南北回归线的介绍与特征

南北回归线的介绍与特征（共6篇）

篇1：南北回归线的介绍与特征

南北回归线是什么

南回归线是太阳在地球南半球可以直射到的最远位置，每年的冬至日时太阳直射点在南半球的.纬度达到了最大，此时即是南半球的盛夏，太阳直射点诗中在南纬23°26′附近和北纬23°26′附近的两个纬度圈之间周而复始进行循环移动。

篇2：南北回归线的介绍与特征

就西方历史而言,法律与宗教之间的联系可以追溯到希伯来文化。希伯来法是法律、宗教和道德三者的集合,认为法是上帝耶和华的意志,先知、国王是代天立法、治理世人,法律惩罚犯罪称为神罚。古希腊的法被视为是由诸神颁布,通过神意的启示为人类所知。(3)古罗马时期,宗教仪式和习俗的地位十分重要。Romulus创罗马城时,最早便是设立占卜官,并规定国家大事均要占卜。而后,Constantine皇帝归信基督教和法律确认基督教为罗马国教,最终使罗马法与基督教融为一体。基督教涵盖了罗马帝国所有的人和物。皇帝既是教皇,又是国王,罗马法也被认为是自然法,基督教道德的工具。11世纪,罗马天主教会在西方基督教世界成为独立自主的法律和政治团体。近代西方最早的大学其主要教员分属神学,法学,医学。12至15世纪,教会要求大量新的管辖权,教会的权力扩张到一个无以复加的地步。教皇派遣使节以教皇名义行使司法行政权力,教会官员发展成庞大网络,教会法成为了进行的世俗法,法律成了教会统治的工具。法律是国家的地盘而非教会的地盘,是行政官员而非牧师的职责。新教改革实际上只是削弱了教会对世俗法的控制,但本质上,没有削弱宗教思想与法律的关联度。

中国发展的宗教,有不同于西方的种种特征。中国民间信奉的鬼神队伍庞杂,从神佛到活久的精灵。行业有不同的供奉的神,比如做工匠的拜鲁班,出海的拜水神龙王。神灵之间各有分据点,门有门神,灶有灶神。按功能分,想生儿育女的求送子观音,想发财的拜财神。在这种泛神崇拜下,信仰就无所谓虔诚。人们敬神灵,不是向西方那样,因为原罪说或者因为神给人的终极关爱而单纯的信服,更多的是畏惧心和功利心的遮羞布。中国民间的鬼神信仰带有很强的功利色彩。人们对鬼神烧香磕头,大多带着目的。费孝通形象地描绘道:“我们对鬼神也很实际,供奉他们为的是风调雨顺,为的是免灾逃祸。我们的祭祀有点像请客、疏通、贿赂。我们的祈祷是许愿、哀乞。鬼神在我们是权力不是理想;是财源不是公道。”供奉他们不是因为他们对本行业的贡献,而是因为他们所具有的权力和神通。人们供奉鬼神是为了请求关照,寺庙许愿和还愿行为更是直接的利益交换。百姓因为不同的利益或情感需求,创造了各样的神灵。宗教信仰的功利化、世俗化,证明了宗教信仰的没落。

法律与宗教都是社会系统的重要成分,维持社会的稳定和发展。“现代法律被看成是用以解决纠纷和通过权利义务的分配来创造合作纽带的程序,宗教则被界定为对于生活的终极意义和目的的集体关切和献身。他们代表了人类生活中两个基本的方面”,(4)两者的社会功能具有互补性。宗教约束人的内心,法律约束人的外在行为。宗教宣扬因果报应,劝人向善,解释苦难,释放个体的怨恨,从而约束和协调社群行为,法律告知人的外在行为正确与否,从而调控社群关系。人们对宗教信仰的认同化为信念,从而实现心理平衡,法律则通过立法对社会利益给予肯定或否定,对于社会纷争以司法方式化解而实现平衡。宗教与法律社会功能的多方面互补,说明宗教与法律精神内核的高度一致性,宗教作为一种社会控制手段,一种特殊的精神力量,它特有一套信条和仪式,使人们确立一些基本的真善美价值和信念。法律吸纳了宗教中的自然法思想。自然法思想认为,法律与正义紧密相连,而正义观念往往受宗教的影响。(5)宗教是法律的渊源之一。真正的宗教都是劝人向善的,其教义包含着人类对真善美追求的思想,并与现代法律所倡导的价值理念相通。我国的宗教在事实上是为了巩固法律,巩固王权的统治而存在,甚至法律本身也是工具,也为巩固君权。

中国历史上没有出现过宗教式的政权统治,宗教的地位也一直是从属于世俗政权统治的。可以说中国没有形成真正独立发展的宗教,求助于宗教以保全法律,就好比求盲人指路,无济于事。因为宗教信仰本身也面临危机、面临如何恢复其活力的问题。如何恢复宗教与法律的积极关系,已经成为一个难题。笔者认为,首先应明确政教分离原则,保障宗教与法律的和谐共处,宗教信仰呈现个体化和自愿色彩,法律的管理范围以世俗生活为限,而精神领域的信仰应当自由。再者,必须引导宗教的健康发展,当代宗教圣地,无一例外在回归的道路上渐行渐远。弘扬宗教的积极向善精神,利用政策法规宣传宗教中积极的思想,解释宗教中晦涩的部分,注重宗教对自身修为的提高,以宗教滋养、促进法律生长升华,宗教为法律提供其获得权威和尊重所必需的神圣性和正义性,并据此提升法律的品质,增加法律与宗教的互动。在法科教育内部,加强对自然法思想的一个传承,从了解,接受,认同,再到热爱,令法工具主义,实用主义慢慢淡化。植根于中国传统文化和历史发展,结合当今实情,借鉴国外先进的立法,而非照抄,加入中国元素,使法律与宗教产生新的发展力。在内在和外在上促进法律与宗教的回归,相互提高。

摘要：若无宗教,法律易成僵死的信条;若无法律,宗教易变为狂信。随着法律和宗教的日渐分割,法律在信仰方面呈现弱势,宗教也日渐衰败,本文旨在研究中西方法律与宗教的历史关系,分析双方分离的原因,并得出对策。

关键词：法律与宗教,政宗合一,法律信仰,宗教信仰

注释

1陈林林.对古代鬼神信仰的一种法文化观察[J].法律科学,1999(05):19.

2肖海英,吴青山.从<唐律疏议>看唐代法律与宗教的关系[J].山西师大学报(社会科学版),2012(02).

3郭义贵.论西方法律与宗教的互动关系[J].中西传统法律,2001(00).

4伯尔曼.法律与宗教[M].梁治平译.北京:中国政法大学出版社,2003.

篇3：南北回归线的介绍与特征

关键词：风景油画；地域性；绘画语言；情感表达

一、绪论

中国是个地广物博的国家，南北方是处在中国两个不同的地域。不同地域的画家们由于受到地理特征、生活环境、文化因素等的影响，因此在风景油画的绘画语言和情感表达上存在着很大的差异性。在中国风景油画的发展中，也造就了两种不同的艺术风格。

二、风景油画在中国的传播与发展

油画自传入中国以来，便受到了很大的影响，风景油画更是经历了翻天覆地的变化。起初，风景油画由于政治经济等原因的影响，在某一段时期内经受了画家们的冷落。后来，经过先辈们的不懈努力，开始呈现出一片欣欣向荣的景象。

早在新文化运动时期，很多文化青年变对油画产生了兴趣。这一时期也出现了一批优秀的风景画家，如早期风景写实派颜文梁，以及后来中西结合的刘海粟、林风眠、吴冠中等等，他们都为风景油画在中国的发展做出了巨大的贡献。建国初期，由于收到苏联文化的影响，这一时期风景油画的作品主要表现“重、大、粗”。他们的主要题材为歌颂祖国的大好河山。其中最主要的代表画家为阎立鹏、詹建俊等等。到了九十年代，随着经济文化的开放，绘画的语言形式也更加的多种多样。专门的风景画派和地域特色的作品也开始出现，风景画开始逐渐繁荣起来。从陕北的民窑到江南水乡，从草原风景到小桥流水，不同地方的画家都在作品中彰显出地域特色。而在这一时期的风景油画，画家们开始将西方的绘画材料同中国传统山水精神相结合，创造出具有中国家特色的风景油画作品。①

三、南方风景油画的表现特征

1、南方的地域文化特征

中国著名画家潘天寿在谈论中国南北画宗形成的各种因素中指出“地理气候、自然环境对艺术风格往往有直接的影响，比方说英国气候多雾，雾气笼罩下轻松迷糊的形象，宜于水彩颜色的表现，就曾造就了英国水彩史上的特殊发展。我国黄河以北天气寒冷、空气干燥多重山旷野，山石的形象轮廓，多严明刚劲，色彩也比较单纯强烈，所以形成了以北方的金碧辉煌与水墨苍劲的山水画派。而我国江南一带，气候温和、空气潮湿、草木蓊郁、景色多烟云变幻，色彩多轻松流丽，山川的形象轮廓，多柔和婉约，因之发展为水墨淡彩的南方形调，而形成南宗山水画的大体系。”一方山水养育一方人，这也警示我们只有立足于家乡的土地和文化下才能在艺术中找到属于自己的一片天地。

从自然环境看，南方大部分地区都属于丘陵平原地貌，没有气势磅礴的高山、没有一望无际的草原，有的是江南水乡的小桥流水。南方大部分地区属于亚热带季风气候，在这里，气候宜人、降水充沛，又临近海，水陆交通发达，无疑南方便成为了经济贸易中心，这使得艺术家慢慢形成了南方人对外界不同的精神感受和情感需求。同时随着经济往来，民族的多样性，南方人的思想更加活泼，性格更加鲜明，艺术表现形式也是多种多样。

南方长久以来的历史文化，也使得艺术家们更加注重对自然景物的心理体验，他们比较少关注物体的形象比例，而是侧重于借景抒情、以求诗中有画，画中有诗的完美境界。南方人就这样长期生活在一个平和、稳定的环境中，他们的审美趣味便与这样一种文化相呼应，所以南方的艺术表现总是一种人与自然和谐相处的情境，一种平和、安定、淳朴的生存环境。

2、南方风景油画的表现特征

南方风景油画在在创作方法上大多是写意的形式。传统的文人画思想也给这一形式的油画提供了文化基础和生存空间。在题材的选取上也大多是体现民居建筑和南方人惬意生活水乡之境场面。像先一辈的画家吴冠中，他在题材上大多都选取《江南人家》、《家》、《小鸟天堂》等这一系列的景象。

南方风景油画在色彩的表现上也更丰富、更带有主观性。画面上色彩带给人一种柔和、含蓄、温婉、洒脱、空灵、诗意、清新的感觉。俗话说“画如其人”，这也正是南方风景油画的真实写照。出生于江苏的吴冠中、吴大羽等先辈画家，他们力求于中國传统文化同西方艺术的结合，将中国传统山水画的笔触、线条融入风景油画中，充分体现出江南水乡的特色。他们的作品有《周庄》《荷》《公园的早晨》等等。②出生于湖南的陈和西，他的画面色彩明快而又干净，色调高雅脱俗，画中形式感很强，呈现出中国山水画的精神特质，极具有诗情画意的写意风格，他的作品有《山花》等等。出生于广西的张冬峰，他的绘画作品展现了南方的田园风光，他的画面表现出南方人的人文情感与精神，有一种宁静、淳朴的意境，就像他的作品《这里的山林静悄悄》等等。③

四、北方风景油画的表现特征

1、北方的地域文化特征

相比南方，北方是个气候比较干燥、多高原的地方。在北方，这里的地理环境比较复杂，有巍峨的高山、有辽阔的草原、有壮观的黄土高陂还有西北特殊的地貌等等，北方是个重权的地方，在地形上就给人庄严、凝重的感觉。在北方也有着强烈的精神信仰，比如对天神的敬仰，对力的崇拜，对动物等外来力量的尊敬，都显示着北方居民艺术思维和表达方式的独特性。

2、北方风景油画的表现特征

平静遥远的村庄、经历沧桑岁月的茅草屋、萧瑟寒冬下的高原土坡，这些都被北方艺术家赋予了新的生命，正是这些自然题材，使得他们在艺术家笔下自然而又率真、深沉而又浑厚、壮美而又刚烈。

北方人的性格就如同那里的地理环境一样豪迈、大气，在色彩的运用上也是比较豪放的。画面色彩对比强烈、大胆、凝重，而艺术风格也是表现为刚劲、质朴、粗狂。就在传统山水画中也是如此，北方画派崇尚的是壮美，作品一般表现为一种刚劲和激情，北方油画家的审美取向也是偏于物体的具象性表达，他们强调客观世界的肯定、形式的和谐。早期艺术家赵开坤，长期生活在河南地区，对那里的环境了如指掌，他的画面中带有浓厚的北方风情，带有一种张狂和收敛的张力，就像他的作品《通往山村的路》等等。王克举，也是经常描绘山东一带的景色，他经常选取山东的田园乡村景色，画面质朴、抒情、色彩表现强烈，让人难以忘怀，他的作品有《青纱帐》等等。

五、总结

我国是个地域广阔、民族多样性的国家。每个地区都有不同的地理环境和文化背景，经过这么多年的沉淀与融合，都形成了各自的物理文明和精神文明。艺术家在创作的时候，不管是都市风景、自然乡村风景、还是民居建筑，他们的表现特征也不论是抽象还是具象、写意还是写实、宁静还是壮美，都离不开艺术家所生活的地理环境。同时，我们的社会也正处于开放性的时代，在各国文化的碰撞下，不论是南方风景油画还是北方风景油画都必须以中国国传统的文化精神为出发点，去彰显油画的地域特征，这样才能从“舶来品”中脱离出来。（作者单位：湖南省湘潭市湖南科技大学）

注解：

①梁宏利.《油画民族的思考》.美术观察，2006.

②《中国现代油画史》.上海书画出版社，2010.

篇4：南北回归线的介绍与特征

公司高管主要负责对公司的重要经营决策以及战略方向的把握,同时掌握着公司重要的信息。选择什么样的高管,采取什么样的激励方式,成为公司治理中一个重要的问题。已有文献对于高管特征以及激励方式对上市公司绩效的影响并未达成一致的结论。此外,考虑到有关高管特征与激励方式之间配合效应的文献还较少,结合门限分位数回归研究二者配合效应的文献迄今还未见到,本文将在分位数回归的基础上结合门限虚拟变量设置,来研究高管特征、激励方式及二者之间的配合效应对上市公司绩效的影响。

在影响上市公司绩效的机理方面,Hambrick et al.(1984)提出了高层梯队理论,该理论认为管理者的特征能够影响其决策,从而进一步影响公司绩效。委托代理理论认为,由于所有者和经营者的利益不一致,经营者有可能为了自己的利益而牺牲股东利益,产生代理成本。随后,依据这两个理论研究高管特征与公司绩效之间关系的文献逐渐增多。

在高管特征研究方面,Homberg et al.(2013)采用MRA的方法系统回顾了国外有关高管特征异质性的研究,指出高管异质性不一定能够提高公司绩效,而且在高管特征研究方面存在发表性偏倚(Publication Bias)现象。Nielsen et al.(2013)采用HLS的方法指出国际多元化的高管团队能够提高公司绩效。现阶段,对高管年龄的作用效果有两种不同观点:(1)积极作用,魏立群等(2002)指出高管的平均年龄增大能够提高公司绩效;(2)消极作用,陈晓红等(2006)、徐经长和王胜海(2010)则认为高管平均年龄增大不利于公司绩效水平提高。Combs et al.(2007)认为任期较长的CEO会较少遭到董事会的质疑,能够与董事会达成一致,同时能够影响董事会的决策,为自己留足好处。李金早(2007)认为随着CEO任期的延长,其与董事会会逐渐实施合谋,这也为他们谋求自身利益提供了便利。同时他认为不论任期时间的长短,只要激励体系有效,都可以实现对CEO的有效激励,提高公司绩效。

在激励方式研究方面,现阶段对股权激励以及薪酬激励问题的研究已相当成熟,但是结果并未达成一致。代表性的研究有:(1)无关论:如Jensen et al.(1990)、魏刚(2000)、Core et al.(1999)认为股权激励及薪酬激励与绩效之间并不存在显著的关联。(2)有效论:阮素梅等(2013)认为股权激励和薪酬激励有利于上市公司价值的提高,但是配合起来并不能起到一加一大于二的效果,大部分学者如Murphy(1985)、周仁俊等(2010)也支持激励能够提高公司绩效的观点。也存在少数其他观点,邵剑兵等(2014)指出激励的效力会因管理层内部关系不同产生不同的影响。吴育辉等(2010)认为高薪酬会增加代理成本。

国内外的学者对在职消费的研究大体上可以分为两个方向:(1)认为在职消费其实是代理成本的一种,会降低公司的价值创造能力,如Jensen et al.(1979)、罗宏等(2008)认为在职消费与公司绩效负相关;(2)认为在职消费属于高管的一种潜在薪酬,可以视为对激励不足的弥补,Rajan et al.(2006)认为在职消费能够提高高管们的积极性,进而提高公司的绩效。

在高管特征以及激励方式对上市公司绩效影响的实证研究方面,国外很多学者如Hamadi、Margaritis等采用分位数回归模型进行研究,而国内仅有少数学者,如Li et al.(2009)、张同斌(2012)、阮素梅等(2014)运用该方法。

综上所述,已有文献分别展开了高管特征、激励方式对上市公司绩效影响的研究,但鲜有文献讨论二者之间的配合效应;大多数文献使用均值回归模型揭示各因素对上市公司绩效平均水平的影响,无法刻画其对极端绩效水平的影响。为此,本文通过分位数回归方法研究高管特征、激励方式以及两者之间的配合效应对上市公司绩效的影响。

二、理论分析与研究假设

Bantel(1993)指出,年龄是管理者决策和选择战略的一个重要因素。通常年龄较大的高管倾向于更加稳妥的公司战略,比起高风险高收益的投资活动,他们更加倾向于稳健的收益增长。年龄不仅给高管带来丰富阅历和沉稳的作风,而且能够克服高管的短视行为,提高企业绩效。基于以上分析,本文提出如下假设:

假设1:大龄高管团队能够提高公司的绩效水平。

CEO是公司的战略决策者,左右着公司的重大决定。CEO对公司的控制能力会随着时间的推移而提高,在公司制度设计和人员选择上都会越来越符合CEO的偏好,长远来说,不利于公司的发展。基于以上分析,本文提出如下假设:

假设2:长任期CEO不利于公司绩效的提高。

激励能够提高高管积极性,进而影响公司绩效。本文将激励分为股权激励、薪酬激励以及在职消费。股权激励会因为股价等不确定因素,影响其激励的效果,具有较为长远的激励效果;薪酬激励给予高管的是货币薪酬,具有短暂而快速的激励效果;在职消费属于高管的一种潜在薪酬,也能够视为一种潜在的激励方式。三种激励方式的激励效果各有不同,根据委托代理理论,激励能够有效协调所有者与经营者的共同利益,从而都能发挥提高公司绩效的作用。因此,本文提出如下假设:

假设3:不同的激励方式通过不同的影响方式调动高管积极性,进而提高公司绩效。

对于不同的高管,相同的激励方式可能带来不同的作用效果。对于大龄高管,由于其需求层次较高,货币带来的激励可能不会起到很好的效果,因此假设股权激励和过高的薪酬激励并不能够起到激励作用。而对于任期较长的CEO,企业经营状况不同,其激励效果也不同。当公司经营状况不佳时,CEO随着任期延长逐渐对公司失去信心,安全需求为主要需求,此时薪酬激励可能更加有效;而当经营状况较好时,更多股权能够提升CEO对公司的控制能力,也能满足随着CEO任期延长而逐渐上升的层次需求,此时股权激励更能发挥作用。为此,本文提出如下假设:

假设4:激励方式与高管特征存在配合效应。对于大龄高管,股权激励和过高的薪酬激励都不能产生很好的效果;而对于任期较长的CEO,配合效应会因为公司经营状况不同而不同。

三、样本来源与变量选取

(一)样本来源

本文参照国泰安数据库的标准,将公司高管定义为上市公司年报中披露的高级管理人员,主要包含:总经理、总裁、CEO、副总经理、副总裁、董秘,以及年报公布的其他高级管理人员。

本文从国泰安数据库以及锐思数据库中选取了2006~2014年间的高管以及高管激励数据。在数据的选取上:(1)考虑到2006年采用了新的会计准则,本文排除了2006年以前的样本;(2)只选取了A股的上市公司作为样本,目的在于避免因为A股、B股内生性产生的差异;(3)剔除了金融保险行业的上市公司,因为这类公司的报表与其他公司明显不同;(4)剔除了数据不完整的样本。经过上述筛选后,9920个上市公司样本构成了非平衡面板数据。

(二)变量

1. 被解释变量。

本文选取市场指标Tobin Q值作为被解释变量,代表公司绩效(QVal)。

2. 解释变量。

本文重点研究5个解释变量:高管平均年龄(Age),定义为每个公司该年高管的平均年龄;CEO任期(Tenure),定义为公司CEO的在任时间,此处的CEO是指上市公司总经理级别的管理人员,包括CEO、总经理(副)、总裁(副);股权激励程度(Shr Incent),用“1加上高管持股数量与实收资本比值的自然对数”表示;薪酬激励程度(Sal Incent),定义为上市公司前三名高管薪酬总额与当年主营业务收入的比值;在职消费(Admexprt),本文采用胡永平(2011)的做法,将“管理费用与主营业务收入的比值”作为在职消费的衡量标准。虽然管理费用并不能完全代表在职消费,但其确实涵盖了后者,能够在一定程度上反映在职消费程度。

3. 控制变量。

本文的控制变量有:CEO社会兼职情况(Bosh),CEO在其他公司兼职,则取值为1,否则取值为0;CEO兼任董事会主席情况(Dual),CEO兼任董事会主席,取值为1,否则取值为0;公司性质(State),当公司为国有公司时,取值为1,否则取值为0;流动比率(Currt),定义为“流动资产与流动负债的比”;公司规模(Size),定义为“公司总资产加1后取对数”。

表1为变量的描述性统计:

从表1中可以看出,各公司高管平均年龄为48岁,平均年龄最小为35岁,最大为60岁。CEO的任期平均为2.289年,表明现阶段CEO更替较快,可能使公司不稳定。股权激励程度平均为4.2%,较魏刚(2000)研究所得的0.014%有大幅提升。但仍有4304个公司样本高管不持股,大量高管零持股这一现状没有太大改变。薪酬激励程度的平均水平只有0.2%,较大的偏度系数(8.928)表明大多数公司薪酬激励程度较低。CEO兼任董事会主席占比为21.2%,较Ting(2011)得出的32%低了10个百分点,可能是因为Ting的研究以台湾公司为样本,多以家族公司为主,存在大量兼任情况。

四、模型与方法

(一)线性分位数回归

分位数回归在对上市公司绩效进行定量分析时,无需正态分布的假设和设定分布的参数,适应数据经验分布的尖峰厚尾特征。同时,它能够揭示解释变量对相应变量条件分布的影响,计算在特定分位点处的分位数。为此,建立如下线性分位数回归模型:

其中:τ∈(0,1)为分位点;Q(1)Qval(τ)是公司绩效的第τ分位点的值。式(1)中的回归系数,可以由下式估计:

其中:ρτ(ut)是一个对勾函数,定义为:如果ut≥0,则ρτ(ut)=τut;如果ut<0,则ρτ(ut)=(τ-1)ut。这个对勾函数可以理解为一个非线性惩罚功能,将ρτ[Qvalt-Q(1)Qval(τ)]视为一个加权估计。如果QvaltQ(1)Qval(τ)的值为负,则权重为(1-τ);如果Qvalt-Q(1)Qval(τ)的值为正,则权重为τ。

通过回归系数的显著性来判断解释变量是否对公司绩效有实际影响。如果系数显著,则相应的解释变量对公司绩效存在影响。通过回归系数的符号,可以判断影响的方向。如果各分位点上β1(τ)为正,则能验证假设1;如果各分位点上β2(τ)为负,则能证实假设2;如果β3(τ)、β4(τ)、β5(τ)为正,则能验证假设3。

(二)门限分位数回归

为刻画高管特征和激励方式之间的交互(配合)作用,对激励方式进行门限效应设置(通过门限虚拟变量,将配合效应简化为高管特征变化对公司绩效带来的影响),在式(1)的基础上引入四个交叉乘积项(由于在职消费具有两重性,并没有加入讨论),得到门限分位数回归模型:

其中:I为一个示性函数。对于股权激励,将0作为门限值,来区分持股与不持股两种机制。对于薪酬激励,将门限值设定为γ,来区分低薪酬和高薪酬两种机制。未知参数γ的估计,可以通过栅格法完成:将薪酬激励从小到大分成100个单元,将每个单元的薪酬激励值依次作为γ的值代入模型中,分别估计模型并计算损失大小:

可以得到100个结果,将使得损失最小的单元值作为薪酬激励的门限值:。将该门限值估计重新代入式(3),再由下式实现模型的参数估计:

其中:通过系数β11(τ)、β12(τ)、β13(τ)、β14(τ)的显著性与符号来判断配合效应是否存在,如果β11(τ)、β12(τ)不为正,则说明对大龄高管货币激励效果不明显;而CEO任期与激励方式的配合效应则较为复杂,当β13(τ)在低尾处为正且β14(τ)在高尾处为正时,才能验证假设4成立。

(三)条件密度预测

本文根据许启发(2011)对文中的重要解释变量进行了条件密度预测,在条件分布预测的基础上,通过密度预测,得到相应的概率分布,每一条密度曲线的一点都代表在特定的解释变量基础上产生一定经营状况公司的概率。通过这样的概率分布,可以挖掘更多的信息,其信息也更具价值。

1. 条件分布预测。

将参数估计向量代入式(6),就可以得到解释变量的条件分位数函数预测:

其中:Q(2)Qval(τ/X)描述了随分位点τ变化的曲线,被称为条件分位数曲线;解释变量样本观测矩阵为:X=(1,Age,Tenure,…,Tenure×I(Sal Incent>γ))。当τ在[0,1]连续取值时,条件分位数曲线就是条件分布曲线,从而实现条件分布预测。

2. 条件密度预测。

在条件分位数估计的基础上,通过条件化和离散化,就可以得到条件密度预测:

其中:h为最优窗宽。当τ在[0,1]连续取值时,将相应的解释变量代入式(7),即可研究解释变量的整个密度分布。

五、实证结果

(一)线性分位数回归结果

首先,使用线性分位数回归模型,定量揭示高管特征与激励方式对上市公司绩效的影响。限于篇幅,表2只报告了三个分位点(τ=0.1,0.5,0.9)处的回归系数估计结果。为便于比较,将均值回归也列于其中。

注:***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平,下同。

1. 高管特征的影响。

在高管年龄对上市公司绩效的影响方面,从表1中可以看出,高管平均年龄的偏度为0.007,近乎无偏。因此,表2中高管平均年龄在均值回归的系数同分位数回归τ=0.5分位点上的系数接近,均值回归和分位数回归的结果一致表明高管年龄的增长能够提高公司绩效,并且公司经营状况越好,高管平均年龄对公司绩效的影响程度越大。这表明在上市公司中,年龄所带来的阅历以及沉稳的态度能够给企业带来一定的竞争力,从而提高公司绩效,支持假设1。

在高管任期对上市公司绩效的影响方面,CEO任期系数为负,这表明CEO任期较长并不利于公司的发展。从高管特征角度来看,较长的任期会造成CEO“一家独大”,形成一种缺乏竞争的环境,不利于企业的发展;从代理理论角度来看,任期较长会导致CEO在无竞争环境中个人目标逐渐偏离,从而增加代理成本。因此,假设2成立。

表2还包括关于高管特征的其他结论。CEO社会兼职能够提高公司的绩效,这表明公司通过与合作伙伴的商业交流来提升公司的业绩,而这正是CEO兼职能够提供的一种渠道。CEO出任董事会主席增强了CEO对公司的控制力,从而能够提高CEO的执行力,有利于公司绩效的提高。

2. 激励方式的影响。

表2中薪酬激励的激励效果是显而易见的,并且在经营状况较好的企业中更加明显。然而股权激励起到了负向作用,魏刚(2000)对这种现象做了解释。他认为我国股权制度存在问题,其内生性决定了股权激励不能产生相应的激励效果。并且,在过去的十几年里,高管的持股数量已从0.014%增加到4.2%,最高甚至达到51.3%,高管通过持股已经能够对公司施加相当程度的影响,从而更有可能发生管理防御行为,增加代理成本。而且对于利润空间越大的公司,高管的操纵空间越大,其反向作用越明显。因此,股权激励从无关慢慢转为负相关。在职消费的激励效果因企业经营状况的不同存在一定差异,在低尾处表现为反向作用,在高尾处表现为激励作用。可见,激励效果依赖公司的制度和管理,经营状况较好的公司制度健全,管理完善,能够发挥在职消费的激励作用;经营状况较差的公司则相反。综合来看,假设3不成立。

(二)门限分位数回归结果

要进行门限分位数回归,首先要确定薪酬激励门限值,通过栅格法计算出100个单元的损失值,并画出100个单元的损失波动,见图1:

由图1可以得出,损失最小的γ值为0.030,将其作为薪酬激励的门限估计值。然后将其重新代入式(3)进行门限分位数回归模型估计,得到估计结果见表3。为进行比较,将门限均值回归模型的参数估计结果也列于其中。

表3与表2的主体结论一致,在高管特征结果方面,同样支持高管年龄能够提高公司绩效、任期起到反向作用的观点。而在激励方式结果方面,仅有在职消费变量在均值模型以及分位数模型低尾处存在显著程度的差异,模型稳定性较好。除了主体结论一致,表3的结果还能进一步分析出不同激励方式与高管特征对公司绩效影响的配合效应。这一配合效应,可以概括如下:

1. 激励与高年龄高管的配合效应。

从表3可知,两种激励方式对大龄高管都不能产生激励效果。这符合需求层次理论的观点,需求层次理论将人的需求分为生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我实现需求,需求层次逐级递增。对于年龄较大的公司高管来说,他们的需求早已超过了安全需求的范畴,金钱能够带来的激励效果很小。而从高管特征的角度来说,过多的薪酬也只会滋长享乐的情绪。

2. 激励与CEO任期的配合效应。

表3中,不同激励方式对长任期CEO激励的有效程度会因分位点的变化发生变化。在中尾和低尾处,采用高薪激励的效果较好;而在高尾处,股权激励的效果更加明显。究其原因,同样可以用需求层次理论来解释。经营较差的公司中,往往伴随着管理的混乱、股价的下跌,新上任CEO可能会对此采取一定的措施。如果这些措施不奏效,随着任期的延长,CEO会逐渐对公司失去信心,而CEO的个人目标也会逐渐下降,最终停留在安全层次,从而更多地关注薪资的多少,此时货币薪酬激励更加有效。而伴随着公司经营状况的改善,高管任期的延长,CEO需求层次的上升,公司的股权也更加具有吸引力,此时股权激励的效果更好。

(三)条件密度预测结果

为细致描述高管特征对公司绩效的影响,可以结合式(3)与式(6)进行条件密度预测,分别考查高管年龄对CEO任期的边际贡献。为分析高管年龄对公司绩效的边际贡献,将高管平均年龄分别选取44、48、52代表年龄大小的低、中、高三个状态,其余变量取0。在分析CEO任期对公司绩效的边际贡献时,将CEO任期分别选取1、2、3代表任期长短的低、中、高三个状态,其余变量同样取0。两个解释变量的取值与状态之间的对应关系见表4:

基于高管年龄与CEO任期的公司绩效条件密度预测结果分别见图2和图3:

在条件密度预测的基础上,可以根据许启发(2011)的研究,得到高管特征密度预测描述性统计结果,见表4。

由于表4中CEO变量带来的边际贡献为负,同时其余变量取值为0,因此会出现当预测变量为CEO任期时,公司QVal的均值为负的情况。

综合图2与表4的结果可以看出,随着高管平均年龄的增加,一方面,条件概率密度曲线右移,QVal的平均值上升,表明大龄高管有利于提高公司绩效;另一方面,条件概率密度曲线顶端下降,QVal的标准差增加,表明大龄高管也增加了公司绩效的不确定性。在表2与表3中高管平均年龄的系数全部为正,这反映出高管平均年龄的增加能够提升公司绩效。不过,基于高管年龄条件密度预测这一结果,进一步深化了先前的认识:高管平均年龄的增加在提升公司绩效的同时,也增加了公司绩效的不确定性。这对假设1的结果做了进一步的补充。

综合图3与表4的结果可知,随着CEO任期的延长,整个条件密度曲线在向左移动(均值下降)的同时,曲线顶端下降(标准差增加)。这意味着,CEO任期的延长不利于公司绩效的改善,不仅表现为公司绩效期望水平的下降,而且表现为公司绩效不确定性的增加。这一结果也与表2及表3中CEO任期回归系数所得结论一致。对此,公司可以加快CEO的轮换,缩短CEO的任期,避免对公司绩效产生不利影响。

六、结论与启示

本文选取我国A股上市公司2006~2014年的数据进行了实证研究。通过分位数回归方法,研究了高管特征与激励方式对公司绩效的异质影响;通过门限虚拟变量设计,研究了高管特征与激励方式的配合效应;通过条件密度预测,实现了高管特征对公司绩效边际贡献的全景描述。主要结论如下:

分位数回归系数的显著性与符号特征表明,高管年龄以及薪酬激励与公司绩效正相关,在高尾处正相关更明显;CEO任期以及股权激励与公司绩效负相关,在高尾处负影响的程度更深。在发挥正向积极作用、避免负向消极影响的同时,也不能忽略高管特征和激励方式之间的配合效应。

交叉乘积项系数的显著性与符号特征表明,不同激励方式与高管年龄、CEO任期之间的配合效应对公司绩效的影响表现出复杂性。薪酬激励、股权激励与高管年龄配合的结果表现为:薪酬激励、股权激励与高管年龄的交互系数为负,表明对于大龄高管,不宜采用股权激励以及过高的薪酬激励。薪酬激励、股权激励与CEO任期配合的结果表现为:在经营较差的公司中,薪酬激励与CEO任期的交互系数为正;在经营较好的公司中,股权激励与CEO任期的交互系数为正。这意味着,在缩短CEO任期的同时,如果无法避免长任期的现象,采取适当的股权激励能够改善长任期的不利影响。关于在职消费,在绩优公司中,在职消费与公司绩效正相关;在经营状况较差的公司中,在职消费与公司绩效负相关。

通过上述结论,可以得到以下三个政策启示:第一,在雇佣大龄高管的同时,要尽量采用高层次的激励方式,以满足其较高层次的需求,而不宜简单地采用股权激励以及薪酬激励。第二,要加快CEO的轮换,尽量避免CEO任期过长的情况,从而降低CEO发生管理防御行为的可能。而当长任期CEO的情况不可避免时,要根据公司实际状况给予适当的股权激励,抵消雇佣长任期CEO所产生的代理成本。第三,在加大薪酬激励的同时,要尽量减少高管持股,坚持经营权和所有权的分离。另外,绩劣公司可以模仿绩优公司的会计制度,加强管理费用审核,优化在职消费的结构,进而提高公司绩效。

摘要：本文选取我国A股上市公司2006~2014年的数据,使用分位数回归模型以及门限虚拟变量设置,从单独影响与交互配合作用两个方面,就高管特征与激励方式对上市公司绩效的影响进行了定量研究。结果表明:第一,高管特征对公司绩效存在显著影响,其中高管年龄存在正向作用,任期存在反向作用;第二,不同的激励方式对公司绩效存在不同影响,其中薪酬激励能够起到正向激励作用,股权激励与公司绩效存在反向作用,而在职消费在绩优公司中表现为激励作用,在经营状况较差的公司中表现为反向作用;第三,高管特征与激励方式之间存在配合效应,高管年龄与股权激励以及薪酬激励的配合效应对公司绩效有负向影响,任期与股权激励以及薪酬激励的效应因公司的经营状况存在异质性。

关键词：高管特征,激励方式,公司绩效,分位数回归,配合效应

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篇5：南北回归线的介绍与特征

煤与瓦斯突出一直是影响我国煤炭企业安全生产的重大灾害之一,随着开采深度的增加,这种事故的危害性越来越大,已经成为制约我国煤炭行业发展的重要因素[1]。在我国国有重点煤矿中,高瓦斯和煤与瓦斯突出矿井的数量占49.8%,煤炭产量占42%。所以,消除和预防煤与瓦斯突出是我国煤炭行业现在以 及未来需 要研究和 解决的重 大问题之一。在煤与瓦斯突出防治方面,煤与瓦斯突出危险性预测是综合防治煤与瓦斯突出措施技术体系的关键[2]。参考文献[3]指出,采用钻屑指标法来预测掘进工作面煤与瓦斯突出危险性的方法是有效且可靠的[3]。一般情况下,实测钻屑指标值在一定程度上反映了当前工作面煤与瓦斯突出的危险性,但是这种实测钻屑指标值的方法不但无法满足实时预测的要求,而且每次测量都要花费大量的人力物力资源,甚至影响煤矿生产的正常进行。

煤与瓦斯突出是由地应力、瓦斯含量和煤的物理力学性质3个因素综合作用的结果,而风流中的瓦斯涌出受控于地压、煤层实时瓦斯含量和煤的物理力学性质[4]。因此,各种煤与瓦斯突出因素的变化和风流中瓦斯涌出的变化是有直接关系的。本文通过回归分析的方法找出工作面煤与瓦斯突出危险性与瓦斯涌出特征变化的联系,并结合钻屑指标值预测方法和实时瓦斯涌出监测方法,可准确实时地对煤与瓦斯突出危险性进行分析。

1煤与瓦斯突出危险性预测分析

现阶段煤与瓦斯突出危险性预测方法主要分为接触式和非接触式两大类,其中非接触式方法又包括非接触式浓度特征法和非接触式指标预测法。浓度特征法通过分析瓦斯浓度曲线的特征,将浓度曲线的移动平均线、振幅、频次、方差和波峰比等参数作为突出危险性预警依据;指标预测法采用电磁辐射、声发射、瓦斯浓度的突出三因素变化特征等规律对煤与瓦斯突出危险性进行分析,实现了非接触式预测,这类预测方法目前研究较多,但都是作为一种辅助预测手段存在的[5]。利用瓦斯浓度曲线的移动平均线、方差等参数进行预测,缺乏理论支撑,预测原理只停留在经验分析阶段。电磁辐射和声发射预测法严格来说不算非接触式预测法,不能实现实时连续分析,且在煤与瓦斯突出预测方面应用效果不理想[6]。接触式指标预测法采用钻屑瓦斯解吸指标K1或钻屑量S和瓦斯含量W等指标进行预测,该方法已成为 煤矿现场 广泛应用 的一种强 制性方法[7]。该方法虽然操作繁琐,预测结果受人工影响较大,且不能连续地分析突出危险性,但是在目前国内外煤与瓦斯突出的研究领域和现场应用领域,属于认可度最高、现场应用效果最好的预测方法。接触式预测的钻屑指标值预测方法的预测结果是最接近和最能准确地反映当前工作面煤与瓦斯突出危险性的指标值。

2瓦斯涌出特征值分析

矿井监测监控系统是煤矿井下安全避险“六大系统”之一,目前所有煤矿均配有矿井监测监控系统,实现了对煤矿井下瓦斯、风速等数据的实时动态监控。矿井监测监控系统将井下各工作面瓦斯浓度数据和风速、风量数据传输到地面监测主机。根据风流信息和瓦斯浓度信息综合得到该工作面瓦斯涌出的外在表现,瓦斯浓度和风速监测值连续积累形成的数据集构成了时间序列,应用时间序列分析方法提取监测数据的统计特征可以得到瓦斯涌出内在特征参数。影响瓦斯涌出的3个主要因素为地应力、煤体瓦斯含量和煤的物理力学性质。地应力对瓦斯涌出的影响主要表现在瓦斯涌出平均值的变化量方面,煤体瓦斯含量对瓦斯涌出的主要影响表现在落煤瞬间瓦斯大量涌出,而煤的物理力学性质对瓦斯涌出的影响更大的是表现在煤体被破坏后瓦斯释放能力的变化方面[6]。

结合瓦斯涌出时间序列信息提取相应的特征值,需要按照一定时间段进行监测数据统计分析,时间长度的确定要依据防突检测数据的监测周期,进而求取统计参数的特征值。对应影响瓦斯涌出的3个因素分别包括瓦斯涌出量平均值、最大值以及落煤瓦斯浓度数据斜率的特征值。瓦斯涌出量的平均值和最大 值都是指 在一定时 间周期内 (一般是8h或24h)瓦斯涌出量时间序列的平均值和最大值。落煤瓦斯浓度数据斜率的特征值很难直接从瓦斯浓度时间序列中获取,需要结合工作面开停传感器,首先确定 在一定时 间周期内 (一般是8h或24h)放炮或者综采落煤的时间点或者时间区间,然后对瓦斯浓度变化的趋势进行分析,找出煤体瓦斯释放基本达到平衡时间点的浓度值,最后计算出瓦斯浓度数据变化的斜率作为落煤瓦斯浓度数据斜率的特征值。

3突出危险性与瓦斯涌出特征值回归分析方法

回归分析是根据已得到的实验结果以及以往的经验来建立统计模型,研究变量间的相关关系,建立变量之间的近似表达式即经验公式,并可以根据相应的变量进行预测和控制[8]。分析研究工作面煤与瓦斯突出危险性与瓦斯涌出特征值之间的相关关 系,煤与瓦斯突出危险性可以通过钻屑瓦斯解吸指标K1或钻屑量S来表示,瓦斯涌出的特征值分别为瓦斯涌出量平均值、最大值以及落煤瓦斯浓度数据斜率的特征值,分别用CM、CU和CV来表示。也就是分别研究K1和CM、CU以及CV之间的多元回归问题以及S和CM、CU以及CV之间的多元回归问题。钻屑瓦斯解吸指标K1或钻屑量S相对瓦斯涌出特征值之间的相关关系以及近似表达式肯定是不同的,但研究分析方法是相同的,本文就选择钻屑量S和瓦斯涌出特征值CM、CU以及CV之间的多元回归问题进行分析。

通过提取瓦斯涌出监测数据特征参数,形成样本空间X=(CM,CU,CV),其中的每个样本表示为Xi=(CMi,CUi,CVi),i=1,2,…,N,N为样本数目。 煤与瓦斯突出危 险性选择 钻屑量来 表示,观测值Y=Sj,j=1,2,…,M,M为观测数目。设Y是一个可观测的随机变量,它受到Nx个非随机变量X1, X2,…,XN和随机误差ξ的影响。针对工作面煤与瓦斯突出危险性与瓦斯涌出特征值之间的相关关系的分析,回归方程表示为

式中:β为待估计向量,是固定的未知参数,也是回归系数;ξ为不可观测的均值为0、方差为δ2的随机误差,它的分量相互独立。其中:

4瓦斯突出危险性与瓦斯涌出特征值回归分析应用

针对不同地质条件和瓦斯突出类型的矿井,甚至同一矿井的不同工作面煤与瓦斯突出危险性与瓦斯涌出特征的相关关系或者回归方程都是 不一样的。依托监控系统提供的工作面瓦斯浓度序列、风速监测信息以及开停监测信息,选择合理的瓦斯涌出特征值,分别建立每一个工作面瓦斯涌出特征和煤与瓦斯突出危险性的回归方程,一方面可以在现场更好地把握瓦斯涌出状况和煤与瓦斯突出危险性的关系,另一方面也可以对煤与瓦斯突出危险性进行一定程度上的实时预测。虽然这种预测目前还不能代替国家颁布的《防治煤与瓦斯突出细则》中所提出的方法,但是它弥补了接触式预测的钻屑指标值预测方法实时性差、操作复杂的缺点,能够在工作面瓦斯涌出变化的基础上,预测煤与瓦斯突出危险性的变化。

结合某矿某一掘进工作面一个月的瓦斯涌出量信息、工作面生产监测信息和煤与瓦斯突出钻屑量S的检测值对该工作面煤与瓦斯突出危险性与瓦斯涌出特征值进行回归分析。结合该工作面的生产周期,选择24h作为分析周期,分别计算20d瓦斯涌出量平均值CM、最大值CU以及落煤瓦斯浓度数据斜率的特征值CV,统计相应时间段内钻屑量S,计算结果见表1。

回归过程的分析借助Matlab来实现。为了确定瓦斯涌出量平均值CM、最大值CU以及落煤瓦斯浓度数据斜率的特征值CV和煤与瓦斯突出指标钻屑量S之间的关系,分别作出S与CM,CU,CV的散点图,如图1所示。

从图1可知,S与CM,CU,CV具有线性关系,因此,可以建立三元线性回归模型:

通过Matlab计算得到β0,β1,β2,β3的最优解, 分别为2.450 1,0.081 1,0.043 3,-0.453 3,所对应的95% 置信区间 分别为 [1.392 8,3.509 1], [-0.024 4 ,0.186 7],[-0.055 7,0.142 3], [-1.051 4,0.144 8]。最优回归模型方程为

由于回归 方程的可 决系数R 2 =0.80 , p=0.000 021<0.05(回归检验标准为0.05),因此,建立的回归模型有意义。对第21—23d的瓦斯涌出量特征值进行统计,根据回归方程预测对应的S值分别为2.54,2.60和2.73。实测值分别为2.50, 2.70和2.90。可以看出,第21d的预测值与实测值最为接近,由于第23d的钻屑量S距离回归方程建立的基础数据最远,所以,误差也最大。因此,在实际应用中,对同一工作面,随着时间的推进,回归方程也是要不断实时更新的。按照同样的方法,对第23d的钻屑量S进行预测。选取1—22d的基础数据建立回归方程,最优回归方程为

代入第23d的瓦斯涌出特征值 , 预测钻屑量S为2.82,更为接近实测值。如果想要达到更高的预测精度,可以按照β0,β1,β2,β3所对应的95% 置信区间上下限分别建立上下限的回归方程,进行区间预测。

5结语

篇6：南北回归线的介绍与特征

苍术为临床常用中药,始载于《神农本草经》,性温,味辛、苦,归脾、胃、肝经,具有燥湿健脾、祛风散寒之功效,用于脘腹胀满、泄泻水肿、风湿痹痛、风寒感冒等症[1]。2010版《中国药典》规定苍术药材来源为菊科植物茅苍术Atractylodes lancea(Thunb.)DC.或北苍术Atractylodes chinensis(DC.)Koidz.的干燥根茎。茅苍术又称为“南苍术”,主要产于江苏、湖北、浙江及安徽等地,以产于江苏茅山一带的质量最佳。北苍术又名山苍术、华苍术、山刺菜、枪头菜,主产于内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江等地,亦有称产于我国东北地区的北苍术为“关苍术”[2]。

南苍术和北苍术虽然在临床上都作为苍术使用,但由于药材基源不同,因此其疗效不可能完全一致。有研究表明南苍术和北苍术饮片所含主要化学成分基本相同,但是在含量上存在较大差异[3];许腊英等[4]采用GC-MS联用法研究发现南苍术有茅术醇和愈创木烯类成分,而北苍术没发现。由此可见,南北苍术差异明显,加之临床需要炮制后入药,成分变化更加复杂,因此,建立评价南北苍术炮制品质量的方法就显得尤为重要。

本研究中作者利用特征图谱技术[5]建立了南苍术和北苍术的HPLC特征图谱分析方法,并在相同色谱条件下对炮制前后南苍术和北苍术中的苍术素进行了含量测定,建立了更加全面合理的中药饮片鉴别和质量评价方法。

1实验材料

1.1仪器与试剂

岛津LC—20AB高效液相色谱仪,包括DGU—20A3在线脱气机、SIL—20A自动进样器、SPD—M20A检测器、CTO—20A柱温箱和Class—VP色谱工作站;KQ5200DB型数控超声波清洗器(昆山市超声仪器有限公司);R—210旋转蒸发仪(瑞士BU-CHI公司);Mettler Toledo AL104电子天平(梅特勒-托利多仪器上海有限公司);高速万能粉碎机(天津市泰斯特仪器有限公司)。甲醇、乙腈为色谱级(美国Merck公司),其他试剂为分析纯。苍术素(09042531)对照品购自上海同田生化科技有限公司,纯度大于98%。

1.2样品来源及炮制

南苍术药材样品产自安徽(50 kg;批号:080606;由浙江中医药大学中药饮片厂提供),经南京中医药大学陈建伟教授鉴定为菊科植物茅苍术Atractylodes lancea(Thunb.)DC.的干燥根茎;北苍术药材样品产自辽宁(50 kg;批号:080625;由浙江中医药大学中药饮片厂提供),经南京中医药大学陈建伟教授鉴定为菊科植物北苍术Atractylodes chinensis(DC.)Koidz.的干燥根茎。南北苍术不同炮制品均由浙江中医药大学中药饮片厂在生产条件下加工炮制成苍术片和麸炒苍术。具体炮制加工流程如图1所示:

2 方法与结果

2.1 色谱条件

色谱柱:Tigerkin ODS—3(250 mm×4.6 mm, 5 μm)(大连思谱精工有限公司,中国);柱温:35 ℃;流速:1 mL/min;检测波长:254 nm;流动相:A为乙腈,B为水;梯度洗脱程序为:(0～15) min,A 30%～45%;(15～55) min,A 45% ～55%;(55～70) min,A 55%;(70～85) min,A 55% ～60%;(85～105) min,A 60% ～80%;(105～115) min,A 80% ～95%;(115～120) min,A 95% ～30%;自动进样,进样量为20 μL。

2.2 对照品溶液的制备

精密称取苍术素对照品5.03 mg,置于25 mL容量瓶中,用甲醇溶解并定容,得浓度为0.212 mg/mL的苍术素对照品溶液,冷藏备用。

2.3 供试品溶液的制备

精密称取苍术样品粉末1.0 g,置100 mL具塞锥形瓶中,加甲醇20 mL,密塞,超声提取30 min,取出放冷,用滤纸滤过,药渣连同滤纸放回锥形瓶中,再加甲醇20 mL,同法再超声提取1次,放冷,用滤纸滤过,合并两次滤液,减压蒸干,残渣用甲醇溶解并转移至25 mL容量瓶中,加甲醇稀释至刻度,摇匀,即得。进样前以0.45 μm微孔滤膜过滤。

2.4 南北当归炮制前后特征图谱的建立

2.4.1 精密度试验

取辽宁苍术片供试品溶液在2.1项色谱条件下连续进样6次,以苍术素峰为标准峰计算各共有峰相对保留时间的RSD均小于0.124%,各共有峰相对峰面积的RSD均小于5%,说明仪器的精密度良好。

2.4.2 稳定性试验

取同一批辽宁苍术片供试品溶液分别在0,4,8,12,16,24 h进样分析。结果表明24 h内,供试品中各共有峰相对保留时间的RSD均小于0.298%,相对峰面积的RSD值均小于2.20%,说明供试品溶液在24 h内稳定性较好。

2.4.3 重复性试验

取同一批辽宁苍术片样品,按2.3项供试品溶液的制备方法操作,平行制备6份样品,在节2.1色谱条件下分别进样分析。结果发现各共有峰相对保留时间的RSD均小于0.285%,相对峰面积的RSD均小于5%,说明方法的重复性良好。

2.4.4 特征峰的指认

精密吸取苍术素对照品溶液5 μL注入高效液相色谱仪,按照节2.1色谱条件进行分析,确定在此色谱条件下苍术素的位置(色谱图如图2所示);同时,以甲醇为空白溶剂,进样5 μL,确认空白溶剂中相应位置没有干扰峰存在。

2.4.5 南北苍术炮制前后特征图谱测定

分别精密称取安徽苍术片、安徽麸炒苍术、辽宁苍术片、辽宁麸炒苍术样品适量,按节2.3供试品溶液的制备方法制备各样品,在节2.1色谱条件下进样分析,建立各样品的特征图谱,如图3所示。

由图3可以看出,南苍术和北苍术的HPLC特征图谱中成分种类差别不大,但是各成分的含量差异明显,成分间的比例关系也各不相同,由此可见,采用特征图谱技术可以有效区分南苍术和北苍术。此外,苍术炮制前后的HPLC特征图谱中各成分变化较小,主要是一些成分的含量发生变化,如1号峰、2号峰、5号峰、6号峰和7号峰含量明显降低,说明炮制对苍术成分含量具有一定的影响,采用特征图谱技术可以快速鉴别中药饮片的真伪。

2.5 南北苍术炮制前后苍术素含量测定

2.5.1 线性关系考察

精密量取适量的苍术素对照品溶液于容量瓶中,用甲醇稀释至刻度,摇匀,配成系列标准溶液,浓度分别为0.212 mg/mL、0.106 mg/mL、0.053 mg/mL、0.026 5 mg/mL、0.013 25 mg/mL、0.006 625 mg/mL。在节2.1色谱条件下分别进样20 μL测定,以对照品溶液的质量浓度(X)为横坐标,峰面积(Y)为纵坐标,绘制苍术素的标准曲线,计算线性回归方程为Y= 49 950 320.42X+24 769.84(r=0.999 9),结果表明苍术素在浓度为(0.006 625 ～0.212) mg/mL之间呈良好的线性关系。

2.5.2 精密度试验

取辽宁苍术片供试品溶液20 μL,在节2.1色谱条件下连续进样6次,苍术素含量的RSD为0.14%,结果表明仪器精密度良好。

2.5.3 稳定性试验

取辽宁苍术片供试品溶液,分别在配制后的0 h,4 h,8 h,12 h,16 h,24 h进样测定,测得苍术素含量的RSD为0.09%,说明供试样品中苍术素在24 h内稳定。

2.5.4 重复性试验

取同一批辽宁苍术片样品,按节2.3供试品溶液的制备方法操作,平行制备6份供试品溶液,在节2.1色谱条件下分别进样分析,测得苍术素含量的RSD为3.65%,结果表明该方法的重复性良好。

2.5.5 加样回收率试验

精密称取已知含量的辽宁苍术片样品粉末6份,每份0.5 g,分别精密加入相当于含苍术素1.5 mg的对照品溶液,混匀,按节2.3供试品溶液的制备方法制备供试品溶液,分别按节2.1色谱条件进行测定。结果显示,苍术素的平均回收率为101.87%,RSD为1.11%。

2.5.6 南北苍术炮制前后苍术素含量测定

分别精密称取安徽苍术片、安徽麸炒苍术、辽宁苍术片、辽宁麸炒苍术样品适量,按2.3项下供试液品制备方法分别制备成供试品溶液,依照节2.1色谱条件分析各样品。各供试品溶液分别进样测定3次,以峰面积按标准曲线法计算各样品中苍术素的含量,并计算平均值,结果见表1。

由表1可见,南苍术和北苍术饮片中苍术素的含量差异较大,原因可能为苍术素含量受苍术的品种、产地和采收期影响较大。此外,研究还发现南苍术和北苍术炮制后苍术素含量均明显降低。由此可见,在整体特征图谱相似性良好的情况下,饮片所含有效成分的含量仍然可能存在较大差异。因此,有必要在特征图谱评价基础上增加指标性成分的含量测定,从而全面评价中药饮片的质量。

3 讨论

3.1 样品提取方法的选择

研究对样品的提取方法进行了考察,以共有峰的峰面积作为评价指标,分别采用加热回流提取和超声提取来制备辽宁苍术片供试品溶液,提取次数分别考察1次、2次和3次,将各样品按照节2.1色谱条件进行液相分析,结果发现,采用不同提取方法、不同提取次数,对8个共有成分的提取得率各不相同,考虑到尽量多地提取成分和操作简单、快速等因素,故采用甲醇超声提取2次,每次30 min作为样品提取工艺。

3.2 样品提取溶剂的选择

分别采用20%、40%、60%、80%和100%甲醇提取辽宁苍术样品,制备不同提取溶剂的供试品溶液,将各样品按照节2.1色谱条件进行液相分析,以8个共有峰的峰面积为评价指标,结果发现采用不同提取溶剂,对8个共有成分的提取得率各不相同,考虑到尽量多地提取成分,故采用100%甲醇作为提取溶剂。

3.3 测定波长的选择

本研究对比了230 nm,254 nm,260 nm,280 nm,365 nm等波长下供试品的出峰情况,以254 nm波长各峰分离好,整体峰形优于其他波长,峰形较好,溶剂干扰少,基线平稳,故选用254 nm作为特征图谱测定波长。

3.4 流动相的选择

实验比较了不同比例甲醇-水、乙腈-水、甲醇- 甲酸水溶液、乙腈-甲酸水溶液等溶剂系统进行梯度洗脱,以乙腈-水系统所得图谱的峰形较好、分离度高,所以选用乙腈-水系统作为本试验流动相系统。

3.5 柱温和流速的选择

实验对比了不同柱温(25 ℃、35 ℃、45 ℃)及不同流速(0.8 mL/min、1 mL/min、1.2 mL/min)条件下样品的HPLC特征图谱,结果发现,柱温35℃,流速1 mL/min时,样品分离度较好,峰形对称,能够满足分析要求。

3.6 实验结果表明

特征图谱技术可以有效进行中药饮片的鉴别,南苍术和北苍术的HPLC特征图谱具有显著差异,但是在整体图谱相似性良好的情况下,药材所含有效成分的含量仍然可能存在较大差异,如苍术中的主要成分苍术素在不同样品中含量各不相同[6,7],因此,有必要在特征图谱评价基础上尽可能增加有效成分的含量测定,从而全面评价中药饮片的质量,建立更加全面、科学、合理的中药饮片质量评价体系。

摘要：建立比较南苍术和北苍术生品和炮制品的HPLC特征图谱分析方法,同时测定炮制前后苍术素的含量。采用Tiger-kin ODS-3色谱柱(4.6 mm×250 mm,5μm),流动相为乙腈-水梯度洗脱法,检测波长254 nm,流速1.0 mL·min-1,柱温35℃。南苍术和北苍术特征图谱差异较大;南苍术和北苍术炮制前后成分含量均发生一些变化,其中炮制后苍术素的含量均明显降低。采用特征图谱结合指标性成分含量测定的方法可以较好地控制药材及饮片的质量。该法精密度高、重现性好,所测组分均达到基线分离,可以用于炮制前后南苍术和北苍术的质量评价。

关键词：南苍术,北苍术,炮制,特征图谱,苍术素

参考文献

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