时间效应（精选8篇）
时间效应 篇1
我们对下面的场景一定不会感到陌生:体育比赛开始前, 运动员们在起点处集合, 裁判员首先会发出“预备”的提示, 短暂几秒之后, 发令枪响, 运动员们迅速发动开始比赛。在上述过程中, 裁判员发出的“预备”指令可以看作警觉信号, 运动员听到提示声后会对鸣响发令枪的时刻做出预判, 即产生时间期待。类似的例子还有很多, 警觉和时间期待对我们的日常生活具有重要影响。
1 警觉系统
1.1 注意的三个子系统
注意通常被认为由三个子系统构成:警觉系统、定向系统和执行控制系统, 它们各自担负着不同的职能。警觉系统也叫持续性注意, 通过维持有机体内部较高的唤醒状态, 使得个体面对特定事件时可以快速做出反应。定向系统也叫选择性注意, 负责将注意资源有选择地分配到视野的相关区域, 同时强化感知觉加工过程。当认知系统面对计划、决策、冲突解决和克服习惯化行为时, 执行控制系统发挥作用。
近来, 研究者们把对注意的研究重点放在了考察三个子系统的独立性以及相互间交互作用的检验层面。Fernandez-Duque等人1997年发现, 定向系统和警觉系统不存在交互作用。Fan等人在2002年的研究支持了上述观点, 在此基础上他们进一步提出, 注意的三个子系统:警觉、定向、执行控制彼此独立, 不存在相互影响。
1.2 警觉的分类
根据测量警觉的任务不同, 有研究者将警觉分为两种类型:持续警觉和短暂警觉。持续警觉又称警戒, 它指的是一段时间以内有机体内部自发的觉醒或唤醒, 是执行认知任务时所必须的激活状态, 即我们所说的内源性警觉, 这种警觉往往缺少外部线索。短暂警觉则通常与目标出现之前呈现的警觉信号所引起的非特异化的激活相联系, 及我们所说的外源性警觉, 它往往具有明显的外部线索。
2 时间期待
2.1 时间期待的定义及研究范式
通常, 人们对于即将发生的事情会存有某种期待, 在事件并未发生之前就利用外在或内在的线索形成一种准备状态, 并对事件发生的时刻做出预估和判断, 即所谓的时间期待。
时间期待领域的研究使用最多的范式是FP范式。FP指的是警觉信号消失到目标出现之前的那段空白时间, 即等待时间。研究者们通过采用两种FP实现对时间不确定性的控制。一种是固定FP, 即在一组实验的试次中FP相同, 此时被试可以对目标出现的时间进行有效预测;另一种是变化FP, 即在一组实验中的FP不固定, 它在几个可能的FP之间随机出现, 被试无法对下一个试次中的FP进行有效预测。
2.2 已有研究成果
前人一系列行为学实验结果表明:当目标出现的时刻与预期的时刻一致时, 被试的反应时较短;而当目标出现的时刻与预期不一致时, 被试的反应时较长, 即时间期待效应。
通常, 一系列有节律的刺激容易使被试建立较强的时间期待, 当目标出现在预期时刻, 可以迅速得到加工。Schroeder及其同事的研究发现, 初级感觉区域 (V1和V4) 脑电波的震荡是传递相关事件时间模式的载体, 因而当富有节律性的目标出现在期待的时刻时, 皮质兴奋性达到最大值。这说明由节律性模式引发的时间期待能够直接调节感知觉的兴奋性, 进而影响早期视觉功能。
以往的文献对警觉和时间期待的定义尚存在模糊之处。一些研究者在时间期待概念的基础上定义警觉。例如, Dye等人2009年将警觉定义为一种“利用包含目标出现时刻信息的线索将注意引向特定时间点的能力”。其他心理学家则给出了警觉更为宽泛的定义:Sturm和Willmes认为警觉是一种“面对外源性线索或刺激时短时间内提高反应准备性的能力”。
因为无论是定义还是时间维度均存在某种程度的重叠, 大量研究中报告的关于警觉和时间期待的实验结果十分类似。有些研究者把它们归结为警觉效应, 另外一些研究者将其视为时间期待效应。
摘要：注意一直是认知心理学最受关注的问题之一, 警觉作为注意的一个子系统, 受到的关注相对较少。时间期待是近二十年来新兴的研究领域。大量研究中报告的关于警觉和时间期待效应的实验结果也十分类似。时间期待的建立过程中涉及警觉水平的提高。
关键词：警觉,时间期待,警觉系统
参考文献
[1]王维.时间期待调节警觉效应[D].浙江大学, 2012.
时间效应 篇2
关键词:系数调节法静压桩承载力时效性
0 引言
利用单桥静力触探资料中的比贯入阻力ps,通过调节公式
中系数α,β能得到比较满意的压桩力结果[1],但是在经过休止期后,能否用这种调节系数的方法来获得考虑时效性的桩的长期承载力值?本文就用调节系数α,β来探讨静压桩长期承载力的计算问题。并且对比分析短期和长期情况下的α,β值来建立两者之间的联系。
1 静压桩承载力的时间效应
桩入土后的承载力不是一成不变的,而是随着时间的推移,有增大的趋势,特别是在粘性土中表现的尤为突出,这就是桩基础承载力的时间效应。目前对承载力的时间效应研究主要集中在粘性土上,对砂性土研究较少,大量试验表明桩在砂性土中的时间效应也非常明显。对砂性土中时效机理分析还比较模糊,而对粘性土时效研究一般认为在孔隙水压力消散和土的触变性这方面,随着时间的推移,一方面超孔隙水压力逐渐消散,使桩间土中的有效应力相应增加[2],土的强度也随之增加,这就是桩间土的再固结;另一方面,由于粘性土具有触变性[3],受沉桩扰动而损失的强度逐渐恢复。因此,如何估算桩的承载力,特别是桩承载力随时间的增加,仍然是桩基础研究中有实用意义的课题之一。
桩基承载力时间效应主要表现在桩侧阻力的时间效应明显而桩端阻力时间效应不明显[4]。所以,一般所说的承载力时效特性主要指侧阻力的时效特性。在沉桩过程中,桩周土被挤压扰动,强度降低,粘性土的触变作用使损失的强度随时间逐步恢复;另外,沉桩过程将引起桩周土的超孔隙水压力,随着入土时间延长,超孔隙水压力消散,桩周土在自重应力和沉桩挤压应力共同作用下固结。土的有效应力和密实度逐渐增大,强度逐渐恢复,甚至超过原有强度,从而使桩基承载力提高。
在沉桩过程中,和桩体积相等的桩边粘土向外挤出,从而形成了一定厚度的重塑区且产生了超孔隙水压力,桩到位以后,超孔隙水压力开始消散,重塑区的粘土开始重固结,固结过程可能使粘土强度得到提高,以致桩承载力大幅提高。
侧阻力增长的主要原因是压桩引起的超孔隙水压力消散[5],桩侧土的有效应力得以增长。粘土中静压桩承载力的时效性的机理是比较复杂的。
前面指出,砂性土中桩承载力的时效性一般是侧阻力的时间效应,而当桩打入以后,桩已确定,要使侧阻力随时间增大,则只有桩侧阻随时间增大[6]。
当桩静压到砂土中时,桩附近的砂土出现较高的剪应力。桩就位后,高的剪应力暂时被限制释放;在高的剪应力下出现剪缩现象,随着土的蠕变,剪应力被释放,砂土呈现剪胀趋势;但桩的存在限制了砂土的剪胀,从而表现为水平有效应力的增加致使承载力随时间增长而增大。
由上述分析可知,桩的承载力在粘性土和砂性土中都会随时间的增长而增大。下面就来尝试用调节系数法估算一段时间后静压桩的承载力值。
2 工程实例计算
对时效性下的静压桩的承载力进行估算,运用上海市的水暖器材厂C1试验桩和上海市闵联大厦C10试验桩,本文压樁28天后的承载力修正系数如下表1-1,1-2所示。
2.1 上海市某水暖器材厂C1桩,桩长35.0m,桩截面,压桩28天后各土层的综合修正系数α,β值见表1-1。
2.2 上海市闵联大厦C10桩,桩长36.0m,桩截面400mmx400mm,压桩28天后各土层的综合修正系数α,β值见表1-2。
工程试验桩打入后的压桩力、28天后实测得的桩承载力、按系数调节法计算所得的28天后承载力对比资料如表1-3所示。
3 本文建议的综合修正系数值
对于不同土类的综合修正系数、值,见表1-4。
4 长期、短期效应情况下系数的对比
为了更好的反映长期、短期效应下系数的相互关系,现列出两个工程的对比表格如表1-5所示:
从以上对比的结果可以看出,变化的范围比小得多,这说明桩侧阻力的时间效应明显而桩端阻力时间效应不明显。粘土,粉质粘土,淤泥质粘土这几类土,的值变化较大,而填土,粉土中,的值变化较小,砂土中更小。这也充分证明了静压桩的时效性在粘性土中表现明显,而在砂土中的时效性比粘性土小这一结论,符合桩的时效性机理。
5 结论
桩入土后,承载力是随时间的推移而逐步增加的。土质不同,对承载力的影响也不同。本文首先介绍了粘性土和砂土中承载力的时效性特点,接着对上海地区两处实际工程进行记录,运用系数调节法,通过改变,值来计算28天后桩的承载力,对比实测的承载力值,初步尝试利用系数调节法对桩的承载力时效性进行研究。并提供了几种土层的修正系数值。又对短期和长期效应情况下的系数做了比较,得出结论。由于本文研究的实例有限,仅对本文涉及的土质土层承载力进行初步的建议取值。由于现场施工进度等原因,没能进行系列的时间对比。
参考文献:
[1]陈强华,陈国铨.静力触探估算打入桩的单桩承载力.同济大学学报.84年.第四期.
[2]王伟,宰金珉,王旭东.考虑时间效应的预制桩单桩承载力解析解[J].南京工业大学学报.2003,25(5):13-17.
[3]孙更生,郑大同.软土地基与地下工程[M].北京:中国建筑工业出版社.1984.
[4]张明义等.静压桩极限承载力的时效性[J].岩土力学与工程学报.2002.12(2):2601—2604.
[5]王伟.打桩引起的超孔隙水压力的预测及其应用[D].南京工业大学.2002.
留针时间与针刺效应关系概述 篇3
1 留针时间
《黄帝内经》在说明留针时间时, 有以下几个方面的论述, 具体阐述如下。
1.1 得气与否
《灵枢·四时气篇》曰:“灸刺之道, 何者为定……得气穴为定”, 《灵枢·九针十二原》曰:“刺之要, 气至而有效”, 指出得气是针刺发挥疗效的根本。《灵枢·九针十二原篇》曰:“刺之而气不至, 无问其数;刺之而气至, 乃去之, 勿复针”。由此可见得气为衡量针刺时留针时间的客观指标。《素问·离合真邪论》曰:“静以久留, 以气至为故”, 说明得气亦为留针的目的所在。
1.2 经气循行
肖少卿等[2]根据《医学入门·南丰李氏补泻》中“随其经脉长短, 以息计之”的方法推算, 以《灵枢·脉度》提出的全身经脉总长“十六丈二尺”为准, 按一息气行6寸, 正常人平均每分钟呼吸18息计算, 经气循行周身需270息, 即相当于15min, 是临床留针10~20min的根据。黄听军、陈利国等[3,4]根据《灵枢·营卫生会》中“营在脉中, 卫在脉外, 营周不休, 五十而复大会。阴阳相贯, 如环无端。卫气行于阴二十五度, 行于阳二十五度, 分为昼夜”的理论, 以营卫气血运行一周所需的时间作为留针时间。即营卫一昼夜在人体内运行50周次, 按24h运行50周次计算, 得出营卫每运行一周需28min 48s, 因此设定留针为30min。杨运宽等[5]根据《灵枢·五十营》中“呼吸定息, 气行六寸……二百七十息, 气行十六丈二尺, 气行交通于中, 一周于身, 下水二刻”的理论, 认为一刻相当于14min 24s, 指出经气循环一周的时间为28min 48s, 即以经气循行一周身的时间作为留针时间。
1.3 患者体质
《灵枢·逆顺肥瘦》中提到:“刺此者, 深而留之, 此肥人也……婴儿者, 其肉脆, 血少气弱, 刺此者, 以豪刺, 浅刺而疾拔针”, 还指出:“年质壮大, 血气充盈, 肤革坚固, 因加以邪者, 应深刺而留针;对于瘦人, 因其血清气滑, 易脱于气, 易损于血, 应浅刺而疾出针;刺壮士真骨者, 因其气涩血浊, 应深刺而留针, 多益其数”。《灵枢·根结》亦指出:“刺布衣者深以留之, 刺大人者微以徐之”。由此患者体质不同, 留针时间也相应不同, 尤其应当注意青壮年、老人与小孩留针时间的差异。
1.4 患者病情、病性、病种和病程
从脉象来看, 《灵枢·邪气藏府病形》中提到:“刺急者, 深内而久留之;刺缓者, 浅内而疾发针, 以去其热……刺涩者, 必中其脉, 随其逆顺而久留之”。《灵枢·经脉》谓:“热则疾之, 寒则留之”。《素问·缪刺论》云:“刺枢中以毫针, 寒则久留针”。对于虚证, 《素问·调经论》这样论述:“血有余, 则泻其盛经出其血;不足, 则视其盛经, 内针其脉中, 久留而视, 脉大疾出其针”。对于久病, 《灵枢·始终》曰:“久病者, 邪气入深, 刺此病者, 深内而久留之, 间日而复刺之”。
1.5 经脉其他要素
在《灵枢·经水》中, 按照手足三阴三阳经脉的远近、长度、深度及气血多少等要素, 提出了各经留针时间的一般标准。如:“足阳明刺深六分, 留十呼;足太阳深五分, 留七呼;足少阳深四分, 留五呼;足太阴深三分, 留四呼;足少阴深二分, 留三呼;足厥阴深一分, 留二呼;手之阴阳, 其受气之道近, 其气之来疾, 其刺深者皆无过二分, 其留皆无过一呼”。
由此可以看出, 《内经》没有具体固定的留针时间标准, 这也反映了中医“三因制宜”的思想。每位医者对“久留”和“疾出”的时间概念都不同, 但可以肯定的是, 留针是有其根据的, 因此对留针时间和针刺效应之间的关系要进一步深入探讨。
2 近五年留针时间研究进展
笔者应用CNKI中国学术期刊全文数据库对近5年来 (2009-2014年) 有关留针时间的文献进行了检索。文献来源为:北大中文核心期刊 (第五版) 中国医学类杂志。文献研究内容如下:姚肖君等[6]对不同留针时间治疗急性疼痛的临床疗效进行了对比观察, 急性疼痛患者分别于针刺得气后留针20min、30min、45min、60min, 以国际公认的McGill疼痛询问表为观察指标, 记录观察对象治疗前后及3个月后疼痛症状各项评分变化。结果:4组患者治疗后视觉模拟评分 (VAS) 和现有疼痛强度 (PPI) 评分均显著改善, 且45min组临床疗效优于其他3组, 45min组即时镇痛总有效率亦高于其他3组。崔建美等[7]通过观察针刺“后三里”穴不同留针时间对小鼠甩尾痛阈的影响, 探讨留针时间与针灸效应的关系。将小鼠随机分为针刺即刻组、留针10min组、留针20min组、留针30min组。结果:针刺即刻组、留针20min组针刺“后三里”能显著提高小鼠甩尾痛阈, 而留针10min组、30min组对小鼠甩尾痛阈提高不明显。留针30min内针刺镇痛效应呈波浪形曲线, 留针20min小鼠甩尾潜伏期达到最大值, 即针刺达到最大镇痛效果。孙树枝等[8]观察了不同电针留针时间治疗三叉神经痛的疗效差异。将患者分为每组穴位留针30min组与每组穴位留针10min组, 采用电针疗法对其进行治疗, 观察组每组穴位电针刺激30min, 共计留针120min;对照组每组穴位电针刺激10min, 共计留针40min。每天治疗1次, 4周后观察比较两组临床疗效。观察组痊愈率为84.6%, 总有效率为100.0%, 均优于对照组的34.6%、80.8%。李华等[9]观察留针时间对针刺治疗非器质性失眠患者疗效的影响, 将60例失眠患者随机分为治疗组与对照组。治疗组患者留针20min, 对照组患者留针40min。两组患者均每日针刺1次, 周六周日休息, 共治疗20次。于治疗前、治疗10次、20次后采用匹兹堡睡眠质量量表 (PSQI) 进行评分, 对结果进行分析评价。治疗20次后治疗组与对照组患者组间总PSQI评分比较无显著性差异。两组患者自身治疗前与治疗20次后总PSQI评分比较均具有统计学差异 (P<0.05) 。说明留针20min和40min对针刺治疗失眠患者疗效影响不明显。张天生等[10]对针刺治疗中风的留针时间与效应的关系作了一些探讨, 分析了8年间发表的体针治疗中风的文献, 发现缺血性中风治疗的留针时间相差很大, 认为针刺治疗中风留针时间与效应之间的关系还缺乏系统深入的研究。陈钰等[11]对留针时间的源流进行了考证, 列举了古文献对于留针时间的记述和现代研究对于留针时间的探讨。
3 结语
虽然古代文献对于如何把握留针时间的记载不少, 但一直缺乏可量化的标准和客观严格的依据, 仅根据中医辨证施治原则, 强调应根据患者具体情况等因素综合确定留针时间。这使得此后学者对针灸留针时间把握不准, 或者千篇一律地留针30min, 或依赖于个人判断, 而缺乏客观依据, 其合理性亦受到许多医务工作者的质疑, 使得针灸疗效的提高受到极大束缚, 制约了针灸医学的普及与传播。现代研究多针对不同病种观察不同留针时间的临床疗效。从现代文献报道可以看出, 多数关于留针时间与针刺效应关系的研究仅停留在观察比较的阶段, 缺乏对针刺时效关系系统机制的研究。有个别研究甚至完全舍弃了中医临床思维方法, 用研究西医的方式和思维来研究留针时间, 使得其临床应用价值和可靠程度打上了问号。因此深入研究留针时间与针刺效应的关系, 优化最佳留针时间, 提高针灸疗效, 对进一步促进针灸学发展具有极其重要的意义。
摘要：研究《黄帝内经》中关于针刺的内容, 探讨留针时间的源流和依据, 分析《黄帝内经》和现代研究对留针的认识及针刺效应与留针时间的关系。目前关于留针时间与针刺效应关系的临床和实验研究尚缺乏深入系统的机制探索, 应继续进行客观化实验研究, 并在循证医学模式指导下进行规范化临床研究。优化针灸治疗各种病症的最佳留针时间, 以期提高临床疗效, 促进针灸学的临床应用。
关键词：针刺,留针时间,黄帝内经
参考文献
[1]王富春.刺法灸法学[M].上海:上海科学技术出版社, 2009.
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[6]姚肖君, 刘建武.不同留针时间干预急性疼痛临床观察[J].中国针灸, 2013, 23 (11) :29-32.
[7]崔建美, 马树祥, 武淑娟, 等.针刺“后三里”穴不同留针时间对小鼠甩尾痛阈的影响[J].中国针灸, 2009, 19 (8) :56-57.
[8]孙树枝, 崔占义.不同留针时间电针治疗对三叉神经痛疗效的影响[J].中国针灸, 2011, 21 (3) :26-28.
[9]李华, 胡慧, 覃蔚岚.留针时间对针刺治疗非器质性失眠患者疗效的影响[J].北京中医药大学学报:中医临床版, 2013, 20 (6) :46-48.
[10]张天生, 关芳, 靳聪妮, 等.针刺治疗中风留针时间与效应关系的概述[J].针刺研究, 2009, 34 (2) :69-71.
时间效应 篇4
关键词：杂交桑,不同时间,夏伐,生长能力
杂交桑具有种植易、成活好、生长快、发条多、耐剪伐能力强、桑叶产量高、投产快、效益好等特点, 可当年栽桑, 当年养蚕, 当年受益, 且建园成本低, 深受西南地区蚕农的欢迎。都匀市位于贵州省南部, 与广西毗邻, 在广西蚕业效应的带动下, 近几年蚕桑产业发展迅速。由于本地气候条件与广西有一定差异, 引进的杂交桑品种在当地的生长能力表现与广西也存在一定的差异。因此必须依据本地的气候条件实施与之相适应的剪伐技术[1], 夏伐是桑树剪伐技术的重要措施之一, 夏伐时间的早迟影响着夏秋桑园的枝条生长和桑叶产量。据报道, 广西夏伐时间为6月底至7月初[2], 为寻求都均市最适夏伐时间, 以便指导大面积生产, 笔者在2007年夏伐试验的基础上于2008年开展了不同时间夏伐对杂交桑生长能力的试验。
1 材料与方法
1.1 材料
试验地选择在都匀市王司镇新坪村一农户家桑园进行。当地海拔770 m, 年均温16.0℃, 年降雨量1400mm, ≥10℃年积温4834.1℃, 土壤为沙壤土, 肥力中等。桑树品种为沙2×伦109杂交桑, 树龄3年, 桑树无干养成, 当年冬伐留枝高度20 cm左右, 667 m2栽3500株。
1.2 方法
试验设计:设四个处理, 分别为A (6月3日) 、B (6月13日) 、C (6月23日) 、D (7月3日) 四个不同夏伐时间, 采用随机排列, 在试验田块中选择中间的12行, 每处理1行, 每行70株, 重复3次。剪伐高度为10 cm (原来的剪伐基部之上) 。其它管理技术措施同常规。
调查方法:夏伐后在每个处理行任意抽取10株打上标记作为记载株, 剪伐后第5 d开始观察休眠芽的发芽情况, 9月中旬 (桑树基本停止生长) 一次性采叶调查株发条总数、有效条数、有效条长、产叶量等经济指标。各处理在试验中均不疏芽, 让所有枝条自然生长, 以反应夏伐后的生长能力。
2 结果与分析
2.1 各处理夏伐后的发芽时间
由表1可知, 各处理间始发芽期与终发芽期间隔时间大约为5～6 d, 其中A处理第7天开始发芽, 发芽终期为第12 d, 发芽始—终期为5 d;B处理第5 d开始发芽, 发芽终期
为第10 d, 发芽始—终期为5 d;C处理第5 d开始发芽, 发芽终期为第11 d, 发芽始—终期为6 d;D处理第6 d开始发芽, 发芽终期为第12 d, 发芽始—终期为6 d。
2.2 各处理夏伐后的发条数
从表2看出, A处理发条总数最高, 平均为72.67根;D处理最低, 平均为58.33根, B、C处理居中。经LSR检验表明, A处理与D处理差异极显著, A、C之间和B、D之间存在差异显著性, A与B、B与C、C与D之间差异不显著。
2.3 各处理夏伐后的有效发条数
从表3看出, B处理有效发条数最多, 平均为48.33根, 占总发条数的72.5%;D处理最低, 平均为34.33根, 占总发条数的58.9%;A、C处理居中, A处理平均为45.33根, 占总发条数的62.4%、C处理平均为40.67根, 占总发条数的64.6%。经LRS检验表明, 只有B与D存在差异显著性, 其余各处理间均不存在差异显著性。
2.4 各处理夏伐后有效条总长度
从表4看出, A处理有效条总长度最多, 平均为47.97 m;D处理最低, 平均为19.25 m;B、C处理居中, 平均为39.38 m、23.29 m。经LSR检验表明, A处理与C、D处理以及B处理与D处理达差异极显著, B处理与C处理差异显著, A处理与B处理间、C处理与D处理间差异不显著。
2.5 各处理夏伐后秋季产叶量
不同夏伐时间杂交桑的生长能力差异主要体现在秋季产叶量上, 不同夏伐时间桑树芽条生长量不同, 而不同的芽条生长量又直接影响秋叶产量, 从表5看出, 不同夏伐时间的产叶量以B处理为最高, 667 m2为2492.08 kg, 依次为A处理、C处理、D处理。经LSR检验 (见表6) , B处理与C、D处理差异极显著, A处理与D处理差异显著, A与B、C处理间以及C与D处理间差异不显著。
3 小结
(1) 桑树夏伐技术是提高桑叶产量和质量的一条有效途径, 且不同夏伐时间与杂交桑的生长能力有一定相差性, 主要表现在不同时间伐条其发条数、有效条数和有效条长都不同, 最终表现为秋季桑叶产量差异, 通过试验比较在都匀市以6月中旬夏伐为秋季产叶量最高。
(2) 根据我地的气候条件和养蚕生产布局的安排, 桑树夏伐的最适宜时间为6月上中旬, 太早影响春蚕的生产, 太迟影响夏秋季桑叶产量。对小蚕共育户而言, 应该适当提前夏伐, 以保障小蚕共育所需优质桑叶的提供。
(3) 夏伐时期正值桑树旺盛生长期, 伐条对树体影响较大, 不仅要掌握好夏伐的时间, 还须要注意选择晴天剪伐便于伤口愈合、及时追肥补充养份和有效防治病虫害, 这样才能确保秋季桑叶优质高产, 为养好秋蚕打下良好的基础。
参考文献
[1]韩世玉. 杂交桑的高产栽培管理技术[J]. 作物杂志, 2007, (2) : 76.
时间效应 篇5
关键词：既有建筑,时间效应,地基承载力,压密效应,不同持载时间
0 引言
对于既有建筑而言, 增层改造时首先要解决的问题就是对地基土增加荷载的地基承载力和变形作出正确的评价。中国建筑科学研究院地基所通过国家“十一五”课题对既有建筑地基承载力提高的机理进行了试验研究, 通过在天然地基上持载的载荷试验, 提出在地基土比较均匀的情况下, 其地基承载力特征值一般可以提高20%~30%[1~3];随后又通过对桩基础持载的载荷试验, 提出既有建筑桩基础承载力特征值一般可以提高20%左右[2~3]。但是两次试验是在特定的持载天数下进行, 并没有系统地研究地基土在不同持载时间段承载力的变化规律以及地基土的工作性状的变化。地基土在荷载长期作用下充分压密固结后再加荷, 会出现相对应的应力段变形减小的现象, 称之为“压密效应”[4,5]。对于既有建筑地基承载力时间效应的评价应进行进一步的研究。
通过大比尺室内模型试验, 对地基承载力的时间效应问题进行了较系统的研究, 并得到了一些可供工程设计参考的结论。
1 试验概况
1.1 试验模型及地基土的情况
此次试验场地为中国建筑科学研究院地基所试验坑内, 试验地基土采用坑内原有的粉质粘土, 试验前将坑内2.7m深的土层挖出, 并筛分、回填、夯实均匀, 保证各层土体的均匀度, 其基本力学指标如表1所示。
试验模拟柱下独立基础, 模型尺寸均为1200mm×1200mm×300mm的基础板。其模型布置详见图1。
1.2 模拟的加载方法
(1) 模型Ⅰ模拟天然地基上建筑物逐层增加的荷载工况, 按照《建筑地基基础设计规范》 (GB5007-2011) [6]中载荷板试验加载的标准, 采用1000k N的千斤顶单柱加载的方式, 加载到fu破坏, 通过p-s曲线得到地承载力特征值fak[7], 其值为110k Pa, 其p-s曲线如图2所示。
(2) 模型Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ、Ⅶ模拟既有建筑使用在不同时间直接增加荷载的工况, 先按《建筑地基基础设计规范》[6]分级加载至110k Pa, 然后开始维持荷载不变, 持载期间荷载值稳定在110±2k Pa, 分别持载3d、7d、14d、28d、35d、49d, 达到持载天数后, 继续加载至fu。其各个模型试验的p-s曲线如图3所示。
(3) 通过图3的p-s曲线可以看出模型在持载期间, 会产生一定的沉降, 其位移随时间的变化曲线如图4所示。通过图4可以看出, 模型Ⅳ、Ⅴ、Ⅵ、Ⅶ在持载一周内沉降较大, 后期沉降趋于平稳。
2 试验数据分析
2.1 模型完成持载后的p-s数据对比分析
对各个模型持载后继续加载的具体荷载增加值与位移增加值进行比较, 具体数据见表2。通过图3可以看出地基土在持载后继续加载, 其p-s曲线均具有相对应的平缓段, 其增加的荷载在一定范围内产生的沉降很小, 说明地基土在持载后地基承载力有所提高。各个模型的荷载增加百分比与位移增加百分比的曲线如图5所示。
2.2 模型完成持载后的地基承载力分析
在进行载荷试验时, 对于独立基础, 其载荷板的宽度应取基础宽度, 载荷板应力扩散影响深度范围与实际较相符, 其载荷板的沉降可以代表真实基础的沉降;对于条形基础, 载荷板的宽度也应取基础宽度, 通过地基附加应力分析[8]可得到载荷板的沉降与真实基础沉降之间的比例关系;若基础宽度大, 试验条件不满足时, 尺寸效应对试验结果产生影响, 小尺寸载荷板的应力扩散影响深度范围小, 因此从安全的角度考虑, 需通过对载荷板尺寸效应的分析得到载荷板的沉降与真实基础沉降之间的比例关系。本次试验模拟柱下独立基础, 采用1∶1的足尺模型试验, 试验数据可以代表实际独立基础的沉降。
既有建筑地基承载力提高的使用标准是以建筑物的允许变形为控制指标, 且在这个控制指标下的位移对上部结构产生的影响较小。因此对于既有建筑, 可以根据《建筑地基基础设计规范》[6]对建筑物地基变形允许值的规定, 得到对上部结构影响较小的位移增量允许值以及基础间的差异沉降允许值, 在实际工程中通过实测的数据选择合适的变形控制指标来确定既有建筑地基承载力。
根据表2中的试验数据得到在不同允许变形控制指标下位移增量的绝对值范围, 如表3所示。从表中可以看出, 以允许变形增量10%为控制指标得到的位移增量小于1mm。通过上述试验数据, 将持载后继续加载的附加变形占加载前总变形的3%、5%、10%为允许变形控制指标并分别进行对比, 其不同允许变形控制指标所对应的地基承载力的数值见表4。
图3中各个模型的p-s曲线在持载完成继续加载会有一个平缓段, 这个平缓段的终点如图6、图7所示。
通过表2、表4中的试验数据, 可以得出在不同允许变形控制指标下地基承载力提高百分比与时间的变化曲线, 如图8所示。从图8中可以看出, 虽然选择不同的允许变形控制标准, 但是持载两周后, 地基承载力提高的百分比趋于平缓。
2.3 地基承载力提高的极限分析
根据试验实测数据的规律, 选择双曲线拟合法[9]对地基承载力提高的极限进行分析。
双曲线函数模拟方程:
式中:y (t) 为t时刻地基承载力提高百分比;α、β为待定常数。将上式变换为:
式 (2) 表明, 具有线性关系, 将α、β视为固定常数, 则可根据实测数据, 通过线性最小二乘法拟合得到待定常数。
通过MATLAB程序, 对在允许变形控制指标分别为3%、5%和10%条件下的实测数据进行拟合, 其拟合曲线方程分别为:
它们各自的拟合曲线极限值和精度见表5。
通过上面的式 (3) 、式 (4) 、式 (5) 拟合出既有建筑地基承载力随时间的变化曲线, 得到了在不同允许变形控制指标下, 地基承载力特征值提高的极限值, 如图9所示。图中虚线为双曲线拟合出来的地基承载力随时间增长的变化规律。
根据图9中拟合曲线的变化规律, 虽然允许变形控制标准不一样, 但在持载一周时间内, 地基承载力提高幅度比较大, 说明土体完成大部分的压密效应, 持载两周后, 地基承载力提高平缓, 且随着时间的增长地基承载力提高百分比都趋于平缓。
3 结语
(1) 地基土在长时间的荷载作用下土的性状发生了变化, 地基土产生了“压密效应”, 土性有所增强。模型在持载后继续加载, p-s曲线会出现相对应的应力段变形减小的现象, 地基承载力特征值和极限承载力都会相应提高。
(2) 模型试验中分别以3%、5%、10%作为为地基承载力提高的允许变形控制指标, 得到在不同变形控制指标下地基承载力提高的幅度, 地基承载力在模型持载一周时间内提高的幅度较大, 土体的压密效应效果显著。
(3) 通过双曲线拟合出既有建筑地基承载力提高与时间的变化规律曲线, 得到不同的允许变形标准下地基承载力提高的极限值, 其地基承载力提高百分比的极限值分别为28.62%、34.89%及51.1%, 通过试验得出的极限值的对比分析, 既有建筑地基承载力最大可提高50%。
(4) 通过载荷板试验确定的地基承载力特征值所对应的变形值与实际工程的基础沉降会因载荷板尺寸效应和空间效应出现差异, 在实际工程应用中, 应根据工程允许的沉降变形与载荷板试验的沉降变形的对应关系合理确定既有建筑地基承载力特征值。
参考文献
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时间效应 篇6
水泥作为粉状水硬性胶凝材料, 是重要的建筑材料, 广泛应用于建筑结构中, 所以提高水泥力学性能对建筑工程的发展具有十分重要的意义。纳米材料有许多与传统材料不同的物理、化学性质。张世义[1]、徐子芳[2]、熊国宣[3]等人的实验结果显示纳米改性水泥具有优异的力学性能, 所以研究纳米改性水泥的力学性能必将对建材领域产生深远的影响。
文章在诸多研究资料统计的基础上, 分别列出了纳米黏土改性水泥、纳米Si O2改性水泥和纳米Ti O2改性水泥等三种改性水泥在不同龄期不同掺量下的抗折强度。并从龄期和掺量两方面比较了纳米复合水泥、纳米Si O2水泥和纳米Ti O2水泥等三种纳米水泥的抗折强度比, 分析了纳米材料对水泥强度特性的影响。
1 抗折强度试验数据统计分析
1.1 纳米黏土改性水泥的抗折强度
张世义[1]等人针对纳米黏土改性水泥进行了的抗折强度试验。该试验中, 水灰比为0.5, 试样均为40mm*40mm*160mm的立方体。纳米黏土的掺量分别为0%、1.0%、3.0%和5.0%。养护龄期分别为1d、3d、7d、14d、28d和90d。实测各试件的抗折强度见表1。
在分析数据时可得, 各个掺量下, 纳米黏土改性水泥的抗折强度都比同一龄期的基准水泥 (纳米材料掺量为0的水泥) 的抗折强度高。在同一龄期下, 纳米黏土掺量越大, 水泥的抗折强度越高。
为了进一步研究纳米材料对水泥抗折强度的影响, 有必要进一步讨论各个龄期、各掺量的纳米黏土改性水泥的抗折强度的提高百分比, 其定义如下式:
式中:i代表纳米黏土掺量的向量;j代表龄期向量。例如, f2, 3表示第2个掺量、第3个龄期对应的水泥试样抗折强度, 即纳米黏土掺量为1%、龄期为7d时的水泥试样的抗折强度。根据公式 (1) , 计算结果见图1。
由图1可知: (1) 龄期为1d的纳米水泥抗折强度提高百分比最大, 龄期为7d的纳米水泥抗折强度提高百分比相对较小; (2) 当掺量为5%时, 龄期为14d、28d、90d的纳米水泥抗折强度提高百分比都为26%; (3) 纳米黏土掺量为5%的水泥抗折强度提高的百分比最高, 在各个龄期的数值分别为36%、27%、11%、26%、26%、26%; (4) 纳米黏土改性水泥抗折强度的提高百分比与纳米黏土掺量成非线性增长关系。
1.2 纳米Si O2水泥的抗折强度
为了探究和比较纳米Si O2改性水泥和普通硅酸盐水泥抗折强度的大小, 诸多学者进行了研究。徐子芳等人[2]测定了3d、7d、28d龄期, 纳米Si O2掺量为1%、2%、3%、4%、5%的水泥抗折强度。测得3d龄期各掺量对应的抗折强度为 (3.7, 5.5, 6.3, 6.9, 6.0, 5.9) MPa;7d龄期各掺量对应的抗折强度为 (5.1, 5.2, 5.5, 7.8, 7.3, 7.1) MPa;28d龄期各掺量对应的抗折强度为 (7.0, 8.8, 8.9, 10.2, 9.6, 9.2) MPa。
根据试验数据可知: (1) 各个龄期掺量不同的纳米Si O2改性水泥的抗折强度都比基准水泥的抗折强度高; (2) 掺量不大于3%时, 掺量越大, 各个龄期纳米Si O2改性水泥的抗折强度越大;掺量到达3%以后, 其抗折强度有小幅度的降低, 所以3%的掺量为适宜掺量; (3) 当掺量为3%时, 3d、7d、28d龄期下的纳米Si O2改性水泥的抗折强度较基准水泥分别提高了86%、53%、46%, 说明掺加适量纳米级Si O2对水泥浆体的抗折性有很大的提高。
1.3 纳米Ti O2改性水泥的抗折强度
熊国宣等人在研究纳米Ti O2水泥的力学性能实验中, 通过在不同龄期下掺加不同百分比的纳米Ti O2进行试验。考虑了0%、3%、5%和7%共4个掺量比。测得3d龄期各掺量对应的抗折强度为 (5.3, 6.8, 5.9, 4.9) MPa;7d龄期各掺量对应的抗折强度为 (5.8, 7.0, 6.9, 5.4) MPa;28d龄期各掺量对应的抗折强度为 (6.1, 8.1, 8.3, 7.2) MPa。由实验数据可知, 龄期为3d的纳米Ti O2改性水泥的最大抗折强度为6.8MPa, 龄期为7d的纳米Ti O2改性水泥的最大抗折强度为7.0MPa, 龄期为28天的纳米Ti O2改性水泥的最大抗折强度为8.3MPa, 他们的掺量的分别为3%、3%、5%。所以不同龄期下, 对应的纳米Ti O2适宜掺量是不一样的。
综合纳米黏土、纳米Si O2、纳米Ti O2等三种纳米材料改性水泥的抗折强度试验数据可得: (1) 纳米改性水泥的抗折强度高于普通水泥; (2) 不同纳米材料的水泥的适宜掺量不同; (3) 纳米水泥的抗折强度与掺量不成正比。。。
2适宜掺量的抗折强度对比
通过观察各组数据, 我们发现在以上进行的实验中纳米黏土、纳米Si O2、纳米Ti O2等三种纳米材料改性水泥的三个龄期都被考虑到, 它们分别是3d、7d、28d。为了更好地比较三种水泥的抗折性能, 统计适宜掺量下的三种水泥在3d、7d、28d的抗折强度, 并与该水泥在3d的抗折强度的比值 (简称“抗折强度比”) , 定义如下式 (2) 。以龄期为横坐标, 强度比为纵坐标作出图2。
式中:fbt代表适宜掺量下各龄期的抗折强度;f3d代表适宜掺量时3d龄期下的抗折强度。由图2可得: (1) 各个龄期中, 纳米黏土改性水泥的抗折强度比大于纳米Si O2改性水泥和纳米Ti O2改性水泥的抗折强度比; (2) 3d和7d龄期时, 纳米Ti O2改性水泥的抗折强度比大于纳米Si O2改性水泥的抗折强度比;但在28d龄期时, 纳米Ti O2改性水泥的抗折强度比明显有下降, 且小于纳米Si O2改性水泥的抗折强度比; (3) 龄期大约为16d时, 可认为纳米Ti O2水泥的抗折强度比与纳米Si O2水泥的抗折强度比相等。
3 结束语
作为一种新兴材料, 纳米改性水泥具有非常可观的前景, 多个研究数据表明纳米材料能够提高水泥的抗折强度。纳米材料改性水泥的抗折强度高于基准水泥, 但其提高百分比不与掺量成正比, 且不同纳米改性材料的适宜掺量不同。在适宜掺量下, 各个龄期的纳米黏土改性水泥的抗折强度比都最大。不同纳米材料改性水泥表现出略有差异的抗折强度性能, 受到纳米材料类型、掺加量、水泥品质和养护龄期等诸多复杂因素的影响, 这有待进一步的研究。
摘要：为了研究纳米材料对水泥力学性能的改性效果, 对三种纳米材料改性水泥的抗折强度进行了讨论。提出了“抗折强度提高百分比”和“抗折强度比”的概念。数据分析表明, 纳米材料能够有效提高水泥的抗折强度, 其该抗折强度有明显的时间效应。
关键词：水泥,抗折强度,龄期,纳米材料
参考文献
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时间效应 篇7
虽然机构投资者的发展历史不长,但近三十年来尤其是最近几年发展速度加快,机构投资者至今已经成为公司治理领域与资本市场的重要参与体。机构投资者实力的不断壮大,对资本市场和上市公司的影响也将越来越大。一方面,机构投资者正确的价值投资理念和积极的参与公司治理的行为可以产生正的报酬效应,显著提高公司的业绩,促进资本市场朝着健康稳定的方向发展;而另一方面,由于我国资本市场各种机制体制还不健全,机构投资者可能迫于业绩压力及自身利益的考虑,产生机会主义,通过操纵市场的行为,影响市场的收益,不仅不利于市场的良性发展,还会极大损害中小社会投资者的利益。因此,研究机构投资者的投资理念、行为特征及行为效应,具有理论和现实上的重要意义。
一、文献回顾
对机构投资者的投资行为及其行为反应,国内外学者都进行过一定的理论探讨与实证研究。
(一)机构投资者持股比例与行为效应
传统的研究是从机构投资者的投资理念、选股能力入手,考察机构投资者持股比例与股票收益、信息改善及公司治理的相关性,来研究机构的投资行为对市场及微观主体的影响。
西方学者Badrinath等最早进行了相关研究,发现了规模大、过去业绩好的公司更能吸引基金等机构投资者持有[1];此后,Gompers等指出,由于机构投资者对大公司股票的持有,结果使得大公司的股价上升从而获得股票收益[2]。机构投资者作为公司的股东,随着持股比例的增加,其“华尔街之脚”行走得再也不那么方便(Black,1997),极有可能采取积极策略,挖掘企业内部信息,改善公司治理,提高公司业绩[3]。Bipin,Sanjeev和Partha的研究表明,机构投资者的持股程度与公司的盈利预测信息的公告数量和质量存在明显的正相关关系[4];江向才的研究表明,机构投资者持股与公司信息透明度存在显著的正相关关系[5];李旭旦实证研究了机构投资者持股与上市公司经营业绩之间的关系认为,我国机构投资者已经开始对我国上市公司治理产生影响,并且起到了改善我国上市公司治理状况、提高公司绩效的作用,但是作用并不明显[6]。
(二)机构投资者持股变动与行为效应
关于机构持股比例对上市公司的影响及市场效应的研究已较多,但从单纯研究机构投资者持股的比例这一静态变量来考察机构的行为及效应有着重要的缺陷,不能很好地甄别出机构投资者所采取的行为策略,学者开始了对机构投资者的边际行为的报酬效应的研究。John R.Nofinger等分析表明,机构投资者与股票超额报酬率之间有较强的正相关关系[7];还有学者研究表明,机构持股交易需求的变动与滞后期的超额报酬呈现微弱的相关关系[8,9,10,11];国内的赵涛和郑祖玄进而研究了机构投资者的操纵问题,指出机构投资者利用信息不对称,持股并操纵股价的现象突出[12];杨德群等认为,基金增持或减持会对当期股价产生推动和拉动作用,而对后期的股价收益率没有显著关系[13];而陈志启和柯捷的研究表明,基金在当期和上一期持股比例的季度变动都与股票回报呈现著正相关关系[14]。
国内的文献对于机构持股变动与投资回报的研究还不够深入,多是以半年或年度时间窗进行的分析,研究的结果不具有一致性和持续性,本文通过实证研究,来分析季度时间窗下我国机构投资者持股变动和超额回报的相关性。
二、研究设计
(一)研究假设
机构投资者持股变动行为可以引起股票的收益变动,当机构投资者增持某一股票时,如果机构投资者对该股票在增持之前已经作过深入的公司价值分析,能比较准确地预测价格大体走势,那么这一行为将会产生同向的报酬效应,而如果机构投资者采取的是从众行为或者价格操纵策略,由于股票交易需求的增大而影响供求关系,使得股票获得正的超额收益;相反,将会获得负的超额收益。为检验机构持股行为的同期与滞后期的报酬效应,以机构持股份额变动来衡量机构持股变动行为,首先提出以下两个假设:
H1.1:机构投资者持股变动与同期超额投资报酬存在正相关关系,且熊、牛市有一定差异。
H1.2:机构投资者持股变动与下一期超额投资回报存在正相关关系,且熊市、牛市有一定差异;
通过假设一、假设二可得出机构持股变动对投资回报的大体影响方向。另外,机构投资者持股变动引起个股股票的需求量的变化,从而影响需求和供给之间的关系,会导致股票报酬产生影响,这种报酬效应会存在时滞,在其他条件不变的一般情况下,同期报酬效应可能较强,为了辨别持股变动的同期和滞后期报酬效应的相对强弱,提出如下假设:
H2:机构持股变动的同期报酬效应相对较强。
(二)变量选取及说明
1. 被解释变量
超额回报率(AR)是本研究的被解释变量,也是对股票超额回报的度量指标,指在机构投资者发生持股变动的同一期或滞后期的该股累计超额报酬率。本研究中的时间段为季度时间窗,它等于股票的实际报酬率减去市场的平均报酬率。
2. 解释变量
本文以机构投资者持股比例的变动(ΔIO)作为解释变量,来衡量机构持股变动,即本季度机构投资者持有某公司的股权比例与上季度持有该公司的股权比例之差。
3. 控制变量
由于投资超额回报率不仅受市场特征量的影响,还要受到公司基本面的制约,本文将选取控制变量对其他因素进行控制。通常来说,不同的机构投资者对公司规模和财务风险会有不同的偏好,用公司规模(Size)和资产负债率(Leverage)变量来分别控制,Size用公司总资产的自然对数替代,而Leverage由总负债除以总资产得到。经营业绩是决定股票价值的重要因素,本文引入单位资产净现金流(Cash)和总资产收益率(ROA)两个变量进行控制,Cash为净现金流除以总资产,ROA为净利润除以总资产,用虚拟变量(Dt)验证熊市和牛市影响的差异性,Dt=1,代表牛市,则Dt=0,代表熊市。
(三)模型设计
为验证H1.1和假设H1.2,暂不考虑其他因素的影响,即不加入控制变量,直接建立超额投资回报率与机构持股变动两者的关系,分别建立回归模型如下:
为了检验假设H2,我们需要对机构持股变动对不同期的投资回报影响强度进行比较,需要引入控制变量以确保精确性,本文将同时尝试考察机构持股变动对同期、延迟一期和两期的情况,由此建立模型如下:
模型中ε、μ分别代表随机误差项,t代表季度。
(四)样本选择与数据来源
本文以所有中国A股上市股票为研究对象,选取了2007年1季度—2008年3季度的公司财务数据、投资回报率的股票月度数据、市场回报及2006年2季度—2008年3季度的机构持股数据,计算出了超额投资回报率,其中样本期间包括了熊市、牛市两个时间段,并根据以下原则筛选公司:(1)剔除所选变量指标数据资料不完整的公司;(2)剔除在样本研究时期内退市的公司;(3)由于金融行业的特殊性,故将金融类公司剔除;(4)剔除所有S、ST、*ST、SST、S*ST和PT类上市公司;(5)剔除数据出现明显错误或异常的公司。最后得到280家上市公司,样本数总共为1 960条。
本文所需要的样本数据来源于CSMARS数据库和Wind数据库。
三、实证结果及原因分析
(一)描述性统计分析
分别对选取的样本进行变量统计特征值分析和变量的相关性分析,所得结果如表1和表2所示。
从表1可以看出,AR的平均值和中位数均为正,两者比0较为大,且平均值的标准误差很小,说明市场整体可以获得一定的超额回报,超额回报率平均约达9.8%。机构投资者持股变动的均值和中位数差异较大,且其标准差也很大,说明机构投资者行为的幅度差异较大。另外,控制变量的标准差值都较大,说明选取样本的分布比较均匀,基本符合样本抽取的随机原则。
从表2可知,机构投资者持股变动与滞后一期超额回报率、公司规模相关性较为显著,与其他解释变量相关性较为微弱,而机构持股变动变量之间存在较强的相关性,控制变量之间也存在一定的相关性,这种解释变量之间的共线性会影响到超额回报与各解释变量之间的相关系数,可以在拟合回归模型通过消除多重共线性来更精确地测度被解释变量与解释变量之间的数量关系。另外,从表2还可以得知,机构投资者持股变动与当期与下期超额回报呈现正相关,而与延后2期的超额回报存在负相关关系。
注:***表示1%的显著性水平,**表示5%的显著性水平,*表示10%的显著性水平。
(二)回归分析
1. 机构持股变动与同期超额回报的回归分析
对前面的模型(1.1)进行回归,得到结果如下表2,对应的线性回归方程如下:
由回归方程和表2可以看出,模型回归结果的F统计量显著,且可决系数R-squared达到98.94%,说明模型对超额投资回报率具有很好的解释力,同时样本对于模型拟合效果较好。
△IOt系数为正,置信水平很高,说明机构持股季度变动具有正向的同期超额报酬效应,机构持股每变动1%,股票超额投资回报就同向变动约0.0551%,Dt系数不为零,说明在熊市和牛市中机构持股的同期超额报酬有一定的差异,这样就验证了假设1.1
注:***表示1%的显著性水平
2. 机构持股变动与滞后期超额回报的回归分析
对前面的模型(1.2)进行回归,得到的结果如下表3,对应的线性回归方程如下:
由表3可知,模型回归结果的F统计量显著,且可决系数约为99.35%,说明模型拟合程度很好,回归方程对下期超额回报率的解释力较强。
△IOt-1系数为正,说明机构持股变动与滞后一期的超额投资回报呈现正相关关系,这与其他文献(杨德群等,2004)不符。机构持股季度增加或减少1%,则下一季度股票超额回报即会增加或减少0.0743%,Dt系数不为0,说明在熊市与牛市中,机构持股滞后期的报酬效应有一定的差异,这一回归结果验证了假设1.2。
3. 机构持股行为报酬效应的强度回归分析
由表2和表3的回归结果及相应的分析可知,机构投资者持股的季度变动与同期或滞后期股票超额回报都存在正相关关系。在此基础上,我们通过构建模型(2)进一步对机构持股变动的报酬效应进行相对强弱进行分析。
注:***表示1%的显著性水平
对模型(2)进行回归,得到回归结果如表4,对应的回归方程如下:
回归模型的F统计量在1%置信度水平下显著,说明模型对超额投资回报率具有较强的解释力,可决系数约为99.787%,说明拟合程度较好。
△IOt相对于△IOt-1较小,而△IOt-2系数为负,说明机构投资者持股变动对股票超额投资回报率影响在滞后一期内释放出来,然而市场对机构持股变动后期存在过度反应的迹象,这种过度反应市场会自动缓解,导致滞后二期时间内股票超额回报率为负值。从控制变量来看,Leverage的系数显著为正,说明公司能适度地利用财务杠杆增加股东的财富;Cash和ROA的系数显著为正,说明公司经营业绩和现金流因素可以很好的反应在股票的价值上,且对未来价格具有很好的预测能力;虚拟变量Dt的系数也显著为正,约为17.9%,说明机构持股变动对股票超额回报的影响在大盘处于牛市和熊市中有较大的差异,由于熊市和牛市中,市场普遍的预期心理的同质性,这种实证得出差异理论上是容易解释的。因而,假设2没能通过实证的检验,机构持股变动的同期效应相对较弱些,但由于市场对同期行为的过度预期,导致这种报酬效应的持续性较差。
注:***表示1%的显著性水平;**表示5%的显著性水平;*表示10%的显著性水平
四、结论与建议
本文理论分析了机构投资者决策人属性的内涵,并指出了机构持股变动行为策略集,在此基础上分析了机构持股报酬效应的内在动因和实现方式,接着基于我国所有上市A股公司的季度数据,对机构投资者持股变动与股票超额回报进行了实证研究,得出了几点实证结论如下。
1.同期或滞后期机构持股变动与当期股票超额回报都存在显著的正相关关系,也可以说,机构持股变动对同期或滞后期的股票回报有显著正向的影响,并且这种影响在大盘处于熊市和牛市的作用中有较大的差异性。
2.机构持股季度变动对同期超额回报的影响较小,对下期股票回报较大,这表明了机构持股变动对后一期的超额回报带来的影响更大。
3.虽然机构持股变动对当期股票超额回报的影响比下期较弱些,说明市场对机构持股同期变动行为反应不足,但是,由于这种同向影响不具有持续性,且市场在下期对机构持股变动的行为反应过度,导致滞后一期后即变为负相关性,可知价值投资的成分较弱。
4.由以上可以继续推论得出,机构投资行为主要遵循的是噪声交易的理念,价值投资的成分较小,并且机构持股变动报酬效应不具有持续性,因此可以认为,机构持股产生直接的价格报酬效应,机构投资者价格预测行为表现的不明显。
基于以上结论与分析,笔者提出以下几点政策性建议:
第一,大力发展机构投资者,逐步降低机构投资者进入市场的门槛,以便形成多元、有效地竞争机制,打破证券市场的制度性和实力型垄断格局,更好地保证市场有效运行。
第二,加大对机构投资者的各种监管,防止机构投资者利用资金或信息优势采取短期投机或价格操纵行为,加强保护中小投资者的利益,更好地保证证券市场的平稳运行。
时间效应 篇8
一、我国1994—2008年间财政支出结构及其特征
分析我国财政支出结构特征, 时间节点定为1994年, 其原因是1994年我国实行分税制改革, 财政体制与之前的体制相差甚多, 政府在社会中扮演的角色和职能重点也大有不同, 财政支出的规模与结构也因此呈现不同特征, 但总体上能够与经济发展阶段所赋予政府的任务相对应。1994—2008年我国财政支出规模在不断上升的同时, 财政支出结构也发生了巨大变化。
1. 社会福利性财政支出份额及增幅加大
1994—2008年, 各项支出项目保持了稳定增长的态势, 2007年各类支出都有突飞猛进的增长。从图1可以看出, 各项支出中社会保障支出与社会文教费支出增长幅度较大。这与这两年我国推行的保民生支出的政策有关, 但两项关乎社会公平的支出所占的比重仍然不够高。
2. 占最大份额的财政支出由经济建设支出转变为社会文教费支出
1994年我国财政支出中数额最多的当属经济建设支出, 用于社会文教和社会保障方面的支出金额合计都没有超过经济建设方面的支出。从图1可以看出, 经济建设支出份额持续领先的状况一直持续到2006年, 2008年社会文教费支出总额排名第一。这表明我国政府职能的重点已由直接投资参与经济建设转变为提供公共物品和公共服务, 改善民生和提高国民素质上来。
3. 行政管理费超过经济建设支出成为财政开支的重头
虽然我国近年来财政支出的重点已经转移到提供社会福利性服务上来, 但行政管理费开支较大并持续快速增长, 从图1可以得出, 1994年行政管理费仅有729.43亿元, 所占比例也远低于经济建设支出和社会文教费支出, 但到2008年行政管理费在2007年已有的巨幅增长速度基础之上, 一跃而超过经济建设支出, 成为财政支出中的第二大支出项目。这表明政府机构和开支本身在不断膨胀, 对社会的管理和管制较多, 需要进行行政机构改革, 压缩政府行政支出。
4. 财政支出结构由集中政策转为平均兼顾政策
从图2可以看出, 1994年政府财政支出的中心和重点放在经济建设支出上, 其经费支出总额及比例在所有支出项目中稳居第一, 并且经济建设支出所占比例与其他支出项目金额和比例比较起来差距还相当大。这恰好与马斯格雷夫 (Musgrave, R.A.) 和罗斯托 (Rostow, W.W.) 的理论相印证, 经济发展早期阶段财政支出中用于公共投资部分比重很大, 接近财政支出的30%。而随着经济发展阶段的推进, 财政支出中用于经济建设的比例在逐渐减少, 其他支出的比例在逐渐增加, 财政支出已经不是原有的独保经济建设支出的集中政策体现, 而转变为缩小财政支出内部比例差距, 对各项支出都兼顾的平均政策了。
二、财政支出结构对城乡收入分配差距的联动效应模型
由于近年国家统计局不再公布衡量社会公平的Gini系数, 所以为了方便说明社会收入分配差距, 本文从城乡居民人均收入差距角度来说明社会公平度, 因为城乡差距是我国目前最为突出的社会公平问题之一。
1994年分税制改革以来, 中央和地方在一定程度上划分了各级政府的财权和事权, 加大了财政支出的力度, 但这些支出大多是有针对性的经济建设支出或其他有政策导向的支出方向, 对于促进社会公平和缩小收入分配差距的支出是2007年至2008年才逐渐增加的, 因此, 城乡收入分配差距以及城乡收入比有明显的时间规律。1994—2008年间, 除了20世纪90年代中期的两三年间城乡居民收入差距及收入比略降一点之外, 这一差距随着时间的推移在逐渐增加和扩大。从图3中可以看到, 城镇居民人均可支配收入在1994年已经超过3000元, 而农村居民直到2005年人均纯收入才达到同等水平;2008年城镇居民人均可支配收入已接近16000元水平时, 农村居民人均纯收入还在5000元线上挣扎, 城镇和农村居民的人均可支配收入比值在不断攀升。
世界银行报告显示, 2000年我国基尼系数超过0.4这一警戒线, 此后还在逐年上升, 2007年达到0.48。如此大的基尼系数说明收入差距过大、社会公平难以保障已成为我国社会的突出问题。
为了避免出现支出划分的随意性问题, 在进行政府支出结构与城乡收入分配差距的联动效应分析中, 不作政府生产性支出和非生产性支出的划分, 而是根据《中国统计年鉴》所公布的数据, 将政府的公共支出按其使用功能划分为三类:经济建设支出、社会文教费支出和维持性支出。
其他文献中对于财政支出结构只是简单地定义为各支出项目的比例, 财政支出结构对收入分配的影响也是从单个财政支出项目对收入差距的影响的角度来研究。本文的不同之处在于, 财政支出结构与城乡收入分配差距联动效应分析方面来着手:一是三类支出项目与城乡收入分配差距的联动效应, 从经济建设支出、社会文教费支出和维持性支出三种支出类别对城乡收入分配差距的影响来着手;二是财政支出结构指数与城乡收入分配差距的联动效应, 将财政支出结构量化为两个指数, 即 (经济建设支出+社会文教费支出) /政府自身维持支出指数, 以及经济建设支出/社会文教费支出指数, 从用于社会支出与政府自身支出之比、用于经济建设的社会支出与用于社会文教的社会支出之比的两个指数, 分别反映政府财政支出结构性安排对城乡收入分配差距造成的影响。
因此可以构建两个模型:
模型1:ln (INGAP) =0+1ln Exe+2ln Exs+3ln EXm
模型2:ln (INGAP) =0+1ln R1+2ln R2+3ln GDP+2
其中, INGAP代表城乡收入差距, 用城乡收入比来衡量, 城乡收入比用城镇居民人均可支配收入/农村居民人均纯收入来计算获得。Exe代表用于经济建设的财政支出, EXs表示用于社会文教费的支出, 包括科教文卫支出和社会保障支出, EXm表示用于政府自身运转的支出, 包括行政管理费、公共安全、外交和国防支出, GDP代表国内生产总值水平;R1= (EXs+EXe) /EXm, R2=EXe/EXs。为随机项。为了消除自相关性, 每个解释变量和被解释变量在构建模型之前首先进行对数化处理。
三、财政支出结构与城乡收入分配差距联动效应模型估计
为了保证各序列的平稳性, 避免伪回归, 需要对各序列进行单位根检验和协整检验。本文采用ADF检验法, 分别对上面所述变量做单位根检验。所有变量的单位根检验都在1%的水平上, 因此拒绝原假设, 即所有变量经一阶差分后均没有单位根。这说明所有变量都是一阶单整的, 在此基础上对数据进行回归建模是有意义的。
注: (1) c表示常数项, t表示趋势项, n表示滞后阶数 (由AIC赤池信息准则决定) ; (2) △表示一阶差分。将以上一阶单整变量进行OLS估计, 得到以下两个方程 (1) (2) :方程 (1) :Ln INGAP=-0.2416 Ln EXe+0.7496 Ln EXm-0.6256 Ln EXs+0.1861 Ln GDP (-3.2009) (7.3635) (-6.5405) (3.2620) R-squared=0.95465 D.W.stat=1.74079方程 (2) :Ln INGAP=-0.8049*Ln R1+0.2743*Ln R2+0.0717*Ln GDP+0.8888 (-6.7315) (2.2390) (3.2573) (2.0909) R-squared=0.91699 D.W.stat=0.82193
分别对两个模型的残差进行检验, 残差为平稳序列, 说明模型1和2所表示的变量间存在协整关系。在2阶滞后期下, 对VAR模型实现非约束条件下的误差修正模型ECM估计, 可得到城乡收入比与政府对经济建设支出、对社会文教支出、对维持费支出以及GDP、政府社会性支出与自身消费性支出之比的指数、政府经济建设支出与社会文教费支出之比的指数等变量之间的长期稳定均衡关系和短期波动。
方程 (3) :△Ln INGAP=1.1346*[Ln INGAP (1) +0.6201*Ln EXs (1) 0.7853*Ln EXm (1) +0.2941*Ln EXe (1) 0.1778*Ln GDP (1) ]+1.0833*△Ln INGAP (1) +0.1155*△Ln INGAP (2) +0.6756*△Ln EXs (1) 0.7860*△Ln EXs (2) 0.6842*△Ln EXm (1) 0.0956*△Ln EXm (2) +0.3975*△Ln EXe (1) +0.2928*△Ln EXe (2) 0.2933*△Ln GDP (1) +0.0768*△Ln GDP (2)
从上述误差修正模型可以得知, 短期来看, 政府对社会文教支出有可能会造成城乡收入差距扩大或缩小, 这跟社会文教费的特定投入方向有关, 获得政府投入的支出方向的从业者必然会增加收入, 加大了与一部分人的收入差距, 同时也会缩小了与另一部分人的收入差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.6756和0.7860, 但长期来看, 社会文教费支出会降低城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.6256;政府对经济建设的支出短期来看会拉大收入分配的差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.3975和0.2928, 但长期来看经济建设支出会降低城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.2416;政府自身维持性支出短期来看会降低城乡收入分配差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.6842和0.0956, 增加政府部门经费开支必然会增加公职人员的收入, 影响收入分配差距, 但长期来看政府自身维持性支出达到一定规模必然会引起新的不公平, 其对城乡收入差距的影响系数为0.7496。这些变量短期波动会影响长期均衡, 但误差修正模型的调节系数1.1346却表明长期均衡对短期波动的反向调节力度相当大, 可以纠正财政支出结构的短期波动对长期均衡造成的影响。
方程 (4) :△ (Ln INGAP) =0.7848*[Ln INGAP (1) +0.6505*Ln R1 (1) +0.0127*Ln R2 (1) 0.0101*Ln GDP (1) 1.5121]+0.7394*△Ln INGAP (1) +0.6053*△Ln INGAP (2) +0.5745*△Ln R1 (1) 0.0449*△Ln R1 (2) 0.0204*△Ln R2 (1) +0.3026*△Ln R2 (2) 0.0450*△Ln GDP (1) 0.0420*△Ln GDP (2) +0.0387
从上述误差修正模型可以得知, 短期来看, 政府用于社会发展的支出超过自身维持支出的比例大小, 即 (经济建设支出+社会文教费支出) /政府自身维持支出, 比例上升有可能会造成城乡收入差距扩大或缩小, 这跟社会发展的特定投入方向有关, 这表现为一阶差分滞后1期的系数, 0.5745, 但长期来看, 社会发展高于政府自身维持费支出会降低城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.8049;政府对经济建设投入超过社会文教投入的比例大小, 即经济建设支出/社会文教费支出, 短期来看会拉大或缩小收入分配的差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.0204和0.3026, 长期来看经济建设支出超过社会文教费支出会加大城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.2743。这些变量短期波动会影响长期均衡, 但误差修正模型的调节系数0.7848却表明长期均衡对短期波动的反向调节力度相当大, 可以纠正财政支出结构指数的短期波动对长期均衡造成的影响。
四、财政支出结构不合理对城乡收入分配差距影响的传导机制
政府财政支出结构对城乡收入分配差距的影响, 可以通过对公共财政支出规模、结构、方向的控制, 实现公共财政支出向经济贫穷的地区、群体和个人倾斜, 以转移支付、加强税收调节的方法达到缩小贫富差距的目的。
1. 经济建设支出的结构不合理导致城乡收入分配差距
虽然从实证结果上来看, 政府对于经济建设的投入与城乡收入差距是反向的关系, 这与我国近年经济发展速度较快, 人民收入水平和生活水平得到了改善有关。我国已从政府大力参与经济建设的发展阶段转型, 开始重点投向人民迫切需要解决的教育、医疗、卫生、社保等民生支出, 因此经济建设的投入在逐年下降, 与城乡收入差距本身呈反向关系。
但经济建设投入会造成三方面的影响, 一是经济建设会挤占社会福利支出。一些地方政府财政支出中豪华性建设投入过大, 从奥运会到世博会政府投入了大量经费用于豪华性建设, 挤占了其他方面的支出, 必然影响一个地区内的社会公平;二是将会加大地区间基本发展条件差异。尽管根据实证结果看, 增加基本建设支出将有助于促进城乡社会公平, 但从宏观角度看, 该投入会影响地区间的社会公平。我国地区间的基础设施建设差距相当大, 大部分农村地区基础设施落后, 有些地区甚至水、电、交通、通讯等方面不能满足正常的生活需要。由于资源的稀缺性, 这种由于基础设施差距所导致的城乡收入差距将会在今后越加显现出来;三是以城市为主导的基础设施投资和经济建设投资规模巨大, 对当地经济具有很强的拉动作用, 促进了城镇居民的收入提高, 但是部分农村居民只能参与有限的下游劳动, 获得较低的劳动收入, 经济建设支出对农民收入提高的贡献较少。
2. 行政管理等维持性支出间接导致城乡收入差距
政府自身维持性支出中增长较快的是人员经费, 主要涉及公务员编制或者参照公务员编制的单位, 人员经费覆盖的几乎全是城镇户口居民。对于大多数农民来说, 接受较好的教育并跻身公务员队伍是很困难的事情, 因此政府行政管理费的增加或者公务员队伍的加薪并不能给农民带来多大的福利改善。而从1998年我国两次实行积极财政政策来看, 都把公务员加薪作为一项拉动内需的政策, 该政策发挥了推动消费的作用, 但实际上却拉开了城市居民与农村居民的收入差距。长期来看政府行政机构不断膨胀, 自身维持性支出达到一定规模, 只会引起新的城乡收入分配的不公平。
3. 社会文教投入结构的不合理将导致长期城乡收入差距
目前我国对于社会文教方面的投入在逐年加大, 尤其是2005—2009年, 中央逐渐加大对中西部地区特别是农村的转移支付。这有利于缩小东部和中西部的差距, 缩小城乡收入分配差距。但不容忽视的是, 我国在2005年之前对于中西部和农村的投入较少, 财政支出在社会文教费上的比例也不高, 甚至很长一段时间内与行政管理费相差不多。对于受益面甚广的社会文教事业, 尤其是教育、医疗卫生和社会保障事业上的投入往往侧重于城市层面, 对农村教育、医疗和社会保障处于盲点区。这种财政支出结构不合理的后果和影响将会在今后的劳动力市场和收入分配格局中显示出来。
五、完善财政支出结构的政策建议
1. 积极调整财政政策目标, 优化财政支出结构, 控制财政支出结构比例
财政支出对经济增长和城乡收入分配差距的影响具有不同的效果, 而政府作为最大的公共品提供者, 理应负起调节社会公平的责任, 而不是积极参与经济建设。因此, 当前最重要的是政府应该调整财政政策目标, 以公平作为财政支出及财政政策的实施导向。前面的实证分析证明, 我国财政支出项目及结构指数在缩小城乡收入分配差距的方面作用大小和方向不同, 所以目前政府不能仅仅是扩大财政支出规模, 更要优化财政支出结构。不仅仅是加大投入, 更要逐步控制和降低维持性支出所占比例, 逐步控制和降低经济建设支出所占比例, 保障财政支出在缩小收入差距方面发挥最大的作用和功效。
2. 加强对行政管理费等政府自身维持性支出的管理和控制
从实证分析结果可知, 加强对维持性支出的控制, 对于缩小城乡收入分配差距的作用是最大的, 因此必须从严控制行政管理费在内的政府自身维持性支出。管理和控制政府维持性支出首先必须是信息透明化, 政府自身维持性支出除了行政管理费外还包括国防费、公共安全费和外交支出, 这些支出项目因为涉及到国家机密, 财政信息透明度也是所有支出项目中最差的, 财政支出管理和控制还相当薄弱。要加强政府维持性支出管理和控制支出规模, 必须知道项目的必要性和预算信息。其次, 管理和控制维持性支出的关键是提高资金使用效率的最大化。这就要求政府应从执政理念、组织结构、支出使用和监督机制上下工夫。最后, 要调整维持性支出的结构和比例, 坚决压缩人员经费所占比重, 避免人员经费增长过快, 扩大城镇与农村居民收入差距。
3. 完善社会保障制度, 增加社会保障支出
我国社会保障体系以前一直主要是覆盖城镇居民, 而对人口众多的农民采取暂时不纳入社会保障体系的做法, 2009年虽然将农民也纳入了全民社保体系中, 是很大的进步, 但对于农民保障的程度还不够, 社会保障体系还不够完善, 农民工社保转移的问题仍然没有在全国范围内实现, 这减少了农民进城务工的机会, 也降低了农民未来的收入保障, 不利于缩小城乡收入差距, 也不利于城市化进程和我国经济的发展。因此, 完善社会保障体系, 在全社会健全社会保障缴付、兑付和转移的机制, 适度加大社会保障支出, 有利于降低我国城乡收入分配差距。
4. 持续加大对欠发达地区科教文卫事业费的投入