成果;第5部分经合理近似和适当简化,推荐了适用的皮尔逊? 型点绘公式;最后,对现有包括本文推荐公式在内的几种点绘公 式进行分析和评价,同时进一步阐明公式的适用性及其无偏性, 有效性的论点.
2公式分类
多数点绘位置公式均由次序统计量理论导出.假定随机样 本(i=1,2,…,n)是随机变量的几个独立观测值,的概
率密度函数(PDF)为f(),累积分布函数(CDF)为F().将样 本观测值由大到小依次排列,即.?2?…??…?, 第m个次序统计量的概率密度函数和分布函数分别为g()和 G(),则有:
g()=m()-厂()[1一F()][F()]…(1)
G()=m()l[1一F()][F()])dx(2)
?
若Y=1一F(),(2)式叮写成:
G()=m()IY一(1一Y)dy(3)
J
,
用h(Y)表示Y的概率密度函数(PDF),则:
h(,)=g()/I/dxI=m(:)yZ(1一),或
h(Y)=[Y,(1一)],[曰(m,/'/一m+1)](4)
其中m=1,2,…,n,0?Y?l.口代表含m和(n—m+1) 两个参数的Beta函数.
绘点位置公式用以衡量和表示F()或的分布中心的 位置.一般而言,有两种途径建立绘点公式:第一类是由的频 率次序统计量F()的分布,亦即公式(4)建立,实质上此式与 F()的分布无关;第二类是由的概率分布,亦即公式(1)或 (2)建立,此二式与的分布有关.
现将一些熟知的公式分组列于表1,其中第(7)栏公式 中的b值在本文第五部分将进行讨论.如表第(2),(4)和(5)栏 所示,I组是属于第一类方法,?组属于第二类方法,但?组是 属于经验性的.表中第(6)栏是参考第(3)栏的文献推导出来 的,推导过程详见本文附录.
第二类公式,即的第m个次序统计量的期望值E()点 绘位置公式与的概率分布函数F()或概率密度函数)和 g()有关.因此,对复杂的P—UI型分布,必须采用相当繁杂 的数值分析途径建立点绘位置公式.
收稿日期:2【x】5—10—26
作者简介:季学武,男,长江水利委员会水文局,教授级高级工程师. ?
38?
表1点绘公式
注:据Kimball,1960;Chow,1964;Cunnane,1978有关资料. 3P一?型点绘位置公式概述
3.1基本公式
P一?分布的概率密度函数通式为:
/n,f(—0)e-a(~-x0若0??o.,(
.,,p):{丽有粕?..
0若<‰
(5)
分布函数为:
F(;0,d,p)=I_厂(;0,,p)dx(6) 其中,>o,0(一..<粕<?)是位置参数;,p(>0,卢>
0)分别为尺度和形状参数.
口=4/C(7)
口=2/(1zC,C)(8)
.=(1—2/C,)(9)
这里,C和C,分别为随机变量的数学期望值,变差系 数和偏态系数.
为便于运算,式(5)经线性转换得:
=(一0)(10)
经.=0,口=1标准化转换的P一?概率密度函数为: ,(;0,l,p)=,e,,=>0(11) 分布函数为:
几;0.1'p)=』edz(12)
将式(11),(12)代入式(1),得:
)=)南e1一南!Z-~e-'dz'x [J'e…(J3)
序号为m的次序统计量的数学期望值町写成: ()=Izg()dz(14)
由式(13),(14)得:
阢m)-)南一南f.ZJe-'dzrx [!Z-'e-'dz]…(15)
此式是由Kams(1963)推导出的.
3.2正态分布,指数分布的解析解
当一o.(G=0),则式(11),(12)变量z为正态分布. Blom(1958)根据Godwin(1949)的E()数值表得到正态分布的
点绘位置公式.
当口=1(C=2),则为指数分布,其概率密度函数为:
_厂(;0,1,1):e,=>0(16) 分布函数为:
}
F(=;0,1,1)=Ie,dz=1,e(17)
将式(16),(17)代入式(13)得:
g()=mC)(e)(1一e)(18)
则的期望值为:
()=mC)I2:e一(1一e)…dz(19)
也可表示为:
()=?1/(n十1一)(20)
上式是由Sukhame(1938)推导出的.E()的频率值,亦即指 数分布的点绘位置可表示为:
=
1一F[E(zm)3=expE一?1/(n十1一i)3(21) 3.3P一?分布次序统计量期望值通解
一
般而言,式(15)难以积分求解(即解析解).Kams(1963)
将其转换成:
()=南(J[I1(,z)/I1()×
[1一I,(卢,=)/I,(卢)e出(22)
其中,I,(口,=)是不完全gamma(伽玛)函数,由r(p,=)= ;
le-*dt所定义.l
O
?
39?
Harter(1970)用数值积分方法由式(22)计算了m=1,2,
…
,n;n=1,2,…,40;和口=0.5,1.0,…,4.0时E().由于计 算工作繁重,难以算出更多的结果.这可能是P一11型分布 E()]公式未能应用的原由.本文建立的P一11型分布 E()]的经验公式,与Hazen(1914),Weibull(1939)(译注:即 现在我国使用的"期望值"公式一实为频率期望值公式)和 Chegodayev(1955)或Beard(1943)公式(译注:即中值公式)进行 了分析比较.
这里应提到相应于P一11型样本第m个次序统计量的众 值的期望值()的点绘位置公式可由式(13)对:微分导出 即:de()/出=0.
陈天颖(1958)以此构建了e=0.1,1.0和2.0,n=10,20, …
,70的()]的诺模图.
4随机模拟推求F[E()]的方法
4.1伪随机数和子样
首先用Whittaker(1973)的方法生成均匀伪随机数,再转而 生成P一11分布的随机数.其生成k个子样,每个子样的长度 为n,其P一11型总体分布参数见表2.
衰2P一?型总体和生成样本的分布参数
注:总体表中生成样本的特征参数是^个生成子样的均值.每个子样 的特征参数用下列各式计算.
一
)/(,l—1)],=1,2,…,k
=n
a
吾X._1))(n-2),'2,…,
4.2的期望值及其频率和精度
.
为生成的P一11分布样本元素,其中为子样组数.i为 子样(系列)的长度,=1,2,…,k;i=1,2,…,,l.若将每一组 样本的每一子样(系列)元素按数值由大到小依次排列,则有: ?
4O-
互
.
1'互^.2'一,^.m'..,^."
其中序数m=1,2,…,n.
序数m的次序统计量的均值为:
.
;:{?,:12m",n(23)mi厶.m,,,…,L
F(,)和F(x)由Salas和Smith(1981)据式(6)用数值积 分程序推求,次序统计量频率的均值为: ()=专?[F(.)],m=1,2,…,n(2.4)
()和F(x)分别列于表3和表4.
表3次序统计量的平均频率《)%
注;*为;m/(n+1)(Weibull公式).
理论上讲,当k增大时,E()一;趋近于正态分布,即 N(O,()/k),其中()为的标准差,亦即:
泼,=为标准化变量,
Ekl/2/()
P{IE()一;}<,}=I(2)一{exp(一t2/2)}dt l)
(25)
式中,是给定的正数,P是{lE()一;I<,}的概率.当置信 水平为0.955,则,=2o设允许相对误差为e1%,即elE() ?el%,则:
k?(200/e.)()(26)
其中,e()=()/E().
本文为0.024—0.103,k=30000,20000和10000,;的 误差el%?0.12%,0.14%和0.20%;[F()]为0.600 1.150,k=30000,20000和10000,F()的误差el%?1.0%, 1.5%和2.1%.因此,;和()的精度是可接受的,即: E()=(27)
和F()]=()(28)
这就是说,第m个次序统计量的均值;及其频率的均值 ()可分别当作次序统计量和频率的期望值.为便于比较,表 5列出用随机生成法求得的标准化变量z的次序统计量及其频 1,,l?
?…
==
一
裹4次序统计量均值的频率F(x)%
注:*为nazteF(1970)数值积分计算值.
裹5E(),F[E()]的积分法.生成法成果比较
(n=30,G=1.265)
注:*为积分法成果见Hater(1970). 率的均值分别为;和,(;);列出Hatter(1970)用数值积分法 求得的相应值(译注:可视为真值,即()和,[E()];同时 列出二者之间的相对误差e.此处n=30,G=1.265.从表列 5看出,随机生成法的误差很小,用其推求点绘位置公式的可靠 性大.
4.3的均方根差
可用标准差比较分析各点绘位置公式的有效性.已知m 和n,可由不同的点绘位置公式(这里以Hazen,Chegodayev和 Weibull公式为例)(译注:在我国分别俗称为海森公式,中值公
式和期望值公式).得到与公式相应的值.生成后为30000 (即三万个系列)资料.对每个系列m和n确定后,则可由生成 资料和点绘公式分别得到及其标准差,即下列各式: .
?=F[(m一0.5)/n],m=1,2,10(29) ,
c=F一[(m一0.30)/(n+0.40)],m=1,2,10(30)
.
=
F[,n,(n+1)],m=1,2,10(31) 式中.;和.分别为来自同一概率分布总体,采用不同 点绘位置公式求得的序位为m的次序统计量.相应三公式的 的均方根差分别为:
k
口(,?)=[:(xj,一,?),],m=1,2,10(32) 一
)./k],m=1,2,10(33)
一
.)/k],m=1,2,10(34)
的标准差可用下式计算:
k
口()=[?(.一互)/kl,m=1,2,10(35)J=l (35)式即为本文所推荐的点绘位置公式的均方根差,详见 本文第5部分.
上述各点绘位置公式相应次序统计量的均方根差见表6. 表中总体分布为P—m型,均值为52000. 4.4的超过机率
对一定的m,n和k,可由模拟生成资料计算出,由各点 绘位置公式由总体分别计算出相应的.据此可算出所有生成
的子样xj.(k=1,2,…,k)超过.
?;.c;,和的次数及
频率,即按下列各式计算:
G(.)=N1(xi.>.H)/k,=1,2,.?.,k;m=1,2,10
(36)
G,(Xm,c)=Nl(.>.c)/k, G,(.)=Nl(xi.>. ),,
G,(互)=Nl(xi.
>)/k,
J=1,2,..
J=1,2,.'
J=1,2,''
计算结果见表7.
5P一?型点绘位置公式建立
5.1一般形式
所有点绘位置公式实际上是表示第m个次序统计量与 其频率Pm的关系.Blom(1958)从理论上证明了点绘位置公式
可用下列通式表示:
P=(m—b),(n—n—b+1),…n,b<1(40) ?
41?
mm
?川?川
=ll
C
mm
盯盯
mmm
,
3,3,32(2(2(
,,,
111
===
mmm
?,???,
后后后
,,,
??
?
式中是第m个次序统计量的频率,a和b是与总体分布和样 本容量n有关的系数.当n很大时,a,b的变化很小,Pm和m几 乎为线性关系;当n较小时,大量样本中第m个次序统计量 的均值的频率尸m与序位m近似地呈线性关系.由表4生成资料 成果,表明不同的n和C,与m为线性关系.如图1所示,次序 统计量均值的频率,当cf=0.84,n=30,50和100时,与m 为与n有关的线性关系.
圈1Pm与m,n的关系(e=0.84)
S.2P修正
Blom(1958)还证明了若总体分布是对称的,式(40)a=b, 则:
=(m—b)/(n一2b+1)(41)
上式已作为点绘公式的基本形式适用于任何总体分布,表 1所列多数公式也是据此而来.但a并非一定等于b,如果总体 分布是对称的,则式(40)中a=b,则有:
+…+l=1(42)
若总体分布是非对称的,则a?b,上式可作如下修正: Jp,=尸m/(+…)(43)
P…=…/(+…1)(44)
据ky,j关系式,修正后的P可满足式(41).由于a:b的 假定而引起的的相对误差,可由式(43)和(44)估计: E=(P一)IP.={11(+一+1)}一1(45)
其结果见表8.
…+.的相对误差同样可由式(43)(45)求得.由表8所 示,若e增加,误差增加;若n增大,误差减小.当G?2.0,n? 30,最大误差小于2%.因此,式(43)和(44)修正式是合适的. 5.3b的估计量
建立点绘位置公式的关键是确定b值,由式(41)得: b=(n+1)JP,一,H/(2JP,一1)(46)
或
b=(n+1)JP,…+l一(n—m+1)1(2P…+l一1)(47) 表9列出了不同G,n和m时,由式(46)和(47)计算的b. 如式(46)和(47)所示,b值以m为对称.
如表9所示,b值具有下列特征:
(1)当0?C?2,b值在正态(C=0)和指数分布(c|= 2)的相应b值之间.数值积分计算的正态和指数分布的b值,是 用生成法计算的b值的上,下限;当m:1/2=n或趋近于 0.5时,b值变化稍大.
(2)b值随m,n和总体分布的偏态系数C而变,当n增大, 表6次序统计量均方根误差
表7.?..c..和的超过频率%
3039.1
39.6
5040.5
39.3
10040.0
39.3
48.6
5O.3 49.9 50.3 50.7 50.3 59.9 62.6 63.3 63.2 63.4 63.2 44.344.349.956.744.848.650.652.248.3
44.244.749.952.348.0
44.844.950.658.745.748.350.854.149.0
0
)
I
+
m
—
m
(
r?-, 1J
m
)
y
—
l
(
一
r?-
.
:
)
y
(
^
中
真
)
y
(
^
^ErJ0 ll
G
值
论
理.
为2
*
4
注.
寰8P的相对误差%
3O0.o00.3790.3960.3980.3970.3950.3900.388
0.420.4040.4160.4230.4270.4290.4200.464
0.630.4080.4390.4370.4230.4240.4170.532.
0.840.4090.4220.4380.432O.伽0.3740.290
1.200.4210.4470.4730.4650.4580.4060.4l3
1.2650.4240.4550.4510.4500.45l0.4670.354
1.2650.4260.4580.4660.4710.4730.4780.480
1.600.4220.4680.48l0.4990.492O+5O50.488
2.o0,0.4370.4720.4820.4870.4890.4940.494
500.O00.3840.4030.4050.4050.4030+3970.3930.39l0.390
0.420.4080.4300.4300.4220.42l0.4080.3900.4710.471
0.630.4150.4270.4380.4220.4230.3980.3930.3580.597
0.840.4130.4500.4460.4450.4360.4040.4290.4290.429
1.200.42l0.4460.4520.4600.4360.4020.3340.4330.443
1.600.4290.4650.4820.4870.5040.4640.4980.443O.623
2.o00.4380.4730.4830.4盯0.4900.4950.4960.4960.497
1000.O0"0.3910.4120.4150.4150+4140.4070.4020.3990.3960.3940.3930.3920.3910.39l
0.420.4140.4560.4480.4240.3960.4330.3960.3580.3850.4250.3860.5190.4560.49l 0.630.4140.4500.4400.4200.4330.3960.41l0.3970.3900.4210.4550.5050.50l0.569 0.840.4210.4560.4590.4620.4640.4230.3780.3810.3150.33o0.3050.3350.4300.257 1.200.4220.4480.4610.4550.4590.4890.4770.46l0.4780.4700.4630.5190.4750.303 1.600.4330.4770.4840.5ll0.5050.5l80.5190.5070.5240.5l50.5820.7260.6570.7D8 2.O0"0.4380.4730.4830.4880.4900.4950.4980.4980.4980.4980.4980.4980.4980.498 注:*1为据Hater(1961);*2为由式(21)计算;*3为据Hater(197o)计算.
G一定时,6几乎为常数;当G增加,n一定时,b值缓增;当G
和n一定时.m=1,6值最小,m相对小时,b值有所增加;若m
再增加时,6值变化不大.
5.4b的推荐值
据以上6的特征,为便于应用.经综合概化本文推荐的b值
为表1O.需要指出的是当m大于2时,从式(41)可知,b值变化
的影响逐渐减小,因此在现有实测系列条件下,n对b值的影响
相当小.
将b代人公式(41),即得点绘位置公式.需说明,本文限于 计算工作量.对G>2.0或卢<4.0未予计算. 6分析和讨论
6.1MonteCarlo法的可靠性
由本文第4和第5部分,此法的结果是合理的,可靠的. (1)由表2显示生成结果与总体特征值的抽样理论是吻合 的,参数是合理的.
(2)生成资料计算的频率的期望值F()]和用式尸m =m/(n+1)计算的理论值很接近,见表3.
寰10b的推荐值
,'
m
,'
m
"
123"123
3oO.OO.380.400.405O2.O0.440.470.5O
1.O0.420.430.45lo00.O0.390.400.40
2.O0.440.470.5o1.O0.420.450.45
50O.OO.380.400.402.O0.440.470.5O
1.00.420.440.45
(3)当n:30,G:1.265时.生成资料计算的样本次序统 计量期望值E()及其频率E()]与数值积分值基本一 致,见表5.
(4)当m=1时.生成资料计算的,和的超过
频率G,(川),G,(..c)和G()与由式:
_Ym
G,=1/日(,n,n一,n+1)I(1一)…
七
计算的理论值很接近,见表7.
(5)生成资料算的0<Gj<2时b值.与正态和指数分布 ?
4?
C:0和c:2的理论b值比较,结果合理.见表9.
因此,MonteCarlo法用于建立点绘位置公式是合适的. 6.2几种常用点绘位置公式比较
点绘位置公式是否合理,应该由理论分布的分位数估计值 (即设计值)的无偏性和有效性决定.
6.2.1无偏性
表3至表5的结果表明,对P—m分布,F[E()]的估计量 是无偏的.而其他三个公式的相应值是有偏的.可以认为,本文 推荐的P—m型分布F[E(‰)]公式计算的分位数是无偏的. 应该指出,Weibull公式只适用于总体为均匀分布时才能计算出 无偏设计值.
6.2.2有效性
表5显示从公式计算的次序统计量的均方根差比较,推荐 的公式优于其他三式.当m较小时,Hazen公式优于其余二式. 但当m越大时,这些公式计算值有效性差别越小.正如式(35) 所示,()的计算值依赖于,实际上互由点绘公式计算而 得.因b值的变化为0.30.5,这时,平方根差最小.又如表6所 示,本文推荐的公式b值为0.30.5,故这些公式中其误差最 小.即此公式有效性最佳.
6.2.3的超过机率
表7中Weibull公式计算值超的机率(即大于设计标准) 最多;Hazen公式计算值小于的机率最少;Chegodayev公式较 好;本文推荐的公式介于后二者之间.
综合次序统计量(设计值)的无偏,有效和超过机率等因 素,本文推荐的P—m点绘位置公式较其他3个公式好,可计算 符合指定频率(即设计标准)的最优分位数(即设计值). 6.3平均次序统计量和平均频率
论述样本点绘位置的两类方法:第一类是将实测样本的次 序统计量当作大量样本同一次序的统计量的均值,亦即将点绘 在机率格纸上的频率曲线纵标当作均值;第二类方法是将实测 样本的次序统计量的频率当作大量样本同一次序统计量的频率 的均值,亦即将横标当作均值.本文推荐的公式对应于前者, weibull公式相应于后者.设计中要求的是纵标(设计值)达到设 计标准,因此应使第一类方法的公式.
6.4推荐公式的应用
应用本公式的关键是如何确定与总体分布的e有关的b 值.为此必须先估算总体分布的c.计算c初值有两种方法:? 通过分析实测样本初估;?利用地区或流域综合的c作为初 值[包括Walls等人(1974)的方法].事实上e值少许变化对b值 影响并不显着.
当具有可靠的历史洪水(超过实测值)资料时,可参照使用 U.S.W.R.C(1977)推荐的方法.当n大于100时,表10中n: 100的b值仍可应用.
6.5参数(,C,C)的最优估计量
至此尚存在总体参数估计量是否最优的问题,即当采用推 荐的P—m型点绘位置公式适线,能否使纵标的方差之和最小. Blom(1958)分析了两参数的几种概率分布模型,包括正态分布 和指数分布,得出结论:用E()点绘位置公式可求得总体参 数的近似最优估计,而Weibull公式则不然.KimbM1(1960)由生 成的正态分布和指数分布资料也得出相同的结论.因而当P一 ?型分布0<C<2时,可以推断,本文推荐的点绘公式将可得 到参数的近似最优估计量.当然,这一点还须进一步深入研究.
7结论
(1)MonteCarlo法可适用于建立P—m型点绘位置公式.从 模拟生成的n=30到1oo(0.42?C?1.80)总数为34O000样 本,下列特征被传承:?基本统计特征;?次序统计量频率的 期望值;?次序统计量的超过频率.此外,生成资料求出的点绘 位置公式中的b值与由直接数值解求出的b值相同.
(2)据生成资料建立的P一?型分布参数e=0,2的点
绘位置公式,既可用于总体分布对称亦可用于非对称的情况.此 公式将提供无偏,有效的分位数(设计值)估计量.
(3)为使用本文推荐的点绘位置公式必须确定式中的参数 b值.此值主要与总体分布的偏态系数c和样本的序位m有关. 应该说明,本文只研究了P一?型分布参数0?C?2的
情况.今后应进一步研究c更大时的公式,以及研究总体参数 估计量的优选.
致谢
本文是中华人民共和国政府选派的访问学者季学武先生和丁晶先生与 美国科罗拉多州立大学水文水资源计划的教授们的联合科研成果.此 项研究的构思和实施是前二位作者共同进行,并且得到后二位的指导和 帮助.中国政府提供了前二位作者研究该课题的时间,科罗拉多州立大 学实验站课题No.1—51141支持了后二位作者的工作时间,赞助了起草 原稿的各项准备和全部计算机机时.谊项研究对中美文化交流颇有裨 益.在此还要对审稿人的宝贵修改意见谨表谢意.
I上接第17页)
普遍下降(2000年与1980年相比,全省平原区地下水位平均下水资源开发利用水平而变化的量.弄清地下水资源的变化规
降了3.29n1),漏斗区面积不断扩大(从1980年的不足0.3万律,对于全面认识地下水,合理开发地下水,有效解决在地下水
krn2增至2000年的2.1万).地下水位的下降破坏了天然开发,利用,保护等方面存在的突出问题意义重大.地下水的不
状态下的三水转换关系,使地下水补给条件发生重大变化.一合理开发不仅会造成地下水资源量的减少,还会引起一系列生
方面,地下水位下降袭夺了地表径流,使地表水更多地转化为地态环境问题,如引起湿地萎缩和干涸,导致天然植被衰败,海咸
下水;另一方面,地下水位下降加大包气带厚度,减少了地下水水入侵,土地盐碱化,加剧地下水污染,造成地质灾害等.通过
补给量,这也是本次评价降水入渗补给量,河道渗漏补给量,水以上对山东省地下水资源的变化分析可以看出,近20年来,山
库湖泊渗漏补给量减少的原因之一.此外,地下水位下降减少东省地下水资源的构成及比例已经发生很大变化.今后随着对
了潜水无效蒸发,使本次评价全省平原区潜水蒸发量较第1次地下水开发利用保护措施的实施,国家南水北调工程的上马,地
评价减少35.9%.下水资源还会发生相应的变化.
5结语
实践证明,地下水资源是一个随着气象条件,下垫面条件,
?
44?
范文四：分布筋的作用及位置
分布筋的作用及位置
分布筋出现在板中，布置在受力钢筋的内侧，与受力钢筋垂直。作用是固定受力钢筋的位置并将板上的荷载分散到受力钢筋上，同时也能防止因混凝土的收缩和温度变化等原因，在垂直于受力钢筋方向产生的裂缝。
分布筋作用有三:一是将荷载均匀分布给受力筋;二是抵抗混凝土收缩及温度变化产生的应力;三是楼板分布筋对克服温度应力有较大的作用，分布筋虽然不直接受力承受弯力矩，但可起到固定板面负筋和克服温度应力的双重作用。固定受力筋与之形成钢筋网。因此，只有将分布筋放在受力筋的内侧，与受力钢筋垂直。 规范规定分布筋应置于受力筋内侧。至于在上在下，就要看具体结构的受力状态。
只要记住受力筋一定要放在距受拉边缘最近的位置(主要是为了使截面有效高度h0更大)即可。
范文五：轨道交通信号基础实践课程中的计轴器
龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn
轨道交通信号基础实践课程中的计轴器 作者：原萍 徐会彬 柴晓冬
来源：《教育教学论坛》2015年第49期
摘要：计轴器作为轨道交通信号的基础设备已经在不同工程环境和线路条件下广泛应用。本文结合轨道交通信号与控制专业信号基础课程教学中涉及的计轴器进行详析，主要介绍计轴器组成、原理及其软件设计。以此为实现着眼服务工程以培养解决实际问题为终极目标的，强调实用的信号基础实践教学建设之目的。
关键词：城市轨道交通；基于通信的列车控制系统；计轴器
中图分类号：G642.3 文献标志码：A 文章编号：1674-9324（2015）49-0078-02
一、引言
上海工程技术大学城市轨道交通信号与控制专业是“卓越工程师”试点专业，专业培养与上海申通地铁集团建立了密切的合作关系，依托申通集团维保通号公司的场地、技术和设备等资源，开展了专业实习基地的建设，现已建成蒲汇塘实训中心和梅陇实训中心。2014年已经有53名卓越班学生在基地完成了19周的专业实习项目3个，其中涉及到计轴器的实训项目。此外，与上海申通地铁集团有限公司培训中心合作，建设的地铁试验线包含无源信标、有源信标、计轴器、无线接入节点AP （Access Point）、波导管等信号硬件设备，同时配备的卡斯柯CBTC 信号系统和泰雷兹CBTC 信号系统都是以计轴器为后备模式的。为此，有必要对计轴器做深入认识。
二、计轴器的特点
计轴器同轨道电路一样是用于检测区间空闲与否的设备，经验表明，计轴的可用性一般都达到了完全同样功能的轨道电路的五倍以上。也就是说它与轨道电路相比有很多优点。可归纳如下：
1.不受道床电阻影响；
2.钢轨表面生锈不会影响对列车的检测；
3.对轨道区段的长度没有限制，其防护区段长度可达20km ；
4.牵引回流和接地线连接无限制；
5.磁头可靠性和抗干扰能力较强；
