DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 5. 结语 延庆县山地多，平原少，区域内生态资源尤为丰富，在进行城乡规划时，应采用“先底后图”的规划思想，避免盲目的开发建设。生态敏感性分析是指导该区生态规划的重要途径，生态高度敏感区、中度敏感区和弱敏感区所占比重、分布情况，以此明确需要重点保护的生态高度态敏感区和适宜开发建设的生态弱敏感区。
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user: 摘 要 皮肤结核和麻风是以皮肤病变为主的传染病，烧伤、烫伤和机械破损是造成皮肤功能障碍的常见外科病，目前缺乏有效的皮肤修复制剂。本试验以细菌纤维素为材料，采用煮沸法荷载利福平，得到利福平纤维素膜。结果表明，利福平主要荷载于细菌纤维素的基质中，每cm 2 载药纤维素膜的质量为6 mg，载药量为5100 μg/cm 2 。动物试验显示，药片以自然融合的方式填补皮肤破损，发挥天然皮肤的作用。本试验为进一步研发广谱皮肤修复制剂奠定了基础。 关键词 :细菌纤维素，皮肤，利福平 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 传统治疗皮肤创伤的方法是使用敷料覆盖创口，比较常用的创伤敷料是纱布和脱脂棉，覆盖伤口防止感染，对创伤治疗可以起到一定的作用，但是覆盖在伤口上的纱布在愈合过程中易引起粘连，拆除纱布时会造成二次创伤，创面的积液也会引起细菌感染，增加换药次数和患者痛苦。因此，开发一种新型的创伤敷料已成为科研工作者的主要研究方向之一。 细菌纤维素(BC)具有超细微三维网状结构 [ 1 ] ，可以将药物载于其网状结构中，既可以达到良好的载药效果，也可以起到缓释药物的作用。BC纯度高，持水性能好，有较高的保湿作用，可以保证创口的湿润，同时能使受伤的皮肤与外界进行气体交换，有利于患者康复 [ 2 ] 。BC可生物降解，生物相容性好 [ 3 ] ，同时诱导受损上皮细胞修复。 利福平是一种广谱抗生素，对结核杆菌、麻风分枝杆菌有较强抗菌作用，对其它革兰氏阳性或阴性细菌也有杀菌作用。麻风是由麻风分枝杆菌(Mycobacterium leprae)引起的一种慢性传染病，主要病变在皮肤和周围神经。治疗麻风主要依靠口服利福平等药物，但是针对麻风病人的皮肤病变，缺乏有效的局部制剂。皮肤烧伤、烫伤和机械损伤是常见的外科疾病，一般愈合后会形成明显的瘢痕，皮肤功能不能恢复，目前没有可靠的治疗方法。本实验的目的是以细菌纤维素作为载体，将利福平荷载于细菌纤维素，利用细菌纤维素与皮肤存在高亲和性的特点，结合利福平广谱抗菌的优势，为治疗皮肤结核、麻风病皮肤病变和皮肤损伤提供新型制剂。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 材料 2.1.1. 药品与试剂 利福平(湖北九洲康达生物科技有限公司)，甲醇、无水乙醇、氢氧化钠等为市售分析纯。 2.1.2. 仪器 紫外–可见分光光度计(上海元析仪器有限公司)。 2.1.3. 实验动物 灰兔(15日龄，雌性)。 2.2. 木醋杆菌纤维素膜的制备 培养基组成为：蛋白胨2 g、牛肉浸膏1 g、氯化钠0.5 g、蔗糖1 g、麦芽糖1 g，加入纯水100 ml，溶解后调整pH值为7.0，置于500 ml三角烧瓶中高压灭菌30分钟，冷却后接种木醋杆菌(ATCC23767，本实验室保存) (10 8 CFU/ml) 1 ml。37℃静置培养10天，可见白色细菌纤维素膜形成。取出纤维素膜，用5% (W/V)氢氧化钠溶液浸泡，置摇床震荡(120 r/min)洗涤2小时，再用纯水洗至中性，置4℃冰箱备用。 2.3. 利福平-木醋杆菌纤维素载药膜的制备 将无水乙醇置于锥形瓶中水浴加温至90℃~100℃，密封，取一定量的利福平原料药溶于无水乙醇，形成过饱和溶液，在煮沸的乙醇溶液中放入BC，保持沸腾40 min，利福平被载入BC。然后将锥形瓶从加热套中取出，在25℃恒温条件下中静置沉降24 h后倾去上清液，取出载药膜放在干净表面皿中。放置冰箱中(4℃) 24 h，用蒸馏水冲洗表面，得到载药木醋杆菌纤维素膜。使用前用显微镜观察细菌生物膜表面特征。 2.4. 细菌纤维素膜中利福平的载药测定 2.4.1. 标准液的配制 精密称取利福平原料50 mg，将其溶于5 ml的甲醇溶液中，13 min后精密吸取其5 ml至100 ml量瓶中，用蒸馏水稀释定容到100 ml，避光保存备用。再分别精密吸取0.2、1.0、2.0、3.0、4.0、5.0 ml上述溶液加至10 ml量瓶中，用蒸馏水定容至刻度，配成1.0、5.0、10.0、15.0、20.0、25.0 μg/ml的系列标准溶液，测定OD 473 值。 2.4.2. 标准直线方程的建立 以吸光度为纵坐标(OD)、质量浓度(μg/ml)为横坐标(C)，绘制标准直线(图1)。得线性回归方程 Y = 0.028 X − 0.058 ( n = 5 ) ， R 2 = 0.998 。 图1. 利福平标准直线 2.4.3. 载药量测定 取载药细菌纤维素膜，切割成1 cm 2 的正方形方块，将载药方块分别置于8份5 ml的甲醇溶液中，等体积稀释5倍，形成均匀的利福平甲醇溶液后，用紫外分光光度计测定其吸光度，进而求出药物的浓度，根据公式 M S = C × V × S (设1 × 1 cm 2 载药量为MS，测量药物的浓度为C，体积为V，其中溶液稀释倍数为32)计算出载药量。 2.5. 皮肤缺损家兔模型的治疗实验 将家兔背部毛发剃除，并使用剪刀剪出两块0.5 cm 2 的创面，记作创口1和创口2，在创面处分别滴一滴甘油，创口1处敷载药细菌纤维素膜，创口2处敷未载药细菌纤维素膜，使用除去药棉的创可贴固定，并用医用纱布包扎(图2)。一周后观察伤口的愈合情况。 图2. 治疗前的创口与纤维素膜处理后的创口
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user: 3. 结果 从图3看出，在显微镜(100 × 16)下，未载药细菌纤维素可见纤维素交叉排列，纤维素网眼填充着细胞外基质。载药后，可见利福平主要被荷载于细胞外基质内。 图3. 细菌纤维素像图(100 × 16) 细菌纤维素载药后，片重及载药量见表1。根据表1，计算出片重为0.006300 ± 0.000515 g (平均值 ±标准差)，即载药纤维素膜的质量为6 mg/cm 2 ，每片载药量为5140.0000 ± 539.4559 μg/cm 2 ，即5100 μg/cm 2 。 从图4看出，治疗7天后发现，创口1创面平整，呈红色(利福平纤维素膜为红色)，说明利福平纤维素膜已经覆盖皮肤创面，与周围皮肤和皮下组织融为一体，发挥人工皮肤的作用。而创口2创面紧缩，未载药的纤维素膜脱落，创口以形成瘢痕的方式愈合，使创面周围形成明显的皱褶。可见，纤维素载药后可以作为人工皮肤，修复创面。 Table 1 Determination of the parameters of bacterial cellulose load with rifampici 载药纤维素片编号 片重(g) OD 473 值 药物浓度(μg/ml) 载药量(μg/cm²) 1 0.0067 0.824 31.500 5040.00 2 0.0058 0.864 33.929 5428.64 3 0.0066 0.769 29.536 4725.76 4 0.0054 0.771 29.607 4737.12 5 0.0064 0.693 26.821 4291.36 6 0.0060 0.982 37.143 5942.88 7 0.0069 0.884 33.643 5382.88 8 0.0066 0.917 34.821 5571.36 表1. 细菌纤维素荷载利福平的指标测定 图4. 纤维素膜治疗后的创口
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user: 4. 讨论 细菌纤维素具有良好的组织相容性，并且不被免疫系统排斥，是构造人工组织的天然材料。采用煮沸法，利福平被荷载到细菌纤维素膜上，从表1的数据可以看到，片重与药物荷载量呈正相关。从图2看出，利福平主要与纤维素网眼中填充的基质结合，基质的主要成分是多糖、蛋白质和少量核酸，载药机制值得进一步探讨。 皮肤损伤(烧伤、烫伤和机械破坏)和皮肤感染(结核杆菌、麻风分支杆菌)可引起皮肤功能丧失。大面积的皮肤修复仍然是临床医学面临的难题。治疗试验表明，采用利福平细菌纤维素片治疗皮肤机械破坏是有效的，既不出现免疫排斥，又不影响周围组织，药片以自然融合的方式填补皮肤破损，发挥天然皮肤的作用。我们推测，细菌纤维素可能与兔皮下组织发生了连接，纤维素的网眼，为组织细胞、新生血管提供了空间。 需要进一步研究利福平纤维素膜对皮肤感染尤其是分支杆菌感染的治疗效果，下一步我们拟复制动物结核杆菌皮肤感染模型，评价药效，为新剂型研制奠定基础。
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user: 摘 要 在木粉(WF)-聚氯乙烯(PVC)复合体系中引入少量力学性能优良、经强氧化剂表面处理的短切碳纤维(SCF)，模压成型以期制备高性能SCF-WF/PVC复合材料。检测所获复合材料力学性能结果表明：SCF与WF质量比为15:85时，复合材料力学性能最优；此时相对未添加的复合材料，其拉伸强度、弯曲强度及冲击强度分别提高了34.60%、28.03%及21.82%。对复合材料进行结构表征，SEM结果表明SCF经表面处理后，表面粗糙度增大，而FT-IR表明SCF表面被浓硝酸氧化成含氧基团(C=O与C−O)，因而其与PVC树脂基体的界面结合得到提高；TGA分析表明：SCF含量对复合材料的热性能影响明显。 关键词 :短切碳纤维，表面改性，复合材料，力学性能，材料表征 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 木塑复合材料(WPC)是以木质纤维等植物纤维为基体，与一种或多种热塑性塑料复合而成，应用广泛 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] ；它可减少对木材资源的依赖，也可减轻塑料污染 [ 5 ] 。但WPC力学性能普遍偏低，限制了其应用空间；如提高WPC的力学性能，则能极大地拓展其应用领域 [ 6 ] [ 7 ] 。 高性能纤维能极大地提高WPC的力学性能。Jarukumjorn等 [ 8 ] 将玻璃纤维添加到剑麻纤维/聚丙烯体系中，复合材料的拉伸、弯曲、抗冲击、耐热及耐水性能均得到提高；关苏军等 [ 9 ] 发现添加一定质量分数的玄武岩纤维时，复合材料的力学强度显著提高；Jamal等 [ 10 ] 研究表明，添加经NaOH溶液处理后的芳纶纤维(Kevlar)，WPC的性能得到了极大提高；Shim等 [ 11 ] 发现红麻纤维、亚麻纤维对WPC能增强力学性能。 短切碳纤维(SCF)是一种力学性能优异的材料，可与其它基体材料复合制备高强度、高模量、耐酸碱腐蚀、且具较好耐疲劳性能的材料，在航空航天材料及高温设备等领域应用非常广泛 [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] 。目前用SCF增强WPC力学性能的研究较少；又因SCF表面的活性官能团较少，反应活性差，导致SCF与PVC基体界面粘结性较差，为优化复合材料界面，需先对SCF进行表面处理；方法主要有空气氧化法、液相氧化法、等离子体氧化法和电化学氧化法等 [ 15 ] 。本文采用经浓硝酸液相氧化法表面处理SCF用以增强WPC，探究其与WPC力学性能及微观结构的关系。
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user: 2. 实验材料及方法 2.1. 材料与试剂 SCF：长度3 mm，直径7~9 μm，沈阳中恒复合材料有限公司；杨木纤维粉体(WF)：粒径250 μm，浙江临安银厚木粉厂；聚氯乙烯(PVC)：聚合度为107~118，新疆天业集团有限公司；γ-氨丙基三乙氧基硅烷(KH-550)：纯度 ≥ 98%，广州忆珲盛化工有限公司；邻苯二甲酸二辛酯(DOP)，工业级，冠县天洋橡胶助剂有限公司；石蜡，工业级，武汉永弘盛化工有限公司。 2.2. 试验设备 高速搅拌机：HS-50型；双辊开炼机：XK160型；粉碎机：PC-30型；热压机：Y33-50型；超声波清洗器：KM-800VDE-2；力学性能测试仪：HY-0230型；采用美国Q50 TGA analyzer (TA instruments，USA)分析复合材料的热力学性能。红外光谱仪，型号：IRAffini-ty-1，波数范围：500~4000 cm −1 ，日本SHIMADU产。扫描电镜仪，型号：Quanta450，美国FEI公司产。 2.3. 复合材料制备 2.3.1. 短切碳纤维改性 基于前期研究，本试验选用浓硝酸表面改性SCF，即将SCF置入浓度为70%的浓硝酸溶液中，在80℃下恒温水浴锅中加热1 h，在超声波清洗机中用蒸馏水超声清洗SCF至中性，再将SCF在100℃下干燥6 h后备用。同时用蒸馏水对未进行表面处理的SCF超声波清洗并干燥。对上述硝酸液体重复使用；当不再使用时，废液中加入适量纯碱-硝石灰；生成中性的硝酸盐溶液后存于废液桶中 [ 16 ] 。 2.3.2. 木粉改性 用8 wt%浓度的NaOH溶液预处理杨木纤维36 h，去除其表面杂质、灰分等，再用蒸馏水洗涤至中性，在100℃下干燥12 h后，再与偶联剂KH-550混合均匀干燥备用。 2.3.3. 复合材料的制备 将SCF、WF、PVC、塑化剂DOP、润滑剂石蜡(Wax)、稳定剂(Stabilizer)等投放至高速搅拌机中混合均匀，混合温度80℃，混合时间10 min，其中各组分比例见表1，表2。 Table 1 The ingredients for the composite Sample SCF WF PVC DOP Wax Stabilizer s-0 0 100 140 40 2 10 s-5 5 95 140 40 2 10 s-10 10 90 140 40 2 10 s-15 15 85 140 40 2 10 s-20 20 80 140 40 2 10 s-25 25 75 140 40 2 10 表1. 复合材料的成分 Table 2 The ingredients for the composite Sample Unprocessed SCF WF PVC DOP wax Stabilizer a-15 15 85 140 40 2 10 表2. 复合材料的成分 将混合均匀的物料加入双辊开炼机，160℃下混炼20 min至熔融状态。待其冷却后，用塑料粉碎机粉碎成无规则颗粒放入模具，将模具置于热压机中进行预热、热压成型。热压温度170℃，热压压力10 MPa，热压时间20 min。复合材料热压成型后通冷却水进行冷却降温。
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user: 4. 结论 1) SCF经浓硝酸改性后，表面出现沟槽，粗糙度变大，有利于增大SCF与PVC树脂的相互作用力，从而增大复合材料的力学强度。 2) SCF表面的部分官能团被浓硝酸氧化成含氧基团(C=O与C−O)，SCF的表面极性及表面粗糙度增大，提高了复合材料界面相容性。 3) SCF与WF质量比为15:85，复合材料拉伸强度、弯曲强度和冲击强度达到最大值，分别为38.9 MPa、61.2 MPa和10.16 kJ/m 2 。 4) SCF对WF/PVC复合材料热力学性能影响：随着SCF含量的增加，复合材料降解温度得到提高。
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user: 摘 要 根据拉伸试验中试件收缩率和延伸率间一定的适用公式，可以推倒出它们之间的公式。由偏差关系得出在小于0.09时收缩偏差较好，在中间一段延伸偏差较好，大于一定值收缩率偏差又变好的规律。在110%偏差率时收缩率的值小于延伸率，它的真实性高1.83倍。根据试件拉伸前后的延伸率得出在拉伸后的颈缩公式ψ > kε，在这里k是大于等于2的参数，颈缩变大k值也变大。 关键词 :分析比较，密度不变原则，真实断面收缩率公式，真实收缩率和延伸率偏差，颈缩公式 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 拉伸试验是确定材料机械性能的基本试验。假设变形前后试件的密度不变原则下，研究延展性和收缩量的偏差和颈缩，有一定的价值 [ 1 ] [ 2 ] 。本论文用推倒来算出真实收缩率和收缩率间的关系，分析了两者间的偏差。收缩率偏差大则它的真实性大，即收缩率变大。延伸率偏差小于收缩率，真实值变小。这在工程应用方面有利，因为我们不需计算即可知道曲线。在偏差较大区间，需换成真实值。所以一定范围内的偏差值变化规律是这次研究的内容之一 [ 2 ] 。因为颈缩是拉伸实验的最后一环，它的延伸率会大于前面延伸变形之和。但从45#中碳钢试件的拉伸试验结果分析来看颈缩阶段的延伸率没有那么大，也不是很小。其断面收缩率变化显著，它与延伸率相当甚至更大。这可能就是宋玉泉所说的“失稳” [ 3 ] ，所以我们研究颈缩是拉伸试验的比较重要的环节，比如许多断面收缩率大于延伸率2倍的状况是颈缩失稳引起的。如何理解断面收缩率大于2倍延伸率是本次我们研究的课题。
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user: 2. 计算结果 在试件中l 0 的一段称为标距，l为断裂后的标距测量长度。试件初始横截面积是S 0 ，断裂后是S，d 0 为圆试件的初始直径，d是断裂后直径 [ 1 ] 。试件理论收缩率用ψ和延伸率用ε表示，公式为 ε t = L N ( 1 + ε ) (1) 由 于 d ψ t = d S S 0 ， 所 以 ψ t = ∫ S 0 S 1 S dS = L N S S 0 = L N S 0 − Δ S S 0 (2) 由于 ψ = Δ S S 0 (3) 所以真实收缩率 ψ t = L N S 0 − Δ S S 0 = L N ( 1 − ψ ) (4) 即 ψ t = L N ( 1 − ψ ) (5) 由上可知收缩率的最大值小于1。真实收缩率 y = ψ t ，则 d y / d ψ = 1 / ( 1 − ψ ) 大于0，故 y − ψ 之间为增函数， Δ ψ 大于0时 Δ ψ t 也大于0，即随着 ψ 的增加而 ψ t 增大。在 ψ 小于10%时可用下式近似计算，即 ψ t ≈ ψ (6)
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user: 3. 讨论 从图1可以看出，在趋势线下方收缩率偏差大。在收缩率偏差9%~109%区间即在 ψ t = ( 1.09 ~ 2.09 ) ψ 区间真实延伸率和延伸率偏差之比小于收缩率偏差之比。表1是收缩率在 ψ t = 1.09 ψ 和 2.09 ψ 时的偏差大小的数据分析。它说明随着延伸率的增大延伸率的偏差变大。当 Δ ψ / ψ 为定值即图1左下角的位置0.09时和右上方1.09时随着延伸率的增大真实收缩率 ψ t 也增大。真实收缩率与真实延伸率偏差在0.09时相差不大，但在1.09时相差1.83倍。这说明真实收缩率的真实度增大了近一倍。真实收缩率在这些偏差时后者是前者的近2倍，说明收缩率值在偏差增大后变得更真实。在延伸量逐渐加大的情况下收缩偏差大于延伸偏差，所以收缩偏差的真实性大。如图1所示，可以从曲线上清楚看到这一趋势。根据图中虚线可知在虚线上方延伸率偏差率值大，在虚线下方断面收缩率偏差率较小。即延伸率在上方真实性高，断面收缩率在下方其真实性高。在9%~109%区间断面收缩率的偏差率比延伸率的高，真实性高。从图1可以看出，偏差 Δ 与断面收缩率ψ之比随着断面收缩率的增大而增大。此俩方程式的曲线为一条近似直线，收缩率偏差比延伸率偏差大约成比例增加。收缩率的偏差在大于80时它的偏差大于延伸率的1.83倍，说明收缩率比延伸率真实约1.83倍。 规定了两种标准拉伸试样， l 0 / S 0 = 11.3 和 5.65 。这里有根据密度不变原则 V = l 0 d 0 2 π / 4 = l d 0 2 π / 4 ，得 d 0 2 / d 2 = l / l 0 ，又由 l 0 S 0 = l S ，得 l / l 0 = S 0 / S ，故得 d 0 d = l l 0 = S 0 S (7) 对于圆拉伸试样，相应于 l 0 = 10 d 0 和 l 0 = 5 d 0 ，分别称为10倍和5倍试样。相应地，延伸率分别用ε 10 和ε 5 表示，标距短延伸率则大。由图2可知设拉伸前标距l 0 内分为5等分，拉伸实验后除了中间为 2 S 0 为外，其余为 1.2 S 0 。当第3段里发生的颈缩为 S 0 = 1 / 2 * d 0 π ，即 2 S 0 = 1 . 77d 0 。如果拉伸前的此段在拉伸后成为 2 S 0 ，由于2 > 1.8因此此段发生了颈缩，它的长度在此段没有超出过大范围，则最小值为 2 S 0 即为合格试件。如果颈缩大需相应增大倍数。如果颈缩断裂面在标距中央就直接测量l，如果偏移到距最近标距处 l 0 / 3 以内则可用移位法测量延伸率。研究颈缩发生区间就是探讨颈缩伸长量，以此进一步研究收缩率过大的原因。如果颈缩伸长量在 2 S 0 区间则认为收缩断口是产生了双晶形成较大的收缩量。 图1. 真实和延伸率偏差之比和收缩率偏差之间的关系图 Table 1 Deviation of reduction between ψ t = 1.09 ψ and ψ t = 2.09 数值% 序号 ε t Δ ε / ε ψ ψ t ψ t − ψ 式 1 2.00 0.99 2.00 2.18 ψ t = 1.09 ψ 2 2.46 2.42 4.76 5.19 3 4.80 4.69 9.10 9.92 4 7.1 6.83 13.0 14.1 5 13.7 12.6 23.1 25.1 6 21.7 18.9 33.3 36.3 7 84.8 70.3 75.0 81.7 8 1.00 0.99 2.00 4.18 ψ t = 2.09 ψ 9 2.41 2.42 4.76 9.95 10 4.80 4.69 9.10 19.0 11 7.13 6.83 13.0 27.1 12 13.6 12.6 23.1 48.2 13 21.8 18.9 33.3 69.6 14 85.0 53.8 75.0 156 表1. 收缩率在 ψ t = 1.09 和 2.09 ψ 时的偏差大小 图2. 拉伸前后试件延伸率的变化，这里S 0 是初始面积 设拉伸实验后 Δ l j 为颈缩长度变化， Δ l q 为其余部分长度变化。则 Δ l j ≥ Δ l q 时发生颈缩，由于 ψ t = ε t 可认为 ψ = Δ l j l 0 ≥ ε / 2 (8) 为延性材料颈缩发生依据。如果 Δ l j 值变大颈缩变大，它跟ε的变化成正比。 ψ和 1 / S 0 的关系曲线如图3。断面收缩率随着 1 / S 0 减少，ψ从90%减少到0。 1 / S 0 变小则试件面积S 0 变大断面收缩率变小。收缩率变大第一是因为试件尺寸外的外部条件，这时材料承载大，颈缩也大。第二是因为内部结构问题，这时裂纹经过的路径多而产生颈缩。这是试验负载和材料性质所致。从缺陷分析转位引起延伸率增加，双晶引起收缩率增加。 图3. 断面收缩率和 1 / S 0 的关系 如宋玉泉 [ 3 ] 提出的失稳等难以解决的现象发生，单纯依靠数学关系来解决是不够的，需要对此进行全方位的调查才能应用到实际当中，解决问题并成为标杆作用。例如失稳就是断面收缩率在大于等于理论延伸率时发生，这与数学关系论证相违背，所以需注意到为什么会发生这种现象来定义才能分析并解决问题，这会在以后的论文当中进行探讨。甚至某些断面收缩率达到数倍理论延伸率值也会有其一定的因素起作用。
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user: 4. 结论 1) 在真实收缩率小于1.09倍ψ时真实延伸率和延伸率偏差之比小于断面收缩率偏差率之比，收缩率更真实。当真实收缩率大于2.09ψ时收缩率偏差又变大，当真实收缩率一定时收缩率变大，偏差也变大，收缩率也更真实。真实收缩率在0.09和1.09偏差时后者是前者的近2倍，说明收缩率值在偏差增大后变得更真实。当 Δ / ψ 为80时收缩率偏差比延伸率的偏差大，约1.83倍，说明收缩率比延伸率更真实1.83倍。 2) 对于延性材料延伸试件引起颈缩的范围为断面收缩率 ψ ≥ 2 ε 或 Δ l j / l 0 ≥ ε / 2 ，颈缩越大 Δ l j / l 0 越大。当 Δ l j / l 0 ≥ ε 时整个收缩率 ψ ≥ 3 / 2 ε 或达到 ψ ≥ 2 ε 。随着颈缩继续变大 ψ ≥ K ε ，此时 K ≥ 2 ，甚至 K ≥ 7 。我们认为转位引起延伸率的增大，双晶引起收缩率增加。因为拉断时材料在外力或动载作用下会出现大的响声，由此判断一定数量甚至大量的双晶出现，我们认为它是颈缩失稳的主要原因。
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user: 摘 要 随着近年来京津冀协同发展的逐步深化，本区域内的政府合作不断加强，但由于各地经济发展、财政收支安排的不同，政府间存在不同程度的财政风险。不仅成为地方政府履行政府职能的制约因素，而且阻碍了京津冀一体化的发展进程。因此，关注和研究地方财政风险，建立预警机制，有利于防范和化解京津冀地区政府财政风险，能够使政府在财政风险可能发生的萌芽阶段采取有效措施，避免进一步导致财政危机的出现。本文通过选取动态、静态的财政风险指标，利用可拓学模型对京津冀三地区的数据进行分析，并针对结果提出相应的对策。 关键词 :京津冀，地方财政，风险预警，可拓模型 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 问题的提出 风险是经济生活中的关键问题，财政与风险是永远共存的。同时，财政也是整个经济运行的总枢纽，一旦地方政府存在过大的财政风险，必将会对地区经济产生强烈冲击，甚至影响到社会的稳定。近年来，我国地方财政风险问题日渐突出，财政收入增长缓慢而必要性支出不断增长，导致地方财政赤字缺口不断扩大，形成恶性循环；同时地方政府随意借债融资，使得地方政府债务不断积累，给政府造成了很大的还债压力。美国城市底特律申请破产就是地方政府财政风险应对失败的典型案例 [ 1 ] 。底特律破产的原因虽然有很多方面，但最根本的原因在于当地政府对地方财政风险的忽视，使之不断积累到无可挽回的地步。政府债务规模巨大、长期以来的财政收支不平衡、财政赤字持续、财源结构不合理等等财政风险因素最终让底特律走上破产之路。底特律的破产让人们更加关注地方财政风险的危害。目前财政风险己成为地方政府履行政府职能的制约因素，也成为财政学界研究的热点课题。 对于财政风险的研究，世界银行经济顾问Hana Palakova (1998)首次提出财政风险矩阵，指出了政府债务中的隐形及或有负债问题 [ 2 ] 。Allen Schick从政府预算的角度研究了财政风险的成因及对策 [ 3 ] 。罗马尼亚经济学院的Moisa Altar也对转型经济的财政风险作了一定的分析。Easterly & Yuravlivker (2002)运用资产负债表来评估政府财政状况和财政风险情况 [ 4 ] 。Hemming & Petrie (2002)利用线性加权预警指数方法衡量财政风险程度 [ 5 ] 。王亚芬、梁云芳(2004)通过对相关财政风险指标的选择和对这些指标的预警区间和预警界限值的界定，以我国现实数据为基础，得出了我国财政风险的综合指数，并评价了我国的财政风险状况 [ 6 ] 。刘尚希(2005)认为财政风险程度的评估不能仅仅从会计学角度来认定，应该从经济总量的角度来分析 [ 7 ] 。洪源(2011)通过运用风险因子法和层次分析法来构建财政风险非参数预警指标体系和预警模型，对现阶段我国财政风险状况做出数量评价与分析 [ 8 ] 。章志平(2011)利用灰色系统理论来评估地方政府性债务风险 [ 9 ] 。郭玉清(2011)以政府违约和逾期债务为基点，根据量化后的风险状况对财政风险进行防范和控制 [ 10 ] 。吴海蓉(2012) [ 11 ] 、吕奕星(2013) [ 12 ] 等人从地方政府债务风险角度出发，分析了地方政府债务风险的形成原因，并设计了风险分析模型，设立了安全区、轻警区、重警区三个级别的风险指标区间，并结合案例进行了实证分析。 通过整理相关文献发现，大多数研究只是基于理论层面对财政风险预警体系设计进行研究，并且多使用政府显性债务风险作为指标进行研究，对财政整体运行的风险研究较少，本文将着重进行这方面的研究。
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user: 2. 模型的构建 (一) 财政风险预警指标的选取 在选取地方财政风险预警指标时，要考虑地方财政运行的特殊性，区别于中央财政，同时要针对地方具体情况来进行判断。本文重要参考刘星等人(2004)提出的财政风险评判指标体系 [ 13 ] 、马恩涛(2007)提出的直接显性财政风险预警系统 [ 14 ] 及其他零散预警指标进行分类整理，分为以下五大类：第一类为宏观经济风险(R 1 )，主要反映地经济发展状况，其经济实力越强，则宏观经济波动对地方政府财政风险影响越小，包括2个指标；第二类为财政体制风险(R 2 )，主要为地方政府财政从社会汲取资源的能力，是地方政府实现其职能的财力保证，其能力越强，地方政府财政风险越小，包括3个指标；第三类为财政收支风险(R 3 )，代表本级财政收入是否能够满足财政支出的需要，它反映了地方财政的稳定性，包括2个指标；第四类为财政赤字风险(R 4 )，财政赤字是财政吃紧的集中体现，赤字越大，说明财政面临支付危机的可能性越大，地方政府面临的财政风险越大，包括3个指标；第五类为金融风险(R 5 )，反映当地金融部门的风险，一般情况下，金融部门风险越大，对财政带来的威胁越大，包括3个指标，共计13个指标。综上所述，地方政府财政风险预警指标如表1所示。 Table 1 Local government fiscal risk early warning index syste 地方政府财政风险指标体系 一级指标 二级指标 宏观经济风险(R 1 ) GDP增长率(X 1 ) 失业率(X 2 ) 财政体制风险(R 2 ) 财政收入汲取率(X 3 ) 财政收入稳定率(X 4 ) 税性收入与GDP的增长弹(X 5 ) 财政收支风险(R 3 ) 财政支出/财政收入(X 6 ) 财政弹性支出与财政收入的增长(X 7 ) 财政赤字风险(R 4 ) 财政赤字/GDP (X 8 ) 财政赤字/财政支出(X 9 ) 财政弹性赤字与财政支出的增长(X 10 ) 金融风险(R 5 ) 金融部门存款余额/金融部门贷款余额(X 11 ) (金融部门贷款余额 − 金融部门存款余额)/财政收入(X 12 ) 固定资产增长率(X 13 ) 表1. 地方政府财政风险预警指标体系 (二) 物元可拓模型的构建 可拓学是我国学者蔡文教授于1983年创立的一门新学科，其研究对象是现实世界中的矛盾问题，它研究处理矛盾问题的规律和方法 [ 15 ] 。具体来说，可拓学是用形式化的模型研究事物拓展的可能性和开拓创新的规律与方法，并用于解决矛盾问题的科学 [ 16 ] 。可拓学的理论支柱是物元理论和可拓集合论 [ 17 ] ，是以物元为基本元，建立物元模型，以物元可拓(事物的变化)为依据，应用物元变换法化矛盾问题为相容问题，从而得以解决矛盾问题。下面介绍本文所使用的物元可拓评价模型 [ 18 ] 。 运用物元可拓模型进行评价，一般要经历确定经典域、确定节域、确定待评价物元、确定评价指标的权重、确定待评价事物关于各类别的关联度以及确定待评价事物 的类别和级别变量特征值六个步骤。 1) 确定经典域 设有m个评价物元(或评价类别) N 1 ， N 2 ， ⋯ ， N m ，将各评价物元(或类别)对应的特征值范围用 [ a i j ， b i j ] 表示，则同征物元 R 0 可表示为： R 0 = [ N N 1 N 2 ⋯ N m c 1 [ a 11 ， b 11 ] [ a 12 ， b 12 ] ⋯ [ a 1 m ， b 1 m ] c 2 [ a 21 ， b 21 ] [ a 22 ， b 22 ] ⋯ [ a 2 m ， b 2 m ] ⋮ ⋮ ⋮ ⋱ ⋮ c n [ a n 1 ， b n 1 ] [ a n 2 ， b n 2 ] ⋯ [ a n m ， b n m ] ] 式中， N j 是第j个评价物元(或类别)； C i 是第i个评价指标； v i j = [ a i j ， b i j ] 是 N j 关于 c i 所规定的量值范围，即经典域。 2) 确定节域 R p = ( P ， C ， V p ) = [ P c 1 [ a 1 p ， b 1 p ] c 2 [ a 2 p ， b 2 p ] ⋮ ⋮ c n [ a n p ， b n p ] ] 式中：P是评价对象的全体； 是P关于 c i 所取的量值范围，即节域。 3) 确定待评价物元 对待评价事物，把监测数据或分析结果用物元表示为： 式中： R d 是待评价物元； v i 是待评价事物对应于 c i 的数值。 4) 确定评价指标的权重 W i ≥ 0 ( i = 1 ， 2 ， ⋯ ， n ) ∑ i = 1 n W i = 1 5) 确定关联度 计算距 ρ ( v i ， v i j ) = | v i − 1 2 ( a i j + b i j ) | − 1 2 ( b i j − a i j ) 式中： ρ ( v i ， v i j ) 是点 v i 与区间 v i j 的距； ρ ( v i ， v i p ) 是点 v i 与区间 的距。 计算关联函数： K j ( v i ) = { ρ ( v i ， v i j ) ρ ( v i ， v i p ) − ρ ( v i ， v i j ) v i ∉ v i j − ρ ( v i ， v i j ) | v i j | v i ∈ v i j K j ( v i ) 是关联函数，待评价事物的指标 c i 关于类别j的归属度； | v i j | 是区间 [ a i j ， b i j ] 的长度，即 。 计算关联度： K j ( p ) = ∑ i = 1 n W i K j (vi) 式中： K j ( p ) 是在考虑指标权重下，待评价事物各指标 c i 关于类别j的关联度的组合值。 6) 确定待评事物的类别 若 ( j = 1 ， 2 ， ⋯ ， m ) ，则评定p属于类别j 0 。
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user: 3. 实证分析 (一) 数据的选取 本文以河北、北京以及天津三省2011~2015年度财政数据作为对象进行分析。三省2011~2015财政数据如表2所示。 (二) 分析指标预警界限值的确定 对于地方财政风险，本文划分了4个等级，分别为：安全区、较小风险区、较大风险区和濒临危机区。具体指标的预警界限值如表3所示。 (三) 结构指标权重的确定 分析指标界限值和预警区间确定后，下一步确定各结构指标的权重。在五个结构指标中，财政收支风险、赤字风险和金融风险的分析指标更加直接的反映地方财政风险。因此在计算时赋予这3个结构指标以较高的权重。本文采用层次分析法模型对指标R 1 、R 2 、R 3 、R 4 及R 5 进行赋权，由于篇幅限制，这里只给出结果：0.1、0.1、0.2、0.3和0.3。 (四) 结果分析 本文分析结果根据模型计算出来的各指标关联度进行判断：其关联值越大，表明该指标与评价等级的复合度越高，则指标为该等级。具体分析结果如表4所示。 从结果来看，首先河北省2011~2015年财政风险等级逐步变大，天津市在2011~2013年处于一种较低的基本安全状态，2015、2014两年财政风险较大，相比之下，北京市的财政风险维持在较安全的等级。在京津冀协同发展的新背景下，就要求三地政府，尤其河北省、天津市两地政府，更加关注财政风险问题，制定有效措施，防范和化解地方政府财政风险，进一步预防财政危机的发生。 Table 2 Fiscal data of the three provinces of Beijing-Tianjin-Hebei in 2011-201 指标 省份 年份 2015 2014 2013 2012 2011 GDP增长率 北京市 6.90 7.30 7.70 7.70 8.10 天津市 9.30 10.00 12.50 13.80 16.40 河北省 6.80 6.50 8.20 9.60 11.30 失业率 北京市 1.40 1.30 1.20 1.30 1.40 天津市 3.50 3.50 3.60 3.60 3.60 河北省 3.60 3.60 3.70 3.70 3.70 财政收入汲取率 北京市 29.61 33.82 28.54 25.69 27.24 天津市 20.54 21.88 21.06 19.97 21.39 河北省 13.64 12.80 12.91 13.09 12.45 财政稳定率 北京市 62.58 53.52 63.14 68.33 65.49 天津市 46.46 43.21 43.28 42.96 41.95 河北省 47.58 49.54 47.16 44.85 44.67 税收收入与GDP的增长弹性 北京市 1.84 1.48 0.92 0.97 3.30 天津市 0.66 1.35 1.48 0.73 1.79 河北省 0.54 1.25 1.27 1.64 2.26 支出/收入 北京市 118.59 99.07 108.50 106.41 104.95 天津市 115.99 110.58 111.27 123.50 112.00 河北省 138.55 124.25 120.73 117.25 117.23 支出与收入的弹性 北京市 −2.33 0.62 1.11 1.30 0.87 天津市 −2.73 0.95 0.34 2.47 1.12 河北省 2.55 1.96 1.62 1.00 1.01 赤字/GDP 北京市 4.46 2.27 2.61 2.08 1.50 天津市 3.41 3.15 2.98 2.73 2.69 河北省 5.46 2.97 2.52 2.03 2.02 赤字/支出 北京市 15.68 −0.94 7.84 6.03 4.72 天津市 32.31 37.18 38.29 44.62 45.74 河北省 27.82 19.51 17.17 14.71 14.69 赤字与支出的弹性比 北京市 −152.86 −6.22 2.55 5.64 −1.20 天津市 −2.82 0.75 −1.52 0.84 −1.84 河北省 3.51 3.38 3.23 1.01 1.04 贷款余额/存款余额 北京市 0.46 0.54 0.52 0.51 0.53 天津市 0.92 0.94 0.89 0.91 0.91 河北省 0.67 0.64 0.62 0.62 0.61 (贷款 − 存款)/收入 北京市 −10.28 −6.44 −7.87 −9.11 −8.11 天津市 −0.63 −0.45 −0.81 −0.74 −0.69 河北省 −4.01 −4.17 −4.11 −3.72 −3.78 固定资产增长率 北京市 5.70 7.50 8.80 9.30 13.30 天津市 12.11 15.15 14.09 18.12 15.35 河北省 10.41 14.99 17.97 19.85 8.76 表2. 京津冀三省2011~2015年度财政数据 Table 3 Financial data indicators early warning threshold interva 指标 安全区 较小风险区 较大风险区 濒临危险区 X 1 GDP增长率 大于8% 8%~6.5% 6.5%~5% 小于5% X 2 失业率 小于5% 5%~8% 8%~15% 大于15% X 3 财政收入汲取率 大于30% 24%~30% 18%~24% 小于18% X 4 财政稳定率 大于60% 60%~53% 53%~48% 小于48% X 5 税收收入与GDP的增长弹性 大于2 1.5~2 1~1.5 小于1 X 6 财政支出/财政收入 小于110% 110%~120% 120%~130% 大于130% X 7 财政支出与财政收入的增长弹性 小于1 1~1.2 1.2~1.5 大于1.5 X 8 财政赤字/GDP 小于2.2% 2.2%~3% 3%~5% 5%~7% X 9 财政赤字/财政支出 小于11% 11%~15% 15%~19% 大于19% X 10 赤字与支出的弹性比 小于−2 −2~1 1~2 大于2 X 11 金融部门贷款余额/存款余额 小于30% 30%~60% 60%~90% 大于90% X 12 (金融部门贷款余额 − 金融部门存款余额)/财政收入 −12~−9 −9~−5 −5~−3 大于−3 X 13 固定资产增长率 小于5% 5%~9% 9%~12% 大于12% 表3. 财政数据指标预警界限值区间表 Table 4 Financial data analysis results of the three provinces of Beijing-Tianjin-Hebe 省份 2015年 2014年 2013年 2012年 2011年 北京市 安全区 安全区 较小风险区 安全区 安全区 天津市 濒临危险区 濒临危险区 安全区 安全区 安全区 河北省 濒临危险区 较大风险区 较大风险区 较小风险区 安全区 表4. 京津冀三省财政数据分析结果
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user: 4. 政策建议 (一) 建立完善的财政风险预警系统 目前京津冀三地政府的财政风险预警系统运作仅有完整的指标体系和预警模型等技术，还不够完善，还必须配套相应的制度安排和法律框架。通过技术与制度法律机密的结合，保证地方政府财政风险系统有效的运作。要把财政风险预警系统的制定与实施上升到法律制度层面，保证其延续性、严肃性和有效性。只有制定了相关法律法规，才能体现提高预警体系的重要性，使地方政府重视并化解财政风险，提高防范意识。 (二) 优化地方政府支出结构 地方政府财政风险问题很大程度上是由政府资金不足、偿还能力弱引起的。同时导致债务率偏高，因而京津冀三省地方政府要优化支出结构，合理安排各项财政支出；逐步规范财政供给范围，理顺财政供给关系；推进社会事业市场化和公共产品供给主体的多元化，例如采用PPP模式，吸引社会资本进入基础设施建设中来，从而有效缓解财政压力，实现地方财政的长期可持续发展。 (三) 转变政府职能，加强政府间合作 地方政府要积极促进政府结构职能的转变，精简行政机构，清晰界定地方政府的事权，有必要推进现行的行政机构改革。并通过政府机构改革改变税收征收和财政支出的低效率，增强我国抵御各种风险的能力。同时京津冀三地政府要充分发挥京津冀协同发展的政策环境优势，加强地方政府间的合作，共同防范和化解地方政府财政风险问题。
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user: 摘 要 论文采用水蒸气物理活化、KOH化学活化结合的方式，在PAN基碳纤维上进行刻蚀，并利用扫描电子显微镜(SEM)、比表面积(BET)、碘吸附对纤维的微观结构、孔结构以及吸附性能进行分析。结果表明：二次活化制备的活性碳纤维碘吸附值可达1900 mg/g、比表面积可达2051.14 m 2 /g，具有较高的吸附性能，能够连续化生产制备。 关键词 :活性碳纤维，物理活化，化学活化 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 聚丙烯腈基活性碳纤维(PAN-ACFs)作为最具有发展潜力的新一代吸附材料，其应用领域和需求量越来越广泛，在如何保证纤维力学性能的同时，进一步扩大其微孔数量，提高吸附性能已成为人们关注的重点 [ 1 ] 。 本文通过采用自主研发的连续化生产试验线，对碳纤维原丝连续进行预氧化、水蒸气活化、KOH物理活化等工艺处理，在缩小工序的同时，实现了连续化批量生产PAN-ACFs，重点探究了KOH浓度对制备的影响。
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user: 2. 实验部分 2.1. 原材料 连续碳纤维原丝，英国Courtaulds公司，12 K；氢氧化钾，天津市风船化学试剂厂；去离子水，自制。 T700-6K连续碳纤维，广州卡本碳纤维公司，直径为7 µm；E-51环氧树脂，济南易盛树脂公司，T31固化剂，济南易盛树脂公司。FR-101 (磷系阻燃剂)，青岛旭昕化工有限公司。其余试剂均为分析纯，天津试剂有限公司。 2.2. 活性碳纤维制备 碳纤维原丝先经过水洗，然后进入3个不同的温区进行预氧化处理，空气气氛，每个高温炉的预氧化时间为15 min，温度设置为100℃~300℃。然后直接进行高温炉进行水蒸气活化处理，水蒸气气氛，活化时间为10 min，温度区间为650℃~850℃。再将制备好的纤维进行KOH浸渍，然后送入相连的高温度，氮气气氛，活化时间为20 min，温度区间为650℃~850℃。通过调整KOH的浓度来制备不同性能的活性碳纤维(图1)。 2.3. 性能测试 1) 碘吸附 依据GB 7702.7-1987对样品进行碘吸附测试。将样品研磨成直径 ≤ 1 mm的粉末，进行烘干。称取0.5 g的样品，然后加入一定量的标准碘液进行吸附，两个小时进行过滤，通过硫代硫酸钠来滴定滤液 [ 2 ] ，通过公式(1)来计算样品的碘吸附值。 A = 5 ( 1 0 c 1 － c 2 V ) 127 / m (1) 式中c 1 为标准碘溶液的浓度，mol/L；c 2 为标准硫代硫酸钠溶液的浓度，mol/L；V为标准硫代硫酸钠溶液的体积，mL；m为样品质量，g。 图1. 二次活化法制备ACF的连续生产设备 2) 扫描电镜 使用日立公司S4700型扫描电子显微镜(SEM)观察连续活性碳纤维的表面和截面形貌。 3) 比表面积及孔径分析 采用静态容量法对样品进行吸脱附测试，对吸附和脱附等温线进行分析表征，计算样品的比表面积和微孔比表面积，利用H-K模型及密度函数理论分析孔径分布进 [ 3 ] 。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 活性碳纤维的碘吸附值 如图2所示，图中是经过不同浓度KOH活化处理之后得到的PAN-ACFs的碘吸附值变化情况。每个样品最少重复测试3次，求得平均值。从图中可以明显的看出，随着KOH浓度的逐步增大，PAN-ACFs的碘吸附值先缓慢增大，然后趋于平缓，最后再大幅度的上升，与碳化收率正好相反，碘吸附值最高能达到1765 mg/g。因为在活化过程中，大量的小分子以及焦油的脱除造成纤维表面孔隙的逐步增多，增大了纤维比表面积，促进了活化反应，生成了大量的微孔。KOH浓度的增加，是活化的反应速度增快，产生了更多的微孔，扩大了比表面积，因此吸附性能增加。但当活化剂的浓度增大到一定浓度之后，反应过于剧烈，形成的微孔逐渐被扩大，对纤维的结构造成破坏，所以很难收到连续的样品。 如表1所示，不同浓度的氢氧化钾对活性碳纤维的碘吸附的影响，每个样品经过多次测量。从表中可以看出，经过KOH活化，样品的碘吸附值有了明显的提升，并且随着KOH浓度的增加，样品的碘吸附值逐步增多，说明在化学活化的过程，KOH与纤维中的活性碳原子反应，生成小分子脱出，在纤维的表面留下了大量的孔洞，随着浓度的增多，活化反应剧烈，微孔的数量增多，导致吸附性能增大 [ 4 ] 。 3.2. 活性碳纤维形貌分析 如图3所示，图为是经过浓度为4 wt%的KOH活化制备ACF的微观形貌图，从图(a)中可以明显的看出，样品的表面有明显的褶皱与沟槽结构，大大增大了纤维的比表面积，纤维表面光滑，说明经过KOH活化之后，在产品表面主要形成微孔结构(<2 nm)，没有明显的缺陷与孔洞。从图(b) (c)中可以明显的看出，KOH活化对纤维的内部刻蚀严重，ACF在高温的碳化过程中，由外向内结构逐步的向乱层的石墨网状结构转变，形成了明显的皮芯结构，芯部的结构不稳定，其中的含氧官能团较多，与KOH活化反应剧烈，被完全刻蚀掉了，形成明显的中空结构 [ 5 ] 。皮层结构致密，其中不稳定的结构数量较小，与KOH活化，产生小分子产物挥发出去，形成多孔结构。因为在皮层内外进行刻蚀，导致比表面积大大增多，提高了吸附效率 [ 6 ] 。 图2. 不同浓度KOH处理的活性碳纤维的碘吸附值 图3. KOH活化的ACF的微观形貌 Table 1 The relationship of iodine adsorption value between KOH and AC 氢氧化钾含量(wt%) 碘吸附值(mg/g) 偏差(%) 0 774.12 1.2 1 1414.53 1.4 2 1623.4 0.8 3 1861.21 0.9 4 1939.82 1.1 表1. KOH浓度与活性碳纤维碘吸附关系 3.3. 活性碳纤维的孔结构分析 如表2所示，表中为不同浓度的氢氧化钾对活性碳纤维的比表面积和微孔比表面积的影响，从表中可以明显的看出，比表面积和微孔比表面积一直随着KOH浓度的增大而增大，说明KOH活化在产品的表面起到了刻蚀作用，产生了大量的多孔结构，来提高吸附性能 [ 7 ] 。其中，微孔比表面积的占比很大，达到93%以上，说明KOH活化主要刻蚀产生了微孔结构，并且随着微孔数量的增多，产品的吸附性能也随之增加，当KOH浓度进一步增大时，刻蚀剧烈，微孔塌陷形成中孔甚至大孔，造成了塌陷，形成缺陷，大大降低纤维的强度，影响产品的连续制备 [ 8 ] 。 Table 2 The surface area of the ACF by different concentrations of KOH treatmen 氢氧化钾含量(wt%) 比表面积(m 2 /g) 微孔比表面积(m 2 /g) 0 916.78 865.12 1 940.07 869.91 2 1025.52 955.07 3 1049.78 986.96 4 1484.12 1394.96 表2. KOH浓度与活性碳纤维比表面积及微孔比表面积的关系 如图4所示，图中为不同浓度的氢氧化钾对活性碳纤维的孔径分布的影响，从图中可以明显的看出，产品的经过活化后形成的孔径分布很窄，基本都集中在0.8 nm左右，以微孔为主，孔径分布均匀，表面KOH活化是一个不断的刻蚀形成微孔的过程 [ 9 ] 。 图4. 活性碳纤维的孔径分布与KOH浓度的关系
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user: 4. 结论 本文采用了连续二次活化制备活性碳纤维的工艺，通过水蒸气物理活化和KOH化学活化工艺先结合的方式，制备可以连续批量化生产性能稳定、吸附性强的活性碳纤维产品。通过对产品制备工艺以及形貌结构、吸附性能等的研究，判定了KOH对活性碳纤维性能的影响。经过试验可知，在KOH浓度为4 wt%的时候，可制备出高性能、稳定的活性碳纤维产品，便于连续化生产。
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user: 摘 要 以中国2012~2016年披露社会责任报告的A股重污染上市公司为样本，实证分析企业社会责任信息披露、高管激励和公司财务绩效之间的关系。研究发现：企业社会责任信息披露正向影响公司财务绩效，且该影响具有显著的滞后效应，这一效应呈现倒“U”型趋势；公司实施高管薪酬激励与股权激励均有助于提升企业社会责任信息披露质量；高管激励在企业社会责任信息披露对公司财务绩效的影响中具有中介作用。 关键词 :重污染上市公司，企业社会责任信息披露，高管激励，财务绩效 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 根据2008年国务院出台的《关于中央企业履行社会责任的指导意见》，要求有条件的企业定期发布社会责任报告或可持续发展报告，这一指导意见对众多企业披露社会责任信息产生重要影响。虽然关注自身社会责任信息披露的企业数量与日俱增，但我国仍未健全指导上市公司披露企业社会责任信息的规范性体系。因此，对企业社会责任信息披露的研究具有现实意义。企业社会责任信息披露对财务绩效的影响如何？高管激励在企业社会责任信息披露对财务绩效的影响中发挥何种作用？都是值得探讨的问题。 国外学者对企业社会责任信息披露与财务绩效相关性的研究起步较早。Bowman (1978)以平均利润率代表公司财务绩效，采用占比法计算确定企业社会责任信息披露的质量，运用Pearson相关性分析及回归的方法证实企业社会责任信息披露与公司财务绩效呈正相关关系 [ 1 ] 。Johnson (2003)也发现，企业高质量地披露企业社会责任信息会在一定程度上促进企业利润的提高 [ 2 ] 。然而，Cowen (1987)等对纽约证券交易所发布的年报进行研究后并未发现企业披露社会责任信息与公司盈利水平有明显关系 [ 3 ] 。Usman和Amran (2015)选取尼日利亚交易所上市公司作为研究样本，发现环境信息披露与企业财务绩效存在负相关关系。在国内相关文献中，大部分学者认为质量较高的社会责任信息披露对公司财务绩效有促进作用 [ 4 ] 。陶文杰和金占明(2012)经研究发现企业社会责任信息披露与公司财务绩效之间存在相互促进的关系 [ 5 ] ，且在进一步研究中，两位学者(陶文杰和金占明，2013)也证实了高质量披露社会责任信息的企业财务绩效更好 [ 6 ] 。宋建波和盛春艳(2012) [ 7 ] 、张正勇等(2012) [ 8 ] 经实证研究也得出了相同的结论。而贾莹丹等(2011)对广西上市公司研究后发现，从债权人的角度出发，企业社会责任信息披露质量与企业利润呈显著的负相关关系 [ 9 ] 。 针对高管激励与企业社会责任信息披露的研究，无论是高管薪酬激励还是高管股权激励，国内外大部分学者都支持高管激励会促进企业社会责任信息披露的观点。大部分高管愿意通过履行社会责任来促进企业经济利润的增长 [ 10 ] 。Mahoney和Thorn (2006)对加拿大的上市公司进行研究后发现高管薪酬水平与企业社会责任呈显著正相关关系 [ 11 ] 。包燕萍(2013)以2007年至2010年房地产上市公司为样本，实证发现高管薪酬与企业社会责任信息披露正相关 [ 12 ] 。郑冠群等(2015)基于H-M理论框架对高管层特征与企业社会责任信息披露质量进行回归分析，结果表明：薪酬和持股比例均会对企业社会责任信息披露质量产生正向影响 [ 13 ] 。而Eng和Mak (2003)认为，股东和高管之间的信息不对称性导致高管为自己谋取利益的动机更大，提高高管的持股水平会降低企业社会责任信息的披露质量 [ 14 ] 。李强和冯波(2015)在检验A股上市重污染行业的数据后得出高管薪酬激励对环境信息披露具有负面影响的结论 [ 15 ] 。 由于不同学者衡量企业社会责任信息的指标不同，用财务指标代替或是自行构建社会责任信息评价体系，加之在研究中选取的不同样本范围可能受到国情、行业等因素的影响，学者们对于高管激励与企业社会责任信息披露、企业社会责任信息披露与企业绩效的关系持有不同的观点。国内外的文献对企业社会责任信息披露、高管激励和公司绩效的研究多数集中在三者中二者的关系上，少有学者研究三者的关系。因此，本文拟在考虑企业社会责任信息披露效应可能存在滞后期的基础上，探究其对公司财务绩效的影响是否存在滞后效应，并在此基础上探讨高管激励是否在企业社会责任信息披露与公司财务绩效的关系中起到中介作用。