昆明-楚雄-大理-丽江地区地震软风险区划实例

应用云南省昆明市、楚雄州、大理州、丽江市1900—2000年这100年内M≥5．0的地震记录资料，对该地区的地震灾害软风险区划进行了实例分析。结果表明，软风险区划图是以带有“层”结构的地图形式表述风险评估结果的，而“层”是根据可能性水平来划分的。因此，软风险区划图对分析结果的表述，不仅能对风险分析提供更多的信息，而且能提供风险值可信度的信息，从而使风险图“服务信息”丰富化。     

海啸预警系统及我国海啸减灾任务

2004年12月26日印度洋海啸引发了新一轮海啸预警系统的研究。简述了地震海啸预警的原理，分析了海啸数值模拟的一些基本方法，综述了目前世界上多个国家海啸预警系统的建设情况，通过对我国海啸灾害研究现状的分析，明确了我国当前海啸防灾减灾工作的主要任务。     

土-地下结构的非线性动力相互作用——理论及应用

基于土-结构动力相互作用理论，阐述了土-地下结构非线性动力相互作用的基本原理及其建模方法。根据这一方法，对1995年日本阪神地震中震害最为严重的大开地铁车站进行了成灾机理有限元数值模拟分析。分析结果表明：在地震动作用下，车站结构顶板与侧墙的交叉部位，和中柱的顶底端首先发生弯曲破坏而形成塑性铰，使得顶板上覆土的大部分重量传递到由中柱来承担；在由顶板破坏后传来的上覆土重力和地震动在中柱中引起的压应力的共同作用下，中柱发生压曲和弯曲的双重破坏，导致中柱倒塌，进而导致车站顶板塌陷；同时还表明，水平向地震作用仍是造成大开地铁站结构破坏的主要因素。     

地震条件下尾矿坝稳定性分析

坝体稳定性不足引起的溃坝事件是尾矿库常见的一种病患。本文以某尾矿库为工程背景，运用拟静力法分析了尾矿坝在地震条件下的稳定性，运用理正岩土软件对其结果进行必要的校核，得出影响运用该方法计算尾矿坝地震稳定性精确性的重要因素——超空隙水压力变化值，该变化值主要由坝体材料渗透性决定，在此基础上提出了相应的安全对策。     

利用信息扩散模式对安徽及华东地区地震的风险分析

本文利用信息扩散模式,分别从年地震频次和年最大震级两个方面对安徽及华东地区的地震风险进行评估.结果显示:安徽地区ML≥3.0地震,年频次4次以上,约两年一遇;年发生ML≥3.9地震,则3年可能遇一次.而华东地区ML≥4.0地震,年频次4次以上,大约3年一遇;年发生ML≥4.9的地震,则可能2年遇一次.     

陕西石泉ML4.9级地震建筑物震害分析

2003年4月24日陕西省石泉县红卫乡一带发生ML4.9级地震.这次地震对石泉、汉阴等县建筑物特别是农村建筑物造成一定程度的破坏,本文统计了不同类型的房屋建筑破坏情况,并对此进行了分析和探讨.     

TNT当量法预测某石化设备爆炸后果评价

以烃化反应器为模拟发生泄漏事故源,泄漏的物料形成爆炸性气体,发生爆炸事故,采用TNT当量法预测爆炸事故后果,通过公式,计算出因爆炸冲击波导致肺出血而引起死亡的概率为0.5的半径.     

小城镇地震数字仿真与应急调度系统的研究

以地理信息系统为平台进行地震灾害研究,建立具有强大空间分析功能的信息系统,将发挥快速、准确的辅助决策作用.本文剖析了小城镇地震应急反应模式存在的弊端,明确了灾害空间的概念,并提出小城镇空间数据库的建库及三维可视化的技术方案.在基础信息数字化和可视化的基础上,开发了小城镇地震数字仿真与应急调度系统,实现了基于地震数字仿真结果,在相关数据库支持下进行地震应急调度决策.实践证明:该系统的运行,有利于小城镇抗震减灾的迅速决策;小城镇空间数据库的建库技术,贴合我国小城镇信息化的现状,技术可行、经济合理.     

地震灾害对中国农村居民的影响研究--以云南省大姚县为例

通过对2003年7月21日和10月16日分别发生6.2和6.1级地震的云南省大姚县居民的问卷调查,分析了地震灾害对中困农村居民的影响,了解了我国农村居民尤其是地震多发区农村居民对地震灾害的风险意识以及在地震灾害中的反应.调查结果表明:中国农村居民是地震灾害的最大受害者和风险承担者.虽然他们会在地震灾害中汲取经验教训,增强风险防范意识,但是由于经济水平、自然环境等客观条件的影响,他们只能被动地承受地震灾害,而不能从根本上改变承灾体的脆弱性.中国农村地震减灾、防灾能力的加强需要政府管理部门的积极参与.     

Estimating abundance without recaptures of marked pallid sturgeon in the Mississippi River

Abundance estimates are essential for assessing the viability of populations and the risks posed by alternative management actions. An effort to estimate abundance via a repeated mark‐recapture experiment may fail to recapture marked individuals. We devised a method for obtaining lower bounds on abundance in the absence of recaptures for both panmictic and spatially structured populations. The method assumes few enough recaptures were expected to be missed by random chance. The upper Bayesian credible limit on expected recaptures allows probabilistic statements about the minimum number of individuals present in the population. We applied this method to data from a 12‐year survey of pallid sturgeon (Scaphirhynchus albus) in the lower and middle Mississippi River (U.S.A.). None of the 241 individuals marked was recaptured in the survey. After accounting for survival and movement, our model‐averaged estimate of the total abundance of pallid sturgeon ≥3 years old in the study area had a 1%, 5%, or 25% chance of being <4,600, 7,000, or 15,000, respectively. When we assumed fish were distributed in proportion to survey catch per unit effort, the farthest downstream reach in the survey hosted at least 4.5–15 fish per river kilometer (rkm), whereas the remainder of the reaches in the lower and middle Mississippi River hosted at least 2.6–8.5 fish/rkm for all model variations examined. The lower Mississippi River had an average density of pallid sturgeon ≥3 years old of at least 3.0–9.8 fish/rkm. The choice of Bayesian prior was the largest source of uncertainty we considered but did not alter the order of magnitude of lower bounds. Nil‐recapture estimates of abundance are highly uncertain and require careful communication but can deliver insights from experiments that might otherwise be considered a failure.