信息强度范文

信息强度范文（精选7篇）

信息强度 第1篇

自从Berle和Means (1932) 提出现代公司所有权与经营权分离以来, 由此产生的委托代理问题受到学者的密切关注。Jensen和Meckling (1976) 、Fama (1980) 等提出采用股票期权契约激励经理, 让经理为实现股东的利益而努力工作。在我国上市公司中, 采用股票期权激励高层管理人员的也不断增多。但Erickson et al (2004) , Johnson et al (2003) 和Bruner et al (2006) 等人利用美国上市公司的数据实证分析证明股票期权激励契约是一把双刃剑, 公司CEO为了在卖出股票之前抬高股票价格, 通过操纵信息等手段制造公司具有良好业绩的形象, 或者为了达到行权的标准而损害公司未来的利益。

一般来讲, 股权激励可以使公司管理层利益和股东利益更好地结合起来, 也就是说, 伴随着中国证券市场相关制度建设的逐步完善, 经理层持股数量的增加, 可以降低委托代理成本, 中国上市公司的信息披露质量也应不断提高、会计信息欺诈等恶性案件逐步减少 (计小青等, 2003) 。事实上, 这种理论上合乎逻辑但在中国证券市场并未得到应验。这其中的原因究竟何在?本文试图构建一个理论分析模型, 在此框架内就股权激励强度与上市公司信息披露水平的关系进行分析。

信息披露水平包括信息数量与质量两个方面, 本文所指的信息披露水平是指信息披露的真实性、完整性和及时性的综合水平。

二、模型的建立

考虑一个由股东和经理两方参与的博弈模型, 股东有两种策略:激励强度大与激励强度小;相对应的经理也有两种策略:信息披露水平高和信息披露水平低。

假设1:股东给予经理的报酬由两部分组成, 固定薪酬W和股权份额为α的股权收益, α1为激励强度较大时的份额, α2为激励强度较小时的份额, 即α1>α2。

假设2:经理获得股权收益的值由股权收益函数F (x) 来确定, 其中x代表激励的股权份额。信息披露水平较高时的股权收益函数为增函数F1 (x) , 在信息披露水平较低时的股权收益函数为增函数F2 (x) , 当水平逐渐降低的时候, 股权收益会成倍的放大, 即F2 (x) >F1 (x) , f2’ (x) >f1’ (x) 。

假设3:经理为了自身利益降低信息披露水平必须对相关人员进行贿赂, 设费用为 比例系数为μ (μ≥0) , μ与信息披露水平负相关。设μ1为信息披露水平较高时的比例系数, μ2为信息披露水平较低时的比例系数, μ1<μ2。

假设4:当信息披露水平较低时, 经理受到查处时会有一定的损失φFθ2, 其中φ (φ≥0) 表示被查处的概率, F (F≥0) 代表惩罚力度。φ与信息披露水平的高低负相关, 设φ1为信息披露水平较高时被查处的概率 (信息披露完全时, φ1=0) , φ2为信息披露水平较低时被查处的概率, φ1<φ2。

假设5:上市公司信息披露水平与公司盈利水平正相关, 继而影响到股东的预期收益M。设①信息披露水平较高、激励强度大的情况下股东预期收益为M1;②信息披露水平高、激励强度小的情况下股东预期收益为M2;③信息披露水平低、激励强度小的情况下股东预期收益为M3;④信息披露水平低。激励强度大的情况下, 股东预期收益为M4。在披露水平高的情形下, 激励强度越大, 经理越努力, 可以给公司创造更多的价值, 例如股价、公司声誉等, 从而股东的预期收益就越高;在披露水平低的情形下, 激励强度越大, 经理操纵的“越努力”, 给股东造成的损失越大, 即预期收益越低;在同等激励强度下, 披露水平高更有利于股东的预期收益, 即M1>M2>M3>M4。

股东与经理层的支付矩阵见下表:

根据博弈理论, 在这个博弈中不存在纯策略的纳什均衡, 但是, 考虑股东、经理随机选择不同策略的概率分布, 则该博弈存在一个混合策略的纳什均衡。

设股东的混合战略为σ1= (λ, 1-λ) , 其中λ是股东实施较大股权激励强度的概率。经理的混合战略为σ2= (η, 1-η) , 其中η为经理采取较高信息披露水平的概率。

根据混合战略博弈纳什均衡, 得到:

三、均衡的描述

1.对于经理来说, 当 (μ2-μ1) φ+ (φ2-φ1) Fθ2>F2 (α2) -F1 (α2) , 即潜在惩罚成本与贿赂成本高于由信息操纵带来的股权收益, 他会选择较高水平的信息披露水平, 而不会去冒险。那么这意味着经理“不道德行为”导致股东损失的机率在减小, 也就是说, 只要操纵成本高于股权收益, 就会降低经理操纵的“欲望”, 并且随着成本与收益之间差值的不断扩大, 经理操纵的“欲望”会越来越小。对于股东来说, 由于股权激励的负效应大大降低, 这样, 股东完全可以加大股权激励的强度, 进一步激发经理的经营管理才能, 为公司创造更多的价值, 此时λ值逐渐接近1。

2.当F2 (α2) 远大于F1 (α2) , 即经理采取低水平信息披露所获得的股权收益与采取高水平信息披露所获得的股权收益之间的差值无限大的时候, 无论惩罚与贿赂成本是多么的高都不能抹杀经理牟取利益的动机。因此, 在这种情况下, 股东一定不会实施股权激励计划, 此时λ=0。

3.对于股东来说, 考虑M1-M2-{F1 (α1) -F1 (α2) }, M1-M2为股东实施不同激励强度情况下预期收益的差值, F1 (α1) -F1 (α2) 为股东采取不同激励强度情况下给予经理的股权报酬, 当M1-M2=F1 (α1) -F2 (α2) 时, 股东没有看到附加值, 那么股东就不会采取激励计划。对于经理来说, 在没有股权份额的情况之下, 即使操纵信息也得不到任何好处, 所以经理宁愿选择高水平的信息披露, 而不会选择可能对其名誉造成损害的信息操纵。此时η=1。

4.当M1-M2大于F1 (α1) -F1 (α2) , 即股东通过激励经理所获得的预期收益差值高于股权报酬成本差值的时候, 股东会选择股权激励, 并随着收益成本差值的扩大, 会不断提高股权激励的强度。从经理的角度看, 股权激励份额的增多将逐渐“激发”操纵股价的“兴趣”, 在股东收益与经理收益的平衡被打破之后, 经理便转而投向信息操纵的“怀抱”, 而不顾股东的利益是否被损害。当股权份额足够大时, 经理便丧失了采取高水平信息披露的动机, 即η值逐渐接近0。

四、结论与建议

通过建立两方参与的混合策略博弈模型, 探讨股权激励强度与信息披露水平之间的关系。研究发现, 股东在决策采用何种激励强度的时候, 考虑的主要是通过激励得到的公司价值的增长与激励成本的差值, 而不太重视经理是否会通过操纵信息损害公司的利益。经理在决定信息披露水平的时候, 更关心的是惩罚成本和贿赂成本, 只要股权的收益能够高于预期的成本, 经理便会将道德抛之脑后。

基于此, 笔者提出几点建议:

1. 加强外部监管和惩罚力度。

严厉的监管和惩罚短期内可能会降低经理的积极性, 但是从长远的发展来看, 无论是经理的道德理念还是整个市场的投资环境都将得到很大的改善。

2. 完善上市公司内部治理结构。

不断完善上市公司内部治理结构, 限制大股东在公司内部的权利, 使其利益驱动在最大限度内与其他股东趋于一致。明确上市公司的治理目标, 使证券市场的利益驱动机制有了新的出发点。加强上市公司的内部审计, 建立上市公司内部会计信息质量控制机制, 约束企业经营管理者出于私利而干预正常的会计过程的行为, 进一步使上市公司信息披露规范化。

3. 加强中介机构的管理。

规范中介机构的执业标准, 净化执业环境, 提高执业质量。特别要加强注册会计师对上市公司信息披露的监督, 完善会计师事务所的自律化管理, 促进建立新型独立的体制。考虑实行上市公司审计轮换制, 每隔几年强制性更换会计师事务所, 以免注册会计师与上市公司过于亲密而丧失独立性。

参考文献

[1]谢识予:经济博弈论 (第二版) [M].上海:复旦大学出版社.2002

[2]谢志华崔学刚:信息披露水平:市场推动与政府监管——基于中国上市公司数据的研究[J].审计研究, 2005, (04)

[3]计小青曹啸:中国上市公司会计信息披露管制:现实考察与经验证据[J].广东金融学院学报, 2006, (02)

信息强度 第2篇

机械密封的几种动环结构形式中,热装式密封环结构具有硬质合金(例如YG6)的优异性能、加工方便和较低的价格,因此得到广泛的应用,是目前国内外应用最多的一种结构。这种密封环结构在确定动环和环座材料、计算过盈量后还要进行密封环强度校核[1]。影响强度的因素很多,如软硬环材料好坏,材料的耐磨性,耐腐蚀性,加工性能,使用条件等等,常规计算方法无法考虑它们的影响,可靠性设计虽将密封环的工作应力、强度以及各设计参数作为服从某种分布规律的随机变量处理,但是没有考虑到这些因素的模糊不确定性,不能按照模糊变量来定量处理。考虑到上述因素的随机不确定性和模糊不确定性,利用信息熵理论中的概率熵和模糊熵等效转换模型,将模糊变量转换成相应的随机变量,然后采用模糊可靠性理论[2],推导出密封环强度模糊可靠度计算公式,通过实例分析热装式密封环结构的可靠程度。

1模糊熵和概率熵等效转换模型

信息熵理论中的模糊熵和概率熵分别度量模糊变量和随机变量的不确定性程度[3]。设随机变量x的概率密度函数为f(x),则度量随机不确定性的概率熵为

${\rm H}{}_x=-{\displaystyle {\int }_{x}f}(x)\text{l}\text{n}f(x)\text{d}x(1)$

设模糊变量y,隶属函数μ(y),则度量

模糊不确定性的模糊熵为

$\begin{array}{l}{G}^{\prime }(y)=-{\displaystyle {\int }_y{\mu }^{\prime }}(y)\ln {\mu }^{\prime }(y)\text{d}y(2)\\ {\mu }^{\prime }(y)=\frac{\mu (y)}{{\displaystyle {\int }_y\mu }(y)\text{d}y}(3)\end{array}$

在保证熵不变的前提下,可以将模糊变量转换为随机变量。转换的原则为随机变量的熵等于原来模糊变量的熵。由式(1)～式(3)可以建立概率熵和模糊熵之间等效转换的联系式

${\rm H}{}_x=G^{\prime }(y)(4)$

由于正态分布是工程中最常见的随机变量分布形式,因此把模糊变量y等效转换成正态分布的随机变量x,x的均值$\overline{x}$等于不考虑模糊变量模糊性时的值。其标准差由式(1)和式(4)得

$\sigma {}_x=\frac{1}{2\text{π}}\text{e}{}^{G^{\prime }(y)-0.5}(5)$

2热装式密封环强度模糊可靠性计算

密封环是脆性材料,通常规定脆性材料的应变量为0.2%时的载荷为屈服限。考虑到密封端面上存在温度差和不允许有较大变形的具体条件,通常校核应变量[4]。

设密封环的相对应变量和允许相对应变量为正态分布模糊变量,相对应变量的隶属函数为

$\mu {}_{\text{s}}=\exp \left[-\frac{(s-\overline{\epsilon }){}^2}{s{}_{\epsilon }^2}\right](6)$

允许相对应变量的隶属函数为

$\mu {}_{\text{r}}=\exp \left[-\frac{(r-[\overline{\epsilon }]){}^2}{s{}_{[\epsilon ]}^2}\right](7)$

式(7)中,s、r为相对应变量和允许相对应变量的模糊变量;$\overline{\epsilon }$和$[\overline{\epsilon }]$为相对应变量和允许相对应变量的中心值;sε、s[ε]为相对应变量和允许相对应变量的分布函数。

将μr和μs分别代入μ(y),由式(1)～(6)和式(7)得等效转换后的相对应变量均值$\overline{x}=\overline{\epsilon }$,标准差$\sigma {}_x=\sigma {}_{\epsilon }=\sqrt{s{}_{\epsilon }^2/2}$,允许相对应变量均值$\overline{x}=[\overline{\epsilon }]$,标准差$\sigma {}_x=\sigma {}_{[\epsilon ]}=\sqrt{s{}_{[\epsilon ]}^2/2}$。

根据模糊数学中λ截集的概念[5],对任意阈值λ,可得模糊允许相对应变量的区间数

$\begin{array}{l}r{}_{\underset{˜}{\lambda }}=[a{}_{\lambda },b{}_{\lambda }]=\\ [[\overline{\epsilon }]-s{}_{[\epsilon ]}\sqrt{-\ln \lambda },[\overline{\epsilon }]+s{}_{[\epsilon ]}\sqrt{-\ln \lambda }]。\end{array}$

模糊相对应变量的区间数

$s{}_{\underset{~}{{\displaystyle \lambda }}}=[c{}_{\lambda },d{}_{\lambda }]=[\overline{\epsilon }-s{}_{\epsilon }\sqrt{-\ln \lambda },\overline{\epsilon }+s{}_{\epsilon }\sqrt{-\ln \lambda }]$。

则功能极限状态函数的区间数

$\underset{~}{{\displaystyle z{}_{\lambda }}}=\underset{~}{{\displaystyle r{}_{\lambda }}}-\underset{~}{{\displaystyle s{}_{\lambda }}}=[e{}_{\lambda },f{}_{\lambda }]=[a{}_{\lambda }-d{}_{\lambda },b{}_{\lambda }-c{}_{\lambda }]$。

由eλ=aλ-dλ=0解出内积λ*,λ≥λ*时,密封环结构的可靠度

$R={\displaystyle \underset{0}{\overset{1}{\int }}\frac{f{}_{\lambda }}{f{}_{\lambda }-e{}_{\lambda }}}\text{d}\lambda =1-\lambda {}^{*}+{\displaystyle \underset{0}{\overset{\lambda {}^{*}}{\int }}\frac{f{}_{\lambda }}{f{}_{\lambda }-e{}_{\lambda }}}\text{d}\lambda (8)$

3等效转换后的允许相对应变量和相对应变量的均值和标准差

3.1允许相对应变量的均值和标准差

实际工作中,对于密封环只校核其相对应变量,因此,允许相对应变量[ε]=0.05%。

而作为模糊允许相对应变量,在数值上等于允许相对应变量。但考虑到影响应变量的因素,采用模糊综合评判法确定最大隶属度α*,则模糊允许相对应变量等效转换成随机变量时的均值$[\overline{\epsilon }]=\alpha {}^{*}\times 0.05\%$,标准差σ[ε]=C[ε],C为变异系数。

3.1.1 采用模糊综合评判法确定最大隶属度

根据密封环结构的软硬环材料配对性能、材料的耐磨性、耐腐蚀性、导热性、耐热冲击性、加工性能和使用性能等,确定影响α*取值的因素、因素等级和隶属度,隶属度是采用专家打分法确定,于是得到单因素评判矩阵$\underset{˜}{B}$。

取α为评判对象, 选定其取值范围α=(α1,α2,…,αn)。为了准确反映各因素及因素等级对评判对象α的影响,按各因素的重要程度给出权重$\underset{˜}{W}‚$则模糊综合评判集$\underset{˜}{A}=\underset{˜}{W}\cdot \underset{˜}{B}=(A{}_1,A{}_2,\cdots ,A{}_n)$,由最大隶属原则求取最大隶属度α*。

3.2相对应变量的均值和标准差

经长期的观察和分析,热装式密封环结构失效的原因主要是由于环座材料选择不当,环座和硬质合金两者的线膨胀系数有差别及过盈量过小或过大,在工作温度下产生环、座之间松脱或变形甚至断裂,所以从传递扭矩和密封性的角度得出环与环座的过盈值后,计算环中产生的界面挤压应力,求出相对应变量。相对应变量等效转变为正态分布时,概率密度函数为

$f{}_s(x)=\frac{1}{\sqrt{2\text{π}}\sigma {}_{\epsilon }x}\exp \left(-\frac{(x-\overline{\epsilon }){}^2}{2\sigma {}_{\epsilon }^2}\right)(9)$

在式(9)中,相对应变量均值

$\overline{\epsilon }=\frac{\overline{\sigma }{}_1}{\overline{E}{}_1}=\frac{2\overline{e}\overline{d}{}_{\text{m}}}{\overline{E}{}_1\overline{C}(\overline{d}{}_{\text{m}}^2-\overline{d}{}_1^2)}(10)$

其中$\overline{e}=\overline{d}{}_1(\overline{\alpha }{}_2-\overline{\alpha }{}_1)(t-t{}_0)$。

$\overline{C}=\frac{1}{\overline{E}{}_2}\left(\frac{\overline{d}{}_2^2+\overline{d}{}_{\text{m}}^2}{\overline{d}{}_2^2-\overline{d}{}_{\text{m}}^2}+\overline{\mu }{}_2\right)+\frac{1}{\overline{E}{}_1}\left(\frac{\overline{d}{}_{\text{m}}^2+\overline{d}{}_1^2}{\overline{d}{}_{\text{m}}^2-\overline{d}{}_1^2}-\overline{\mu }{}_1\right)$。

式中$\overline{\sigma }{}_1$为密封环中产生的界面挤压应力均值,MPa;$\overline{e}$为室温下环与环座的过盈值均值,mm;$\overline{E}{}_2$、$\overline{E}{}_1$为环座和环的弹性模量均值,MPa;$\overline{C}$为系数均值;$\overline{\alpha }{}_2$、$\overline{\alpha }{}_1$为环座材料和环材料的线膨胀系数均值,1/℃;t为工作温度,℃;t0为室温,℃;$\overline{d}{}_2$为环座外径均值,mm;$\overline{d}{}_{\text{m}}$为环和环座的界面内径均值,mm;$\overline{d}{}_1$为环内径均值,mm;$\overline{\mu }{}_2$、$\overline{\mu }{}_1$为环座材料和环材料的泊桑比均值。

已知弹性模量、泊桑比、膨胀系数、一般孔径、轴径和间隙尺寸等均可视为服从正态分布,标准差按选定变异系数计算或按“3σ”原则[6]取值,则e、C和ε的标准差按泰勒展开法求取。

4实例

一镶嵌热装式密封环结构,已知环座材料为3Cr13,环材料为YG6,环座外径$(\overline{d}{}_2,\sigma {}_{d{}_2})$=(66.5,0.0163)mm,界面直径$(\overline{d}{}_{\text{m}},\sigma {}_{\text{m}})=(57.1,0.0163)$mm,环内径$(\overline{d}{}_1,\sigma {}_{d{}_1})=(46,0.014)$mm,其中$\overline{d}{}_2$、$\overline{d}{}_{\text{m}}$和$\overline{d}{}_1$分别表示均值,σd2、σm和σd1分别表示标准差。环座材料的弹性模量E2=2.02×105 MPa,波桑比μ2=0.3,环的弹性模量E1=6.86×105 MPa,波桑比μ1=0.22,环座的线膨胀系数α2=16.6×10-61/℃,环的线膨胀系数α1=4.5×10-61/℃,工作温度t=300℃,室温t0=20 ℃,弹性模量、波桑比和线膨胀系数的变异系数为0.03,试计算密封环结构强度模糊可靠度。

解 影响α*取值的因素、因素等级和隶属度见表1,隶属度是采用专家打分法确定。

选定的评判对象是α,其取值范围是[0,1]区间。根据影响因素及模糊约束的性质, 取

α={0.1,0.2,0.3,0.4,0.5,0.6,0.7,0.8,0.9,1.0}。

为了准确反映各因素及因素等级对评判对象α的影响,应赋予各因素及因素等级以不同的权重$\underset{˜}{W}$和$\underset{~}{{\displaystyle W{}_i}}‚$根据设计条件可确定权重集:

$\underset{˜}{W}=\{0.15,0.20,0.20,0.20,0.10,0.15\}$。

由模糊矩阵乘法得到评判结果为

$B\underset{˜}{=}\underset{˜}{W}\cdot \underset{˜}{R}=[0.15,0.2,0.2,0.2,0.1,0.15]$。

$\left[\begin{array}{ccccc}0.8& 1.0& 0.5& 0.0& 0.0\\ 0.0& 0.6& 1.0& 0.8& 0.0\\ 0.8& 1.0& 0.5& 0.0& 0.0\\ 0.9& 1.0& 0.8& 0.0& 0.0\\ 0.0& 0.7& 1.0& 0.5& 0.0\\ 0& 0.0& 0.4& 1& 0.8\end{array}\right]=$

[0.56,0.74,0.695,0.36,0.12]。

按照最大隶属原则,在α取值区间内,求得α*=0.8。计算后得$[\overline{\epsilon }]$=0.04%,σ[ε]=0.0012%,s[ε]=0.0017%。

把题目中的各项数据代入式(10)得

$\overline{\epsilon }$=0.0326%,按泰勒展开法,通过一系列计算得σε=0.0013%,则ss=0.0018%。

区间数$a{}_{\lambda }=0.04\%-0.0017\%\sqrt{-\ln \lambda }$,

$b{}_{\lambda }=0.04\%+0.0017\%\sqrt{-\ln \lambda }$,

$c{}_{\lambda }=0.0326\%-0.0018\%\sqrt{-\ln \lambda }$,

$d{}_{\lambda }=0.0326\%+0.0018\%\sqrt{-\ln \lambda }$,

$e{}_{\lambda }=0.0074\%-0.0035\sqrt{-\ln \lambda }$,

$f{}_{\lambda }=0.0074\%+0.0035\sqrt{-\ln \lambda }$。

由eλ=0解出内积λ*=0.121。把λ*、eλ、fλ代入式(11),经过数值计算,密封环结构强度模糊可靠度R=0.998 6。

由此可以看出,从信息熵角度出发,将模糊变量转换成相应的随机变量,然后进行密封环强度可靠度分析与预测是可行的。

参考文献

[1]陈德才,崔德容.机械密封设计制造和使用.北京:机械工业出版社,1993

[2]刘杨松,李文方.机械设计的模糊学方法.北京:机械工业出版社,1996

[3]余绍蓉,尹益辉,徐兵,等.基于信息熵理论的随机-模糊可靠性分析方法探讨.机械强度,2006;28(5):695—698

[4]王汝美.实用机械密封技术问答.北京:中国石化出版社,1996

[5]孙春一,石彬.机械密封的模糊可靠性计算与分析.石油化工设备技术,2010;31(1):33—35

浅析影响高强度混凝土强度的因素 第3篇

随着我国经济的快速发展, 高层建筑工程越来越多, 高强混凝土施工技术随着广泛采用也因此备受关注。高强混凝土即为选用优质水泥、优质骨料、较低水灰比, 在一定密实作用下制作且强度不低于C50的混凝土。高强混凝土的采用满足了高层建筑及特殊结构的受力和使用要求, 显著减少了结构截面尺寸, 增大了工程的使用面积与有效空间, 并加快了施工进度, 节约了工程成本, 为工程质量提供了可靠保障。但在实际施工实践中, 高强混凝土仍然容易出现一些质量通病, 如裂缝等。因此, 如何控制好高强混凝土施工质量, 加强高强混凝土的应用技术就成为了大家共同关注的问题。

1 高强度混凝土的质量标准

根据GBJ204-83《钢筋混凝土工程施工及验收规范》中的有关规定, 捡查内容应包括浇筑过程的坍落度变化及凝结时间, 当环境温度与标准养护相差较大时, 应同时留取在现场环境下养护的对比试件。标准养护的留取试块宜比普通强度混凝土所要求的增加1~2倍, 以测量早期及后期强度变化, 测定抗压极限强度的试件可用边长为10 cm立方体, 对15 cm边长立方体强度的换算系数由50~90MPa取0.95~0.91逐步递减。高强混凝土强度检验评定标准参照GBJ07-87《混凝土强度检验评定标准》的有关规定。

2 高强度混凝土的影响因素

高强度混凝土的影响因素众多, 比如原材料中的水泥、骨料、化学外加剂以及水灰比, 还有一些其他因素。高强度混凝土原材料水泥宜选用不低于42.5等级的普通硅酸盐水泥。水泥进场后, 必须进行复验, 合格方可使用。

粗骨料应选用质地坚硬, 级配良好的石灰岩、花岗岩、辉绿岩等碎石或碎卵石。粗骨料的性能对高强混凝土的弹性模量及抗压强度起到决定性的作用, 如果粗骨料的强度不足。其他提高混凝土强度的手段都将起不到任何作用。骨料母体岩石的立方体抗压强度应比所配制的混凝土强度高20%以上, 仅当有足够的试验数据及可靠的强度保证率时, 方可采用卵石配制。细骨料宜选用质地坚硬, 级配良好的河砂或人工砂。高强混凝土对细骨料的要求比较一般, 但其中的黏土及云母含量应尽量的低。黏土不但降低强度, 并使拌料的需水量增加。

化学外加剂主要有高效减水剂及缓凝剂等。正确挑选和使用高效减水剂是配制高强混凝土的关键, 需要参照相关标准要求, 通过反复试验确认。高效减水剂在正确使用的条件下能够改善水泥的水化条件和提高混凝土的密实性, 因此, 对强度、抗渗性以及防止钢筋锈蚀都很有利。但是过量使用高效减水剂却会对混凝土的耐久性产生损害。使用高效减水剂经常遇到的一个问题就是坍落度随时间迅速损失, 通常解决的办法是采用与缓凝剂复合的高效减水剂。

水泥强度和水灰比是影响混凝土抗压强度的主要因素, 因此, 要控制好混凝土质量, 最重要的是控制好水泥和混凝土的水灰比这两个主要环节。在配合比设计中可参考以下原则。

根据施工工艺要求的拌合物工作性和结构设计要求的强度, 在充分考虑施工运输和环境温度等条件下进行高强混凝土配合比试配。水灰比一般宜小于0.35, 对于80~100 MPa混凝土宜小于0.30, 对于以上混凝土宜小于0.26, 更高强度时取0.22左右。水泥用量一般宜为400~500 kg/m3, 对于80 MPa以上混凝土可达500 kg/m3。更高强度时也不宜超过550 kg/m3, 此时应通过外加矿物掺合料来控制和降低水泥用量。掺F矿粉混凝土配合比计算时宜采用假定容重法或绝对体积法, 先计算出不掺F矿粉的基准混凝土配合比, 再用F矿粉置换基准混凝土配合比中水泥用量的10%左右代替。高强混凝土砂率宜为28%~34%, 当采用泵送工艺时, 可为34%~44%。

在操作工艺上, 高强混凝土拌制要严格控制投料顺序及搅拌工艺, 严格控制施工配合比, 原材料按重量计, 要设置灵活、准确的磅砰, 坚持车车过秤。定量允许偏差不应超过下列规定:粗细骨料±3%∶水泥±2%∶水、高效减水剂、掺合料±1%。配料时采用自动称量装置和砂子含水量自动检测仪器, 自动调整搅拌用水, 不得随意加水。高效减水剂可用粉剂, 也可制成溶液加入, 并在实际加水时扣除溶液用水。搅拌时应准确控制用水量, 仔细测定砂石中的含水量并从用水量中扣除, 宜用滞水工艺最后一次加入减水剂。配制高强混凝土要确保拌合均匀, 因为它直接影响着混凝土的强度和质量, 要采用强制式搅拌机拌和, 特别注意搅拌时间不少于60 s, 确保搅拌充分。

高强混凝土运输与浇筑由于高强混凝土坍落度损失快, 因此, 必须在尽可能短的时间内施工完毕, 这就要求在施工过程中精心指挥。必须有严密的施工组织, 协调作业, 从搅拌、运输到浇筑几个工序, 各个环节要紧紧相扣, 保证1 h内完成。混凝土卸料时, 自由倾落高度不应大于2m。在施工过程中为保证混凝土的密实性, 应采用高频振捣器, 根据结构断面尺寸分层浇筑, 分层振捣。不同强度等级混凝土的施工宜先浇筑高强混凝土, 然后再浇筑低等级混凝土, 也可以同时浇筑。

保温与养护为了减少混凝土内外温差, 延缓收缩和散热时间, 必须采取保温措施, 这样可使混凝土在缓慢的散热过程中获得必要的强度来抵抗温度应力, 同时可降低变形变化的速度, 充分发挥材料的徐变松弛特性, 从而有效地削减约束应力, 使其小于该龄期抗拉强度, 防止内外温差过大而导致出现温度裂缝。为避免高强混凝土因早期失水而降低强度, 浇筑完成后, 应在8 h内加以覆盖和浇水养生, 浇水次数应维持混凝土结构表面湿润状态。

3 结语

信息强度 第4篇

关键词：水泥强度,检测能力,验证

1 引言

为确保本检测中心水泥强度检测能力符合要求, 我中心定期进行水泥强度检测能力验证。现将本中心2015 年8 月开始的水泥强度检测能力验证比对试验的情况归纳如下, 全部试验总共分为3 部分, 首先介绍“水泥强度检测能力验证”部分。然后, 再依次介绍为查找水泥检测中问题根源进行的另外两部分 (标准砂、抗压夹具对水泥检测强度的影响) 比对试验。

试验依据:GB175-2007 通用硅酸盐水泥

GB/T17671-1999水泥胶砂强度检验方法 (ISO法) ;

检测能力是否满意评判依据:

CNⅠS—GL02 能力验证结果的统计处理和能力评价指南附C 3 . 按专业标准方法规定评定。

即, 当水泥标准试样 (或分割样) 检测结果与标准值 (或权威检测机构测值) 差的绝对值不大于《水泥企业质量管理规程》附件6 试验允许误差, 结果判为满意。反之, 判不满意。

《水泥企业质量管理规程》 (工业与信息化部颁布2011年1月1日实施)

附件6试验允许误差表。

比对试验抗压强度允许误差值:不同实验室之间误差应≤±7.0%;

同一实验室内误差≤±5.0%。

2 两个试验室对同一水泥样品强度检测比对

首先在本中心Ⅰ、Ⅱ两个水泥试验室之间开展水泥强度检测比对。水泥试样为P.0 52.5R, 分为两份由Ⅰ试验室和Ⅱ试验室利用现有设备分别检测, 结果如下表1

注:Ⅱ试验室抗压夹具是新购, 标准砂也是新采购的。

比对试验表明:Ⅰ试验室对P.0 52.5R水泥检测的强度明显高于Ⅱ试验室检测的强度值;两者间的误差大于《规程》允许误差范围 (≤±7.0) 2 倍以上, 结果不满意。

3 与权威水泥检测机构——市水泥质量检测中心进行强度检测比对

为弄清楚本中心Ⅰ试验室与Ⅱ试验室水泥强度检测出现巨大误差原因?到底是哪个试验室的水泥强度检测能力不满意?我们将3 种水泥 (P.C 32.5R、P.0 42.5R、P.0 52.5R) 样各分为3 份, 分别由市水泥质量检测中心、本检测中心Ⅰ试验室、Ⅱ试验室进行强度检测比对。其测试结果见下表2 。

从表2 中3 个水泥样品比对试验结果可知:

1) Ⅰ试验室与Ⅱ试验室检测的水泥强度存在显著差异, Ⅰ试验室明显高于Ⅱ试验室;

2) Ⅰ试验室3 种水泥强度检测结果与市水泥质检中心的误差小于允许误差 (≤±7%) 。故Ⅰ试验室检测能力是满意的;

3) Ⅱ试验室3 种水泥试样检测结果均比市水泥质量检测中心低7~10MPa. 误差均超出允许误差 (≤±7%) 的范围, 其中P.0 52.5R水泥, 12#试验结果强度不合格, 故Ⅱ试验室检测能力不满意。

4) 该对比试验初步表明:新标准砂、新夹具是否是水泥检测强度偏低导致不合格的重要因素需进一步验证。

4 采用水泥标准试样进行强度检测比对

为验证本中心两试验室的水泥强度检测能力, 我们用某大型水泥企业提供的“专门用于水泥强度检测能力验证的水泥标准试样” (编号 “LRM71”) 再次进行了比对试验, 试验分两步进行;

4.1 由本中心Ⅰ试验室、Ⅱ试验室分别对水泥标准试样进行强度检测, 结果见下表3

结果再次证明:Ⅰ试验室的水泥强度检测能力是满意的。Ⅱ试验室水泥强度检测能力不满意。

4.2 用水泥标准试样验证试验人员的检测能力

该比对试验由Ⅱ试验室试验员和Ⅰ试验室试验员都在Ⅰ试验室内进行水泥强度检测, 试验设备和条件相同, 只是试验操作人员不同, 时间有先后。检测结果见下表4。

结果表明:Ⅰ试验室与Ⅱ试验室的试验人员的水泥强度检测能力都是满意的。

5.结语

根据以上系列比对试验可知:

1) 本中心试验人员的水泥强度检测能力是满意的;

2) Ⅰ试验室的水泥强度检测能力是满意的。Ⅱ试验室的水泥强度检测能力不满意;

3) Ⅱ试验室的水泥强度检测能力不满意的原因:可能是试验环境和条件发生改变。 (Ⅱ试验室的试验员在Ⅰ试验室检测水泥标准试样的强度结果是满意的, 说明Ⅱ室的试验员的水泥强度检测能力是满意。)

4) 标准砂、抗压抗折夹具是否是水泥检测强度偏低导致不合格的重要因素需进一步验证。

参考文献

CNⅠS—GL02《能力验证结果的统计处理和能力评价指南》中国合格评定国家认可委员会 2006年6月

信息强度 第5篇

随着高速铁路的飞速发展, 动车组作为高速铁路的技术核心, 对其技术要求也越来越高。转向架是动车组的重要组成部件之一, 其上不仅装有许多零部件, 如电机、齿轮箱等, 而且还要传递垂向力、横向力以及扭曲载荷等, 因此, 其结构的疲劳强度对整车的安全性能十分重要。根据大量的调查研究可知, 在动车组运行过程中, 转向架承受着极其复杂的交变载荷作用, 这样极易导致焊接结构的转向架产生疲劳损伤, 使其自身的安全性能下降, 进而威胁到整车的行车安全[1]。因此, 对动车组转向架的强度研究显得十分必要。本文以某高速动车转向架为例, 根据标准EN13749《铁路应用—转向架构架结构要求的规定方法》, 对其进行静强度和疲劳强度试验, 并通过计算机辅助软件ANSYS进行有限元分析, 以评定该高速动车转向架构架强度是否符合设计要求[2]。

1 构架强度试验方法

1.1 构架概况

高速动车转向架构架以焊接结构为主。本文研究的转向架构架为全封闭焊接结构, 由2个侧梁和横梁组成, 俯视图呈H形, 其结构如图1所示。其主要材料为P355NL1型合金钢, 屈服极限σs=355 MPa, 强度极限σb=510 MPa。

1.2 试验方法

模拟构架的受力情况, 对其施加垂向、横向、纵向、扭曲、侧滚等载荷, 用数据采集系统和计算机系统采集构架上测点的应变, 最后经数据处理得到各点应力值。

2 构架的受力分析和载荷处理

2.1 构架的受力分析

构架的受力简图见图2, 包括了垂向载荷 (Fz1, Fz2) 、横向载荷 (Fy1, Fy2, Fy-stop) , 扭曲载荷 (Utwist) 、侧滚力 (Froll1, Froll2) 、纵向菱形载荷 (Fx-loz) 。为使得构架左右受力均匀, 垂向力作用在构架两边 (1, 2侧梁) 的空簧座处。当车辆过曲线时由于横向位移过大, 车体将会与横向止档接触, 故横向力作用在横向止档处。由于过曲线引起的超高等原因, 将产生扭曲载荷、侧滚力和纵向菱形载荷。扭曲载荷作用点在一位轮对 (3号轮轴) 左边车轮处;一对侧滚力作用在两侧的抗侧滚扭转安装座处 (图1中侧梁外侧安装座处) , 大小相等, 方向相反;纵向菱形载荷作用于轮轴 (3, 4轮轴) 的两端, 同侧方向相同、大小相等。

2.2 载荷处理

2.2.1 超常工况 (极端条件下的受力工况)

(1) 垂向负载为:

其中:Mv为车辆自重, Mv=70 264kg;P1为乘客总质量, P1=1 430kg;m+为转向架自重, m+=8 989kg。将相关参数代入式 (1) 计算得Fzmax=370.82kN。

(2) 横向负载 (由二系悬挂和横向止档共同承担) 为:

其中:Fytrmin为未加载时所受的横向力, Fytrmin=104 N。将相关参数代入式 (2) 计算得Fymax=137.72kN。

二系悬挂所承受的载荷为:

其中:K为二系悬挂的横向刚度, 取值为0.2 MN/m;D为横向止档的空隙, 取值为5.4 mm。将相关参数代入式 (3) 解得Fy1=10.8kN。

横向止档所承受的载荷为:

(3) 扭曲载荷为:

(4) 纵向菱形载荷为:

5种超常工况载荷组合如表1所示。

2.2.2 运营工况 (运营条件下的受力情况)

(1) 垂向负载为:

在运营过程中, 车体会发生垂向运动, 使垂向力发生变化, 其变化大小由垂向力百分数β (取值为0.2) 表示:

则在运营工况下的垂向力为:

(2) 横向负载为:

二系悬挂所承受的载荷为:

横向止档所承受的载荷为:

(3) 扭曲载荷为:

(4) 侧滚负载:

由以上计算可得到7种运营工况载荷如表2所示。

试验中的加载方式如图3所示。

3 有限元仿真

为了验证试验的可信性, 本文进行了结构的有限元仿真计算, 通过试验测出各超常工况下构架关键点的最大应力 (von Mises应力) , 与仿真计算中所得到的对应点的最大应力进行对比, 分析其一致性。

3.1 有限元模型

针对该转向架构架, 通过软件Pro/E建立其基本模型, 再通过Hypermesh对其进行网格划分, 得到构架的有限元模型, 如图4所示。

3.2 载荷处理

在有限元计算中, 其载荷施加方式和试验中的载荷施加方式一致, 其数值大小也与试验中的数值大小相同。在超常载荷工况时, 需考虑构架在垂向、横向和扭曲载荷作用下结构的静强度是否满足要求;通过模拟构架一般运营载荷工况, 结合Goodman曲线评定结构疲劳强度[3]。

4 强度评价

4.1 静态评价

超常工况下试验的最大应力值与对应点的仿真值如表3所示。试验所得最大应力值为158.3 MPa, 有限元仿真分析得到的最大应力值为160.4 MPa, 结果基本一致。在超常工况下, 二者的最大应力值都没有超出构架的许用应力σs=355 MPa, 由此可知, 构架在超常工况下能够满足静强度要求。

4.2 疲劳评价

本文主要根据构架试验所得的数据进行疲劳评价, 其主要方法是采用Goodman疲劳极限图法[4,5], 具体如下:

(1) 选取8个应力较大的点作为主要参考点, 其位置如图5所示。

(2) 确定参考点在运营工况下的最大应力值以及最小应力值, 结果如表4所示。

(3) 由最大应力σmax和最小应力σmin算出平均应力σm和应力幅值σa:

MPa

(4) 将各参考点的平均应力σm和应力幅值σa代入材料的疲劳极限曲线图, 其结果如图6所示。

从图6中可以看出, 各参考点的应力幅均小于Goodman图确定的许用应力幅 (其许用应力幅为由最内侧的线组成的封闭区域) 。由此可以评定该高速动车转向架构架的疲劳强度合格。

5 结论

(1) 在超常载荷工况下, 其试验最大应力值为158.3 MPa, 其仿真最大应力为160.4 MPa, 均小于构架的许用应力值σs=355 MPa, 试验结果与计算结果具有良好的一致性。结果表明该高速动车转向架构架满足静强度的设计要求。

(2) 根据一般运营载荷工况静强度的试验结果, 选取其中8个参考点对构架进行疲劳强度评定, 通过对试验结果的分析, 可知该构架的疲劳强度也满足设计、运用要求。

参考文献

[1]Luo R K, Gabbitas B L, Brickie B V.Fatigue life evaluation of railway vehicle bogie using an integrated dynamic simulation[J].Proc Instn Mech Engrs, 1994, 208:123-132.

[2]叶洪岩, 邬平波.转向架焊接构架静强度分析及疲劳强度评估[J].铁道机车车辆工人, 2011 (2) :23-28.

[3]安琪, 李芾, 付茂海.工程轨道车转向架焊接构架强度与模态分析[J].内燃机车, 2008 (9) :24-26.

[4]赵永翔, 杨冰, 彭佳纯, 等.铁道车辆疲劳可靠性设计Goodman-Smith图的绘制与应用[J].中国铁道科学, 2005 (11) :6-12.

信息强度 第6篇

由于加计扣除政策具有普适性强、含金量高、适用面广等特征,近年来受到政府部门、企业以及科技界等各方的高度关注[3],许多学者从该政策是否促进企业自主创新投入的角度探讨其激励效果[3,4],但政府研发费用税收优惠政策的最终目标是落实到通过创新产出成果转化为生产力,进而提高生产效果与经济效益[5],所以探讨加计扣除政策对企业经济效益的激励效果,对政府制定相关税收优惠政策更具意义。夏力认为税收优惠政策只有在某些条件下才能促进企业的技术创新[6],这是因为在税收优惠政策的刺激下有限度地增加R&D投入并不必然地转化为创新成果的增加[7],而只有在研发投入强度超过一定门槛时才能产生绩效[8],进而提升企业的价值。本文以创业板享受加计扣除政策的248 家高新技术企业2011 - 2013 年的数据为样本,分析加计扣除政策在不同R&D投入强度水平上对企业价值的影响,旨在考察国家为促进企业的科技创新能力而出台的税收优惠政策的实施效果,同时为企业增加R&D投入提供证据支持。

1 文献回顾

1. 1 税收优惠政策与企业价值

国内外学者从不同的角度探讨税收优惠政策与企业价值的关系,多数研究表明二者呈正相关关系。一是从创新产出的角度研究发现,享受税收优惠政策的企业拥有更多的新产品[9]和专利权[6],进而为企业创造价值。二是以绩效作为企业价值的替代指标,研究发现税收优惠政策可以显著提高企业的生产力[10]、经济增长率[11]和销售收入[12]。三是在研究中引入行业、规模、地区等第三变量的文献也在逐年增加。杨杨等研究发现服务业企业享受税收优惠政策其企业价值会显著提高[13],行业因素对于R&D与企业价值二者关系的调节作用得到了验证[10]。Asokan Chiang Lee研究得出规模差异是影响税收优惠政策实施效果的因素之一[14],李雪冬等从经营效率角度研究发现,税收优惠政策可以显著提高大、中型企业的企业绩效,而对小型企业则不存在明显的促进作用[15]。与此同时,企业所在地不同,税收优惠政策对企业绩效的促进作用也会有所差异,东部地区的企业更能通过享受税收优惠政策而显著提高企业的创新绩效[16]。

1. 2 研发投入与企业价值

西方文献较早就开始关注R&D投入对企业价值的影响,但我国对二者关系的研究起步较晚,大多数学者认为创新研发有利于提升企业价值[17,18,19],也有部分学者的研究发现,创新研发与企业绩效呈负相关关系[20],甚至没有直接相关关系[21]。

研究结论的不同可能是因为二者的关系还受企业内外经营环境和经营条件的影响,所以为了探讨二者间的真实关系,学者们在研究中逐渐开始考虑其它变量的影响。公司特征因素是学者们研究的热点,Connolly等认为规模越大的企业其R&D投入对企业价值的提升作用就越显著[22],我国学者同样研究发现企业规模是影响二者关系的因素之一[23];Jefferson等认为行业对R&D投入与企业绩效的关系具有显著影响[24],不同行业企业的R&D投入对绩效的影响效果存在显著差异[25]。不同于公司特征因素,任海云发现公司治理因素会显著影响研发支出与企业绩效的关系[26],其中股权性质和两职合一对R&D强度与企业价值之间的关系具有调节作用[27]。与此同时,R&D投入强度与企业价值的关系会因企业负债水平的高低而有所差异,负债水平较高企业的R&D投入对企业价值的正向影响是减弱的[28]。

通过对文献的梳理可以发现,国内外学者对税收优惠政策和研发投入与企业价值的关系分别进行了探讨,并得到了一致的结论,即税收优惠政策和研发投入均可以提升企业价值,而且第三变量的引入使得研究结论更为可靠。但是以往研究的不足之处体现在: ( 1) 虽然税收优惠和研发投入对企业价值均有促进作用,但税收优惠政策、研发投入和企业价值三者之间的关系却还没有得到解决; ( 2) 在税收优惠政策中被政府认为是最能有效促进企业创新的加计扣除政策,却鲜有文献探讨第三变量对加计扣除政策与企业价值关系的影响。基于此,本文引入研发投入强度,来研究加计扣除政策在何种条件下会对企业价值产生影响。

2 研究设计

2. 1 研究假设

根据新增长理论,技术创新是国家经济增长的不竭源泉。因为企业是研发活动的微观主体,所以鼓励企业进行技术创新已经成为一国经济增长的重要源泉。但由于技术创新成果存在外泄的风险[1],以及在金融市场中的信息不对称等问题[29]导致的R&D支出较低。根据准公共产品理论,技术创新单纯依靠竞争性市场机制,不能有效实现研究开发资源的优化配置。所以在推动企业科技创新的过程中,政府适当的干预就显得至关重要,因为政府可以利用财政创新政策降低资源配置的低效状态,进而纠正市场失灵[30]。但相对于直接给予R&D补贴,税收优惠政策更为普遍和公平,而且该政策使得企业拥有R&D的自主选择权,这将更有利于发挥市场机制对企业研发创新的促进作用[31],因此税收优惠政策成为各国政府选择促进企业研发创新的常用手段。我国也陆续出台了一系列的税收优惠政策,如对研发支出的税前扣除、加速折旧、所得税的优惠等,这些优惠政策都可以降低企业的研发成本[32],进而提升企业价值。但其中被认为支持力度最大、政策设计最公平的当属企业研发投入加计扣除税收优惠政策,该政策的目的在于鼓励企业加大创新投入力度,提升企业的自主创新能力,以期获得竞争优势,提升企业价值。故提出如下假设:

假设1: 加计扣除优惠与企业价值显著正相关。

在2008 年新出台的加计扣除政策中,由于没有规定具体符合条件的 “研究开发活动” 的判定方法,并且企业拥有立项权,所以这就给那些无意于进行研发和创新、只钟情于 “加计扣除”优惠的企业留下了避税之门,企业仅仅为了享受优惠增加研发投入而并不重视研发投入是否为企业带来了创新产出,并不易于企业创新能力的提升,更不利于提升其绩效[33]。戴小勇等认为企业只有在研发投入强度超过一定水平时才能对企业的资产收益率产生显著促进作用[8],因为有限度的增加研发支出并不一定能够转化成为创新成果[7]。所以,仅享受加计扣除优惠而不注重自身价值提升的企业其研发投入强度会相对较低,只有研发投入强度高的企业,加计扣除政策才会促进其价值的提升。国际上认为如果企业的研发投入强度小于5% ,则只能勉强生存,只有投入强度大于5% 的企业才具有竞争力[26]。故提出如下假设:

假设2: 研发投入强度正向调节加计扣除优惠和企业价值的关系。

2. 2 样本选取及数据来源

2. 2. 1 样本选取。首先,考虑到R&D数据的可获得性,本研究以创业板上市公司为样本。然后,按以下原则对创业板上市公司进行剔除: ( 1) 为了保证研发强度数据的准确性和一致性,剔除财务报表附注中没有单独披露研发费用的上市公司; ( 2) 剔除ST和ST* 的上市公司,以控制极端值对统计结果的不利影响; ( 3) 由于加计扣除政策对企业研发投资的影响在短期内难以显现,所以选取的样本至少有近三年的数据,所以剔除2013 年以及2012 年新上市的公司; ( 4) 选取的样本均被国家认定为高新技术企业,这是因为高新技术企业的研发支出相对更符合加计扣除的标准。最后,根据以上标准本文选取了248 家上市公司,总共744 个有效观测样本。

2. 2. 2 数据来源。本文所使用的数据包括上市公司获得的税收优惠基本信息、发生的研发费用和相关财务数据,企业的财务数据来自国泰安数据库,企业的研发费用和税收优惠基本信息来自巨潮资讯网上披露的年度报告中,并通过手工整理得到。此外,为了保证数据的相对完整和一致,对个别企业缺失的财务数据也通过上市公司的年报做相应补充。

2. 3 变量定义

2. 3. 1 加计扣除优惠强度。为了衡量研发支出加计扣除产生的税收激励效应,本文借鉴刘忻等[34]的研究方法,采用研发支出加计扣除优惠强度指标。先计算企业研发支出税前扣除带来的研发投资成本减少,再将其除以总资产进行标准化从而获取研发支出加计扣除优惠强度。

2. 3. 2 研发投入强度。本文首先采用国际上通用的研发投入强度( 即研发费用/营业收入) 来衡量企业研发投入状况,这是因为研发投入强度指标可以消除规模的影响; 然后根据计算得出的研发投入强度按强弱程度将样本分为三组,按照国际通用标准,高技术企业研发投入强度在1% 以下的是无法生存的,2% 左右勉强可以维持,只有在5% 以上的企业才具有一定的竞争力[26]。所以,本文以研发投入强度小于等于2% 、大于2% 但小于等于5% 、大于5% 为标准将样本分为三组。

2. 3. 3 企业价值。相比其他衡量企业价值的指标,Tobin's Q具有不易受到操控且能反应企业的长期绩效和未来预期现金流收益的优点[35],因此诸多学者[21,27,28]研究中倾向用此指标来替代企业价值。本文也选取反映企业市场业绩表现的Tobin's Q指标作为企业价值的代理变量,以增强研究结论的可靠性和可比性。

此外,由于影响企业价值的因素较多,所以在研究中要控制其它因素对企业价值的影响,根据国内外已有研究文献的观点,本文将选择部分变量作为控制变量。具体各变量指标如表1 所示:

2. 4 模型设定

通过以上分析,我们构建如下模型对假设进行验证。

3 实证结果及分析

3. 1 描述性统计

全样本数据的描述性统计分析结果如表2 所示,总体样本公司的托宾Q值( Tobin's Q) 的均值为3. 116,最大值为10. 754,最小值仅为0. 043,说明创业板上市公司中各个企业的价值差距较大; 研发投入强度( R&D) 均值达到5. 3% ,说明创业板上市公司研发投入达到了国际标准,但研发投入强度的差距很大,最小的仅有0. 06% ,而最大的则达到52. 70% ; 研发支出加计扣除优惠强度( Deduction)的均值仅为0. 14% ,这可能是由于政府的加计扣除比例较小所致。

为了验证加计扣除优惠强度与企业价值的关系,本文按照加计扣除优惠强度的均值将总样本分为两组,并对两组的托宾Q值进行独立样本T检验,检验结果如表3 所示。研究发现,无论方差是否相等,T值均通过了显著性检验,说明加计扣除优惠强度高的组,其价值显著优于加计扣除优惠强度低的组。

注: ***、**、* 分别表示双尾检验的统计显著水平为1% 、5% 和10%

发达国家经验表明,企业R&D投资只有达到其销售收入的5% 以上才具有较强竞争力,而2% 只能勉强维持,所以按照国际标准本文将总体样本进行分组,如表4 列示的总体样本公司2011 - 2013 年的R&D投入强度的分布情况。

从表中可以看出,2011 年R&D投入强度在5%以上的公司仅占28. 63% , 在2013 年上升至34. 68% ,虽然有逐年上升的趋势,但上升幅度较缓慢,然而近半数企业维持在2% - 5% 的投入强度水平。由此可见,尽管我国创业板上市公司总体的研发投入强度均值超过5% ,但近70% 的企业并没有达到5% 。

3. 2 各变量间Pearson相关性

各变量间Pearson相关系数如表5 所示,从表中可以看出,托宾Q值与研发支出加计扣除优惠强度显著正相关,P值为0. 000,相关系数为0. 455,说明加计扣除优惠强度能够显著提高企业价值,初步验证了假设1。

一般来说,相关系数超过0. 9 的变量在分析时存在严重共线性问题,在0. 8 以上可能会有共线性问题。但从表中可以看出各自变量之间的相关系数均不高,所有变量之间的相关系数均未超过0. 7,这说明各个变量之间不存在明显的共线性问题,可以进行回归性检验。

3. 3 回归结果与分析

3. 3. 1 主效应检验及其结果。主效应检验结果如表6 所示, 方程具有显著的统计学意义( F =49. 979***) ; 各变量的方差膨胀因子( VIF) 的值在1. 008 和1. 445 之间,平均值远低于可接受水平10,故变量之间不存在多重共线性问题; D - W值为1. 905,说明不存在一阶自相关; 回归结果显示,加计扣除优惠强度与企业绩效呈显著正相关关系,回归系数在1% 的显著性水平上通过了检验,故假设1 得到验证。

注: ***、**、* 分别表示双尾检验的统计显著水平为1% 、5% 和10%

主效应检验结果还有助于对本研究对控制变量的选择进行调整,在进行调节效应分析时,一般要求所选取的控制变量与因变量之间显著相关[54]。由表6 中可以观察到,控制变量中的资产报酬率、总资产周转率、资产负债率和年度通过了显著性检验。因此,在之后的调节效应检验过程中,仅保留资产报酬率、总资产周转率、资产负债率和年度这三个控制变量。

注: ***、**、* 分别表示双尾检验的统计显著水平为1% 、5% 和10%

3. 3. 2 调节效应检验及其结果。本文借鉴严焰和池仁勇的研究方法,利用分组回归方法检验研发投入强度的调节效应。表7 中为调节变量 “研发投入强度”对自变量和因变量的分组回归结果,其中包括M2 - 1、M2 - 2 和M2 - 3 三组模型。

注: ***、**、* 分别表示双尾检验的统计显著水平为1% 、5% 和10%

在M2 - 1 模型中,即研发投入强度小于等于2% 时, 方程具有显著的统计学意义( F =7. 895***) ,回归结果显示,加计扣除优惠强度与企业价值呈正向相关关系,但回归系数并不显著;在M2 - 2 模型中,即研发投入强度大于2% 但小于等于5% 时,方程具有显著的统计学意义( F =8. 011***) ,且调整R2有一定的提高( ΔAdjusted R2= 0. 005) ,回归结果显示,加计扣除优惠强度与企业价值呈正向相关关系,回归系数为68. 134,大于M2 - 1 中的33. 024,但仍不显著; 在M2 - 3 模型中,即研发投入强度大于5% 时,方程具有显著的统计学意义( F = 45. 872***) ,且调整R2有显著提高( ΔAdjusted R2= 0. 355) ,回归结果显示,加计扣除优惠强度与企业价值呈显著正相关关系,回归系数为381. 620,大于M2 - 2 中的68. 134。由此可见,随着研发投入强度的提高,加计扣除优惠强度对企业价值的促进作用就越显著,即研发投入强度对加计扣除优惠强度与企业价值之间的关系起正向调节作用,故假设2 得到验证。

4 结论与建议

4. 1 结论

加计扣除政策是政府激励企业进行技术创新的重要手段之一,其有效性一直以来都是学术研究的热门话题。本文以创业板上市公司的相关数据作为样本,实证研究了加计扣除优惠强度、研发投入强度和企业价值三者关系。最终得出以下结论:( 1)加计扣除政策的激励作用达到了预期的效果;( 2)研发投入强度对加计扣除优惠强度与企业价值的关系起到了正向调节作用,说明企业提高研发费用的投入强度,更利于企业价值的提升。

4. 2 建议

( 1) 引导企业规范研发费用的归集口径,提高会计核算质量,增加企业享受加计扣除政策的数量,提高该政策的普惠性; ( 2) 高新技术企业应不断加大研发投入强度,充分享受加计扣除政策给企业价值所带来的积极影响,走 “研发投入———价值提升———再研发投入———再价值提升” 的企业自主创新的良性循环之路; ( 3) 政府可依据企业研发投入强度不同而实施差别化的加计扣除政策,实行递增的等级扣除制,即企业提高研发投入强度能享受更高的扣除比例,以进一步激励企业自主开展创新活动的积极性,加快我国实现建设创新型国家战略目标的步伐; ( 4) 完善现行的加计扣除政策,强调研发费用发生地扣除原则,将政策的激励效果更多体现于对我国境内企业的研发活动支持。

摘要：以2011-2013年创业板高新技术企业所享受的加计扣除优惠政策为研究对象,选取托宾Q值作为企业价值的代理变量,考察企业享受加计扣除优惠政策是否能够提升企业价值。研究发现,加计扣除优惠强度可以显著提高企业价值;研发投入强度对加计扣除优惠强度与企业价值的关系起到正向调节作用。

信息强度 第7篇

1 动车组振动的原因

引起车辆振动的原因是多样的。就轨道方面而言, 钢轨接头处的轮轨冲击、轨道垂向变形、轨道的局部和随机不平顺都是重要的激振源;铁道车辆车轮采用锥形踏面是车辆蛇行运动的直接诱因;此外, 车辆车轮偏心、不均重、踏面擦伤等因素都将引起不同形式的车辆振动。在动车组设计环节中, 应该通过运用现代分析方法, 合理设计结构和匹配参数, 保证动车组良好的动力学性能。随着计算机技术的飞速发展, 在设计过程中采用数值计算方法预测车辆动力学性能成为可能。

2 动车组结构强度规范

随着运行速度的提高, 现代机车车辆主要承载结构, 如车体、转向架构架和轮对等, 所承受的载荷更为复杂。为保证机车车辆运行安全, 必须在设计阶段就对这些结构进行强度计算。机车车辆强度计算的目的是为了确定机车车辆承载部件在运用载荷作用时具有的承载能力, 保证其在使用期间内具有安全性和可靠性。同时, 应尽可能减小机车车辆及其部件的结构自重, 充分发挥结构的整体承载能力。

强度规范的作用是保证机车车辆的运行性能和使用安全。规范对机车车辆结构必须满足的载荷和环境条件以及对设计、制造、试验、维护和使用的要求作出了规定。强度规范多由各国政府的相应机构 (如铁道部、交通部等) 颁布。制定强度规范时, 不仅针对机车车辆在发展中不断遇到的新问题, 反映解决这些问题的最新科学技术成就, 而且应符合本国的政策和实际情况。因此, 各国的规范不尽相同, 并且每隔几年修订一次。机车车辆强度规范规定了对机车车辆结构的实际要求、载荷和环境条件以及研制程序。

强度规范对机车车辆结构设计规定三级载荷:使用载荷、试验载荷和设计载荷。使用载荷或称为限制载荷, 是机车车辆正常运行时可能承受的最大载荷;试验载荷是使用载荷与载荷系数的乘积, 它介于使用载荷和设计载荷之间;设计载荷或称为极限载荷, 是使用载荷与安全系数的乘积。根据强度规范中对安全系数和载荷系数的规定可以算出载荷的大小。静强度规范还对结构的刚度特性提出了要求。强度规范的内容除静强度外, 还涉及动强度、疲劳与断裂等, 其中疲劳与断裂分析的载荷条件称为载荷谱。强度规范对保证操纵系统和控制系统的可靠性提出了要求, 对强度设计程序和结构试验内容与安排作出了规定, 最后还规定了应提供的数据和报告的种类、格式和内容。目前, 与铁道车辆技术发达国家相比, 我国的机车车辆强度规范涉及的范围和内容还很不完善, 特别是在高速铁道车辆领域, 强度规范几乎是空白, 今后需进一步加大强度规范制定力度并完善强度规范内容及范围。

3 CRH型动车组结构强度试验分析

由于我国目前对于高速列车的结构强度还没有公布正式的试验标准, 因此本节采用我国铁道部2001年颁布的《200km/h速度及以上速度级铁道车辆强度设计及试验鉴定暂行规定》 (以下简称《暂行规定》) 进行说明。

《暂行规定》规定了我国新研制的最高运行速度达到或超过200km/h的一般用途的准轨高速铁道车辆及其主要零部件的结构强度设计、评估及试验鉴定的要求。这里所说的铁道车辆包括运行速度200km/h及以上速度级的高速动车组中的动车和拖车, 它们在普通线路上回送时均不得通过驼峰和进行溜放作业。动车指带有牵引动力轴的车辆, 包括动力集中式中的机车 (动力车) 和动力分散式的动力车。而拖车指不带牵引动力轴的车辆。高速动车组车辆强度设计的基本原则是车辆及其零部件应能承受运用中各种载荷的作用, 并应充分发挥结构的整体承载能力, 并尽可能减小自重。结构的承载能力按应力、变形、稳定性和疲劳等4项指标进行评价。

1) 超常载荷静强度试验。该试验的目的是检验转向架构架在最大可能载荷组合下不发生破坏和永久变形, 试验在试验台上进行, 应最大限度地模拟运用中所发生载荷的性质。所有大应力区, 尤其是应力集中区都应布置应变片或应变花。各载荷工况以不小于3/4最大载荷进行预加载, 然后分2~3级加载到最大载荷。不发生永久变形时, 至少进行3次加载试验, 按3次平均进行评价。同时要记录分级加载中各级加载时的应力。2) 模拟运营载荷静态试验。该试验的目的是检验转向架在运用载荷作用下是否会产生疲劳裂纹。试验应在试验台上进行, 能正确模拟运营中各项载荷的作用。应使用组装好的转向架进行试验, 并能正确模拟与车体连接的间隙和自由度。3) 刚度试验虽然不对转向架构架的刚度进行数值上的评定, 但是建议进行此项试验。这可以为分析转向架的性能提供必要的数据。整个刚度试验包括垂直弯曲刚度试验、横向弯曲刚度试验和扭转刚度试验。4) 疲劳试验。疲劳试验的目的是验证转向架构架的疲劳强度, 对疲劳寿命进行评估。根据构架模拟运营工况的载荷要求, 疲劳试验中包括垂向静态载荷、模拟曲线上滚摆的垂向准静态载荷、模拟浮沉振动的垂向动态载荷、横向准静态载荷和横向动态载荷。构架疲劳试验应在能正确模拟实际运营中各载荷的作用方式的试验台上进行, 同时构架在试验台上的安装应能正确模拟悬挂支承方式及与车体连接件的间隙和自由度。强度与刚度评定包括静强度评定、运用状态强度评定和刚度评定。

1) 静强度评定。基本载荷中各载荷单独作用时产生的应力不得大于材质规定的超常载荷许用应力, 不得产生永久变形。基本载荷中垂向载荷分别与静态纵向载荷Fys、F1s和车体内外压差6k Pa气动载荷同时作用时的合成应力不得大于材质规定的超常载荷许用应力, 不得产生永久变形。2) 运用状态强度评定。运用状态的载荷可能导致材质疲劳, 原则上应使用疲劳极限线图进行强度评定。但是对于钢质车体允许根据车体承受运用状态均布载荷作用下应力不超过材质规定的运用载荷许用应力来评定。3) 刚度评定。对于车体刚度不做具体数值规定, 车体应具备一定的刚度以保证连接其上的零部件作用正常。车头垂向和扭转刚度应和自振频率设计结合来考虑, 以获得良好的运用性能。车体纵向刚度是影响冲击纵向加速度的因素之一, 应与安全性一起加以考虑。

摘要：为保证车辆运行可靠, 高速动车组关键承载部件必须满足相关强度要求。本文分析CRH型动车组结构强度并进行试验研究。

关键词：动车组,结构强度,试验

参考文献

[1]卜继玲, 傅茂海主编.动车组结构可靠性与动力学[M].西南交通大学出版社, 2009.

[2]郭春丽, 齐淑萍.CRH3型动车组中间车车体结构强度分析[J].中国制造业信息化, 2010.