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序論：在您撰寫行政機關的含義時，參考他人的優秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發您的創作熱情，引導您走向新的創作高度。
關鍵詞：無效行政行為；特征；法律性質和效力
一、無效行政行為的概念
無效行政行為最基本的問題是概念問題，最核心的價值是承認相對人的抵抗權，是對行政行為公定力理論的修正和完善。從行政主體的角度看，為了效率和行政目標的實現，承認行政為的公定力有一定的合理性。但如果行政行為違法比較嚴重，相對人只能在承受嚴重的后果之后才能通過訴訟或復議來取得行政法上的救濟，這從保護相對人合法權益的角度來講又是極其不合理的。因而需要無效行政行為制度來彌補公定力理論的不足。要是這一功能得到發揮，相對人的抵抗權得以更好地維護相對人的合法權益就必須了解什么樣的行為是無效行政行為。
無效行政行為是行政行為的一種，指由行政主體作出的具有行政行為的外形但因缺乏實質要件而不能發生法律效力的行為。對于這個定義我們可以從以下幾個方面來理解。第一，無效行政行為在性質上屬于形式行政行為。無效是對形式上已經作出的行政行為效力的一種否定性評價，其前提是行政行為在形式上已經存在，這一點要求我們把無效行政行為與不存在的行政行為區分開來。第二，無效行政行為對于相對人沒有拘束力。這也是無效行政行為與可撤銷的行政行為的區別。第三，無效行政行為之中并非沒有權利與義務，其實質上的無效性并不必然決定其沒有包括相關的權利和義務，但是無效行政行為中的權利是不受法律保護的。若行政主體在這樣的行政行為中為行政相對人設定了義務，相對人可以直接行使抵抗權。這里需要指出的是在無效行政行為中，行政主體為相對人設立了義務，說明無效行政行為具有行政行為成立的法律效果要件，是可以成立的行政行為。
在方世榮教授的《行政法與行政訴訟法》的書中沒有“無效行政行為”這一提法，而以“行政行為的無效”來代替這一概念。其表述是：“行政行為的無效是指行政行為具有重大的、明顯的違法情形，從而使其自始至終不發生法律效力的行為。”對這一概念的理解需要在前述的基礎上加上范圍和行為后果兩個方面。一是無效行政行為在范圍上一般限于重大且明顯違法的行政行為。二是無效行政行為在后果上表現為自始、當然、確定無效。在這里筆者贊同金偉峰教授對無效行政行為的概念作出的界定，無效行政行為是指因具有重大而且明顯的違法情形而自始不產生法律效力的行政行為。
二、無效行政行為的特征
1.無效行政行為的范圍上僅指“重大且明顯的違法行為”
此限定范圍是依大陸法系國家和地區通說，即其具有外在的“明顯違法性”和內在的“重大違法性”，前者指依一般公民之理性和經驗所能判斷的違法行政行為，后者指其違反了重要的法律法規，該通說在外國的立法上也有體現，比如，《聯邦德國行政程序法》第44條第一項規定：“行政行為具有嚴重瑕疵，該瑕疵按所考慮的一切情況明智判斷屬明顯者，行政行為無效。”
2.無效行政行為在效力上表現為“自始、當然和確定無效”
即從行政行為做出時，無需有權機關宣告就不具有任何法律效力，公民也沒有尊重該行為的義務，并享有對該行為抵抗的權利，甚至在某些情況下，公民可以采取警告、逃脫等方式進行正當防衛和對抗；這實質上就是賦予了公民在行政行為執行時 “當時”的救濟手段，因其“當時”而不同于復議訴訟等“事后”救濟手段。即使在事后的救濟手段中，對于無效行政行為的救濟也不受時效的限制，相對人擁有無期限追訴權，即“做出無效行政行為的機關和其他有權機關得隨時宣告或確認其無效，相對人也可隨時請求有權機關宣告或確認其無效”。對該無效行政行為，做出機關即使事后進行了追認、轉換等補救措施，依然不能被法律所承認而變為有效。“一旦法院宣布某一行政行為在法律上無效，那就如同什么事都沒有發生一樣。”
三、無效行政行為的法律性質和效力
具體行政行為因不具備合法要件，在我國行政法學上被稱為行政“違法”。按照違法的程度不同，可以分為明顯輕微的違法、一般違法和重大而明顯的違法。其中重大而明顯的違法行政行為就是無效行政行為。所以無效行政行為本質上是一種違法情形達到相當嚴重程度的違法行政行為。
在關于無效行政行為是否具有公定力的問題上，理論上爭議較多。目前，大多數學者認為，無效具體行政行為不具有公定力。但也有學者認為，所有具體行政行為，包括無效具體行政行為，都具有公定力。筆者認為，無效行政行為自始無法律效力，不產生對行政法律關系參與人約束的效力，任何人無尊重的義務，不需遵守和執行。所以，無效行政行為不具有公定力、確定力、拘束力和執行力。認定無效行政行為不具有公定力，是對行政行為效力理論的突破，特別是對公定力的沖擊最大。從法的安定性和信賴保護角度而言，行政行為都具有公定力，即使違法行政行為在被有權機關確認之前，都應被推定為有效的。從法治的角度而言，我們也不能過分地保護違法的行政行為，但如果相對人濫用權利，隨便將違法行政行為宣布無效而不予遵守，則不利于社會和法治的穩定，如何解決上述問題已成為行政行為理論界需要解決的難題，需要對行政行為效力理論進行重塑。
四、結語
本文從實現行政相對人對行政主體的抵抗權出發，從無效行政行為的概念、無效行政行為的特征、無效行政行為的法律性質和效力等方面對無效行政行為作了一個全面的闡述。在闡述無效行政行為概念時著重分析了無效行政行為與行政行為成立的關系，主張在成立的基礎上來討論行政行為的效力。要建立無效行政行為制度首先要做的是明確其概念，把“行政行為不存在”、“行政行為不成立”、“假象行政行為& rdquo;從無效行政行為研究的范疇中剔除出去，防止概念上的混淆。在討論無效行政行為的效力時，筆者認同無效行政行為不具有公定力，贊同行政相對人對無效行政行為行使抵抗權。
參考文獻：
關鍵詞:精益化管理 內涵 特征 必要性
隨著我國經濟的飛速發展，企業之間的競爭也越來越激烈，為了能夠讓企業的發展跟得上時代的腳步，對企業的管理就要進行不斷的提高和完善，實踐證明，正確實施企業精益化管理給企業的發展帶來了很明顯的推動作用，使企業的發展穩定提升。
一、精益化管理的內涵
精益化管理中的“精”是精細，“益”為效益，精益化管理主要是要求企業在各項活動實施的時候，都要秉承著精益求精的思想，以最小資源的投入，包括人力、物力、時間和空間，創造出盡可能多的價值，為客戶提供新產品和及時的服務，從而使企業的效益提升到最高的層次。精益化管理是一種全新的企業管理、經營運作的方式，實現企業在為顧客提供滿意的產品與服務的同時，把浪費降到最低程度的目的。
二、精益化管理的特征
在經濟飛速發展的時代，企業如果想要更好的達到其發展目標，就要采取科學合理的管理方式，實現以最低的成本，創造出最理想的效益，企業實施精益化的經營管理方法能夠有效的將這個目標實現，其主要特征主要有以下幾個方面：
(一)精益化管理是一個哲理
精益化管理在一個企業中起到的作用，是將企業的發展模式制定在低成本，高效益上，在很大程度幫助了企業實現零庫存、無浪費、準時反應等理想境界。使企業明確各個階段目標的情況下，一步一個腳印的將企業效益穩步推進。在各個環節中實現自覺更新、相互協調。
(二)精益化管理強調的是一個過程
企業的精益化管理所培養的并不僅僅是企業的發展目標，而且還包括在目標實現的過程中，員工們團結一致、共同奮斗的過程，企業的精益化管理必須持之以恒的貫徹其思想制度，在日常的管理工作中逐步完善，循序漸進地進行管理工作的改革與創新，只要在這樣的企業管理過程中，才能讓企業不斷變的強大，在市場激烈的競爭中占有一席之地。
(三)精益化管理強調以“人”為中心
在企業精益化管理中，主要強調的是“人”為中心，打破傳統那種上下級關系森嚴，相處起來氣氛緊張的形式，強調員工之間與領導之間的協作精神，充分調動員工對工作的積極性，以“人”為中心是企業精益化管理必須要實現的思想，管理者要充分認識人的潛力是無限的，人的因素貫穿于整個精益生產的過程之中。
(四)精益化管理強調“人以精益為本”
企業實施精益化管理，一方面要為員工可以實現自身的最大價值提供平臺，另一方面也要強調“人以精益為本”的思想，因此，企業在管理的過程中，要努力形成“集思廣益、事實就是、精益求精”的管理氛圍，堅決摒棄一些繁文縟節造成的約束。
(五)注重全面質量管理
產品質量是消費者最為重視的東西，質量的好壞直接影響了企業的整體效益，如果質量不過關，那么在科學的管理工作也起不到良好的作用，所以注重全面質量管理也是精益化管理的一個主要特征，在管理的過程中培養員工的質量意識，保證在生產的過程中做到及時發現質量問題，從而及時解決，從而全面追求盡善盡美。
三、企業實施精益化管理的必要性
(一)有利于顧客滿意最大化
對于企業來說，“顧客就是上帝”這句話是絕對的真理，在激烈的市場競爭中，企業的生產和服務必須要贏得顧客的滿意才能得到銷售市場，精益化的管理要求以顧客需求為首要任務，從顧客的立場出發，為顧客提供滿足需求的產品和服務。而不是從企業的角度出發，考慮什么有價值，什么沒價值。
(二)有利于企業控制成本
精益化管理所要達到的目標是在使用最低的成本創造出最大的效益，使企業的資源能夠得到合理的運用，減少資源的浪費量，有效控制企業的成本。精益化管理實現控制成本的方法主要有提高產出和降低產品成本兩種方法，在現代化的企業競爭中，第一種方法已經不適合用在企業的發展中，而通過降低產品成本來增加企業的利潤，已經得到了廣大企業的認可。
(三)有利于提高企業市場競爭力
企業如果想在競爭激烈的市場占有一席之地，提高企業的競爭力是刻不容緩的事情，通過精益化管理的方式來提高企業內部的活力，有效提高企業的生產效益，是提高企業競爭力的一種重要手段。
(四)精益化管理展示的是一種企業文化
企業所展現出來的企業文化對于企業的發展也是有著很大推動作用的，精益化管理首先展現出來的是一種追求卓越的企業文化，消除浪費，以最小的成本來獲取最大的利潤。并且，精益化管理還體現了團結協作的企業文化，在協作的過程中，是企業生產的效率大大提高，保證以最快的速度保質保量的完成任務。
四、結束語
在市場競爭如此激烈的社會環境下，企業如果想要得到良好的發展，實施企業精益化管理是一條十分有效的途徑，精益化管理也憑借自身的諸多優勢被越來越多的企業多采用，更好的實現了企業的發展目標。
參考文獻：
[1]許建,向昌國.企業實施精益化管理研究[J].商業研究.2009
[2]郝立剛.淺析精益化在人力資源管理中的應用[J].現代經濟信息.2010
[3]趙曉菲.新時期企業實施精益化管理的思考[J].科技資訊.2011
【關鍵詞】C反應蛋白；急性冠脈綜合征；急性心肌梗死；不穩定心絞痛
文章編號：1009-5519（2007）07-0972-03 中圖分類號：R5 文獻標識碼：A
急性冠脈綜合征（acute coronary syndrome，ACS）是心肌急性缺血的一組臨床表現，包括急性心肌梗死（AMI）及不穩定心絞痛（UAP）,它多以冠狀動脈粥樣硬化為病理基礎。已有研究顯示炎癥在冠狀動脈粥樣硬化的發生和發展中具有一定意義[1]。許多研究結果表明[2]，C反應蛋白(C-reaction protein，CRP)是急性期反應蛋白(acute phase protein, APP)中重要的蛋白之一，被稱為炎癥標志物。檢測CRP對于疾病的診斷雖無特異性，但其濃度上升是各種原因引起的炎癥和組織損傷的靈敏指標[3]。近年來，CRP在心血管方面的研究報道較多[4]。它與心血管疾病如動脈粥樣硬化、冠狀動脈疾病乃至心肌梗死的發生、發展和預后有著密切的關系，被認為是一個被低估而未被充分利用的指標，是心血管病危險因子。筆者通過檢測ACS患者和體檢正常者的CRP含量探討其與ACS的發病及病情轉歸的關系。
1 資料與方法
1.1 臨床資料：入選病例為2004年2月～2006年3月收入我院住院的ACS患者40例，均符合1979年WHO公布的缺血性心臟病的診斷標準，并剔除患有各種急慢性感染、腫瘤、風濕性瓣膜病、心肌病、結締組織病等影響CRP水平的疾病的患者。其中UAP（B組）25例，男17例，女8例，年齡（58.6±12.3）歲；AMI（C組）15例，男11例，女4例，年齡（62.3±5.8）歲。以上患者入院后均給予常規治療，有溶栓適應證的AMI患者給予溶栓治療，同時選取體檢正常者20例作為對照組（A組），男女各10例，年齡（61.2±3.7）歲。
1.2 方法：所有患者取清晨空腹靜脈血3ml，使用日立7080自動分析儀及麥克公司的CRP試劑盒，采用液相免疫沉淀散射比濁終點測定法進行血清CRP濃度測定（正常值0.68～8.20 mg/L）。記錄4周內所有患者的病情轉歸情況，包括以下3種情況:病情趨于穩定，無心絞痛發作;病情惡化并發生頑固性心絞痛、心肌梗死、心力衰竭、猝死等心臟事件;病情在原基礎上無明顯變化。
1.3 統計學處理：數據分析采用SPSS 10.0統計軟件計算機處理，所有數據以均數±標準差（x±s）表示，組間比較采用t檢驗和方差分析，P
2 結果
2.1 體檢正常者為A組20例，ACS中UAP組為B組25例，AMI組為C組15例，3組間血CRP測量結果顯示：B、C組患者血CRP濃度[(10.48±2.72)ng/L、(16.53±3.94)ng/L]較A組[（3.06±1.51）mg/L]顯著升高，差異具有顯著性（P
2.2 各組病情轉歸的比較：B組中19例病情趨于穩定，轉化為穩定型心絞痛，2例病情較前無明顯變化，2例頑固性心絞痛，1例心肌梗死，1例心力衰竭；C組中9例病情穩定無心臟事件發生，1例猝死，2例心力衰竭，1例心源性休克，1例頻發室性早搏，1例室性心動過速。病情趨于穩定的28例及病情較前無明顯變化的2例患者CRP水平均處于同組中相對較低至中等水平，而病情惡化出現心臟事件的10例患者CRP水平均處于同組中相對較高水平。
3 討論
近年研究表明[5]，有60%～70%的ACS患者僅有輕度或中度的冠脈狹窄，動脈粥樣斑塊的破裂導致的冠脈血栓形成是引起ACS的最直接原因，而局部炎癥細胞的浸潤以及全身炎癥是導致斑塊破裂引起ACS的最主要原因。CRP已被公認是一種炎癥敏感性反應指標，而CRP濃度升高時發生在炎癥早期（組織損傷早期）6～8小時內，并在48～72小時內達到高峰[6]。其水平升高是炎性細胞激活后產生的白細胞介素-6（IL-6）等細胞因子刺激肝臟合成增加所致[7]，并通過激活補體系統引起脂質沉積，從而損傷血管。另外在單核細胞、粒細胞均含有CRP受體，CRP大量產生，可經其受體激活，通過直接或間接產生細胞因子而損傷血管。因而CRP是ACS的形成機制之一[8]。血清CRP水平的高低取決于冠狀動脈粥樣硬化病灶是否穩定，他對冠狀動脈及性病變的表達較準確[9]。越來越多的證據支持局部或全身炎癥在動脈粥樣硬化及其并發癥的發生和發展中起到重要的作用[10]。急性冠狀動脈事件的發生與斑塊破裂、血栓形成有關，炎癥可能是一種重要的觸發機制[11]。
本研究發現，與對照組相比ACS患者中B組和C組CRP水平均不同程度升高，而后者升高更為明顯，說明CRP與ACS的發生相關。B組和C組共28例病情轉歸良好，無心臟事件的發生，其CRP水平均處于同組中相對較低至中等水平；而病情惡化出現心臟事件的11例患者中，有10例CRP水平均處于同組中相對較高水平，從而說明，CRP與ACS的病情轉歸及預后有著密切關系，同等條件下CRP水平高者病情轉歸及預后較差，反之良好。Mueller等[12]研究表明:隨著CRP水平的升高，ACS患者的近期及遠期病死率均明顯升高。
關鍵詞 席漢氏綜合征 體外受精-胚胎移植 護理
席漢氏綜合征是一種因產后大出血、休克造成腦缺血性壞死，并由此引發腦垂體功能減退，垂體促性腺素、促甲狀腺素等分泌明顯減少的一種疾病，臨床表現為產后閉經、卵巢功能減退一不排卵、減退、毛發稀疏、生殖器萎縮等。甘肅省婦幼保健院2008年2月收治1例此癥患者，經應用人絕經期尿促性素(HMG)促排卵后行體外受精-胚胎移植，成功妊娠，現將護理體會報告如下。
資料與方法
患者，32歲，因繼發不孕10年，于2006年12月5日來我院生殖醫學研究所就診。詢問病史，患者16歲初潮，周期正常，量中等，無腹痛。1995年結婚，1996年10月在當地醫院行剖宮產分娩女嬰，因新生兒窒息搶救無效死亡?；颊咝g中大出血致休克，此后一直無月經來潮，診斷為席漢氏綜合征，給予激素替代治療1年余，幫助其萎縮的子宮恢復正常。2008年2月4日腔內多普勒發現雙側卵巢有竇卵泡發育，男方檢查無異常。擬行藥物促排卵后官腔內人工授精術，于月經第3天開始服用枸櫞酸氯米氛100mg每日1次，連續7天，第5天加用人絕經期促性腺激素(HMG)。應用HMG第10天監測卵泡，右側卵巢66mm×54mm，卵泡20mm×16mm，18ram×14nun，17mm×15mm，15mm×14mm，14mm×13mm，12mm×12mm，左側卵巢60mm×50 mm，卵泡為19mm×18mm，18mm×16mm，18mm×14mm，16mm×15mm，抽血查血清雌二醇2680pg/ml，因卵泡較多，為避免發生卵巢過度刺激綜合征(OHSS)，向家屬交代病情，在征得本人及家屬同意的情況下，決定由人工授精改為體外受精一胚胎移植(IVF―ET)。2008年2月27日共取卵8枚，采用體外培養，受精6枚，卵裂為4細胞。2月29日，取卵后48小時移植胚胎2枚。術后14天尿妊娠試驗陽性，血清絨毛膜性腺激素為872.4IU/ML，孕酮為40.2ng/ml。移植后35天腔內多普勒提示宮內單胎妊娠，可見胚芽及胎血管搏動。確診為臨床妊娠。目前患者在孕28周，胎兒宮內生長發育良好。
術前護理：①心理護理：本例患者由于長期無正常月經來潮，思想包袱較重，情緒不穩定，加之常年就醫經濟上負擔重，未完全從長期診治的負面情緒中解脫出來，在悲觀、失望的同時，擔心會喪失為人母的權利，所以對此次就醫報有極高的期望值。因此，做好心理護理顯得尤為重要。首先護士要與患者建立良好的護患關系，獲得患者及家屬的信任和認可。耐心傾聽患者的心理感受，了解其思想及心理需求，再有針對性地做好心理疏導和解釋工作。同時護士應向患者詳細講解體外受精-胚胎移植的基本步驟、方法，告知手術前用藥的目的及意義，介紹影響體外受精-胚胎移植妊娠率的各個環節及失敗的可能性，讓患者具備一定的心理承受能力。②術前準備：檢查記錄患者的生命體征，完善各項實驗室檢查。如生化、血、尿常規，凝血四項、乙肝三系統、愛滋、丙肝及梅毒血清等。③陰道準備：術前2天用5％聚維酮碘液擦洗外陰及陰道。手術當日用無菌溫生理鹽水沖洗陰道。要求做到窺陰器暴露宮頸后，用卯圓鉗夾住干棉球擦凈陰道內分泌物，再用5％聚準酮碘液棉球擦洗陰道及后穹窿周圍，并旋轉窺陰器，使棉球能充分涂擦到陰道各個部位。同時由于卵巢體積增加，卵泡大且卵泡腔張力增高，擦洗時動作要輕柔以免窺陰器觸碰擠壓引起卵泡破裂。沖洗后囑患者禁止，保持外陰及陰道清潔。④促排卵治療過程中的護理：患者月經第5天遵醫囑接受尿促性腺激素治療，以促使卵泡發育。注射時應告知患者藥物的不良反應，操作時要嚴格無菌操作，用藥劑量大小對卵泡的發育起著至關重要的作用，護士在抽取藥液時要做到劑量準確，不殘留藥液，絕經期尿促性腺激素為粉劑，在溶解時應將稀釋液沿著安瓿壁緩慢注入，防止泡沫產生。⑤做好患者家屬的宣教工作：囑男方在患者注射尿促性腺素7～9天內排精1次。術前2天口服諾氟沙星膠囊2粒，每日3次，每晚睡前口服潑尼松片7.5mg。
術晨按時到醫院用法取精。取精前先洗凈雙手，再用75％乙醇棉球擦拭雙手，待自然晾干后，用法將取出置于無菌取精杯內，將雙方姓名及年齡寫于取精杯上，盡快送培養室優化處理。
術中護理：①物品準備：術前30分鐘將手術消毒包、取卵針、恒溫試管架、B超機等準備就緒。調節B超至圖像清晰、大小及穿刺線位置合適。②患者的管理：術前30分鐘給患者肌內注射鹽酸哌替啶75mg，排空膀胱。更換病員服，專人護送至手術室。熱情迎接患者，在播放輕音樂的手術間給患者進行取卵術。同時與患者進行親切的交談，以減輕患者的緊張情緒。術中觀察患者的生命體征，并告知手術進度，使其心理上得到放松，增加患者的信心。③術中配合：協助患者上床，取膀胱截石位，用無菌溫生理鹽水沖洗外陰及陰道，按無菌操作技術鋪巾。用無菌溫生理鹽水徹底沖洗手套，將B超探頭分別套上探頭套和儀器套并予以B超穿刺線定位，配合醫生做好卵泡液的采集、恒溫保存、避光、傳遞至培養室等工作。
術后護理：術后將患者扶入休息室，靜臥1小時，觀察患者的面色、神智、腹痛情況，發現異常及時處理。并適時告知患者的獲卵數量，讓患者及家屬放心。同時給予黃體酮60mg肌內注射，每日1次；服用阿莫西林500mg，每日3次預防感染。告訴隨訪時間、胚胎移植時間的準備工作。
胚胎移植時的護理：患者擔心胚胎質量及移植后不受孕，此時護士要告訴患者移植的胚胎數量，指導患者保持良好的心態，樹立成功的信心。移植前囑患者充盈膀胱，在B超引導下移植胚胎，移植后囑患者平臥2小時方可離開醫院，在此期間可作側身、伸縮肢體等活動，無活動限制。
胚胎移植后的護理：囑咐患者回家后注意休息，勞逸結合，避免用腹壓及運動，以免影響胚胎著床。堅持按醫囑每日肌注黃體酮60mg，每3日注射絨促性素2000IU 1次，共3次。告訴患者黃體酮為油劑，注射后不易吸收，應兩側臀部交替注射，可熱敷注射部位，以減少硬結形成。若已有硬結形成，可使用馬鈴薯片貼敷外加熱毛巾的方式，起到消腫散結的作用。術后14天留晨尿檢查尿妊娠試驗或來院抽血查絨毛膜促性腺素。若陽性，即為生化妊娠，繼續黃體酮注射，于移植后35天腔內多普勒檢查，若為2胎以上妊娠，則需行選擇性減胎手術。
隨訪指導：建立電話隨訪制度，定期電話隨訪，如有出血、腹痛等情況，應及時給與保胎治療。
通知
市有關飲食業服務業、各局、總公司勞動處，各區、縣勞動局：
最近有些來信來訪者詢問京勞險字〔1988〕103號文件及京勞險發字〔1990〕278號試行以個人工資總額計發退休費的文件中有關工人技師的含義，為嚴肅政策，現重申如下：上述2個文件中所提到的工人技師，在飲食、服務行業是指經市勞動局批準的，并授予市勞動局統一印制的工人特一級、特二級、特三級技師證書的工人。各單位評定的工人一級技師、二級技師不包括在內。請你們接此通知以后對所屬單位的執行情況做一次認真的檢查，凡不符合這一規定而擅自提高按個人工資總額計發退休費起點數額的，應立即予以糾正。特此通知。
關鍵詞：經濟增長；環境污染；擴展的EKC模型；面板協整
中圖分類號：F222.3 文獻標識碼：A
Abstract: This paper， based on utility function， builds an extended EKC model. Through the analysis of panel cointegration， the conclusion is that the EKC curves of industrial waste water， waste gas is not any kind of “U-shape”， “inverted U-shape” or “N-shape”. There is causality between economic growth and discharge of industrial wastes， but the discharge standard of developed areas is remarkably different from that of under-developed areas; the differences of industrial structure have an effect on the discharge of wastes， especially when the proportion of secondary industry in the national economy is large， the discharge of industrial wastes will be more; the population density has an crowding-out effect on industrial wastes; the discharge of industrial wastes have a mechanism to force the government devote more to the pollution. The environments of Beijing and Shanghai are taking a favorable turn， while the situation in He’nan province is still worsening. To solve the problem of environmental pollution thoroughly， a rational and effective institution is needed. Only when the restraint of institution from objective point is great than the restraint of human’s own behavior， can the environmental problem be solved.
Key words: economic growth; environmental pollution; extended EKC model; panel co-integration
1971年《羅馬俱樂部報告》出臺之后，關于經濟是否可持續發展一度成為廣泛的爭議話題，隨后的討論從資源枯竭問題轉向了環境污染問題。目前經濟學界一般用環境庫茲涅茨曲線(Environmental Kuznets Curve， EKC)表示經濟增長與環境的關系。該曲線是指當收入超過一定的臨界值時，按照人均值度量的經濟活動的環境效應幅度會隨著收入的增加而下降，就是說人均收入和環境污染呈現的是倒U型曲線關系。在人均收入水平比較低的情況下，隨著人均收入的提高，環境污染加??；Grossman and Krueger（1991；1994）研究表明，在人均收入達到一定水平 ，一般為 4000-5000 美元(1985年的美元計價)，人均收入的提高將伴隨著環境狀況的改善。繼Grossman和Krueger之后，許多實證研究結果都表明，在大多數環境質量指標與人均收入之間存在著倒U型的關系。Selden和Song(1994；1995)考察了四種重要的空氣污染物(即SO2、CO2、NO2和SPM)排放問題，發現它們與收入之間都存在倒U型的關系。Xepapadeas和Amri(1995)證實對于大氣中SO2的濃度也存在同樣的結論。Grossman and Krueger(1995)使用比1994年的研究范圍更廣的環境質量指標數據進行了跨國面板模型分析，沒有發現環境質量會隨經濟增長而持續惡化的證據，相反，他們選取的大多數環境指標在經濟增長的初始階段出現惡化，而隨著經濟增長呈現出穩定改善的過程。
隨著人們生活水平的提高，將會追求更高的生活質量，因此對于環境污染的問題也會越來越受到重視，研究該問題的學者也越來越多。本文嘗試建立一個基于效用函數擴展的環境庫茲涅茨曲線，應用面板單位根和面板協整理論，分析我國分省的環境庫茲涅茨曲線——我國分省經濟增長與環境污染關系問題。
一、文獻綜述
對于中國經濟增長和環境污染關系問題的研究，主要體現在兩個方面：一種是對某一個省市的研究，主要適用OLS方法進行模型估計，但是很少見到對時間序列進行單位根和協整檢驗問題，然后根據回歸結果分析EKC模型是否存在，進而提出相關的政策建議；第二種是利用分省面板模型回歸分析，主要是使用Hausman檢驗判斷使用固定效應模型還是隨機效用模型，未曾見到對于面板數據進行單位根和面板協整檢驗問題。第一種情況的研究成果眾多；第二種情況的研究成果很少，主要有：包群、彭水軍、陽小曉（2005）；劉燕、潘楊、陳剛（2006）；于峰、齊建國、田曉林（2006）；李達、王春曉（2007）。
包群、彭水軍、陽小曉（2005）利用1996-2002年期間我國30個省份的面板數據，對我國經濟增長與包括水污染、大氣污染與固體污染排放在內的6類環境污染指標之間的關系進行了檢驗，實證結果發現倒U型EKC關系很大程度上取決于污染指標以及估計方法的選取，存在以相對低的人均收入水平越過環境倒U型曲線轉折點的可能。
劉燕、潘楊、陳剛（2006）使用1990-2003年中國的省級面板數據對中國的經濟增長與環境污染關系進行了計量分析，同時考察了中國的對外開放政策對環境質量的影響。結果表明中國的經濟增長同環境污染之間并不存在簡單的倒U型曲線關系，中國的經濟增長與工業廢水之間表現為一種倒N型曲線關系，與工業廢氣之間表現為N型曲線關系，與工業固體廢物之間表現一種倒U型曲線關系。同時，分析表明出口同中國的環境污染之間存在顯著的正相關關系；而外商直接投資與中國的環境污染之間卻存在顯著的負相關關系。
于峰、齊建國、田曉林（2006）在 Stern（2002）模型的基礎上，以 SO2 排放量表征環境污染水平，對 1999—2004 年間除西藏、山西和貴州以外的我國28 個省、自治區及直轄市的面板數據進行回歸分析，結果顯示經濟規模擴大、產業結構和能源結構變動加劇了我國環境污染，生產率提高、環保技術創新與推廣降低了我國環境污染。并估算了這五要素對環境質量影響的各自實際貢獻率。
李達、王春曉（2007）利用1998-2004年間我國30個省份的面板數據，研究了3種大氣污染物和經濟增長之間的關系。實證結果表明3種大氣污染物與經濟增長之間不存在倒U型環境庫茲涅茨曲線。二氧化硫排放與經濟增長之間呈倒N型曲線，與多數研究結果不相符；同時，第二產業比重、經濟增長速度、單位GDP能耗和環境政策強度四個解釋變量總體上對3個大氣污染物的排放具有顯著影響。
從上述文獻可以看出，隨著經濟發展水平的提高，研究經濟增長與環境污染關系的文章也似乎越來越多。上述豐富的研究成果對于我國或者某些省份和城市制定合理的環境措施，減少環境污染總量，降低環境污染程度都具有十分重要的指導意義。但是上述研究成果共同的遺憾是：一是模型簡單，沒有考慮到影響環境污染的其他因素，僅限于經濟增長對于環境污染影響的研究和回歸分析；二是實證分析手段和方法受到計量經濟學理論和發展水平的制約。基于此，本文從上述兩個方面進行補充和擴展分析，基于效用函數理論模型，建立中國的EKC模型，使用面板單位根和面板協整分析技術進行研究，希望結論能符合中國國情和實際，對于中國經濟增長、環境污染和治理提出有針對性和有益的建議。
二、模型的建立與微觀基礎
考察經濟增長與環境污染的關系問題，首先要分析兩個變量的傳導路徑，因此要從微觀傳遞機制入手，進而分析宏觀層次上變量的依賴關系。
（一）模型的微觀基礎
我們首先建立一個代表性家庭個體的函數模型，然后將它一般化推廣，形成一個包含更廣泛個體的函數模型。
1.代表性個體的效用函數與污染函數。
假設一個代表性家庭消費C會導致污染H，因此家庭的效用函數為：
家庭消費越多，效用越高，因此 ；而污染越高，效用越低，因此 。由于污染是由于消費引致的，因此家庭如果減少污染，或者是減少消費，或者是對污染進行投入治理。令E為家庭治理環境污染的資源投入量，考慮到污染是消費的副產品，因此可以設定家庭污染函數為：
假設消費越多，污染越嚴重，因此消費和污染正相關，即 ；同時假定隨著污染治理投入的增加，環境污染隨之減輕，兩者負相關，即 。假定家庭治理污染和消費的資源稟賦總量為Y（收入），則約束條件為C+E=Y。
假定效用函數為線性的，可以表示成如下形式：
表示單位消費產生單位效用，污染帶來的邊際效用損失為 ，且 。假定單位消費產生單位污染，并且污染治理函數設定為柯布——道格拉斯形式，具體表示為：
該形式表明，當不進行污染治理投入的時候，污染量H等于消費量C，污染量隨著消費的增加而增加；隨著污染治理投入的提高，當 時，污染量為零，即消除了污染。
2.函數的一般形式。
我們將效用函數擴展到多個個體，假定不存在外部性影響，則效用函數和污染函數可以表示為：
i=1，2，……n
其中， ， ， 。
求解得到最優消費為：
（二）環境污染模型的建立
從國內外已有文獻來看，一般的EKC模型形式為：
y為環境指標，x為人均GDP，u為隨機擾動項， 、 、 和 為待估參數。
當 ， 時，y和x為線性關系； ， ， 時，y和x呈現“倒U”型二次曲線關系； ， ， 時，y和x呈“U”型二次曲線關系； ， ， 時，y和x為三次曲線關系，圖形為“N”型； ， ， 時，y和x為三次曲線關系，圖形為“反N”型；當 ， ， 時，表示環境污染不受經濟水平的影響，兩者之間沒有關系。
根據Grossman and Krueger（1991；1994）對NAFTA環境效應得出的結論，經濟增長對環境的影響表現為三個方面：規模效應（Scale Effects）、結構效應（Structural Effects）、技術效應（Technology Effects）。我們在此基礎上對一般的EKC模型進行擴展，由于經濟系統中產出的增長必然導致對環境資源需求的增加，同時向環境中排放各種廢棄物的存量也在增加，經濟發展會導致資源損耗和環境破壞，因此用人均GDP和人口密度來表示規模效應對環境的影響；用產業結構的變化表示結構效應對環境的影響；用單位GDP能耗表示技術效應對環境的影響；同時增加政策效應變量，用污染治理投入代表政策強度和政府政策導向。則本文擴展的EKC模型可以表示為：
其中，ln表示對變量取對數；H為環境污染量；i為個體單位，這里指省市自治區；t為時間序列； 表示截面效應； 是待估參數；y是人均GDP；G表示產業結構變化，這里為第二產業產值占全部產值的比重；M為非農業人口的人口密度；A為單位GDP能耗，表示技術進步；E為污染治理投入，表示政策強度；u為隨機擾動項。
三、基于面板單位根和面板協整檢驗的實證分析
（一）數據的來源和說明
本文所用數據樣本區間為1997-2005年，這是由于考慮到重慶從1997年才有數據，同時也是為了考察中國經濟增長最為強勁這一時段對于環境的影響問題，從邏輯上來說這段時間變量的關聯度應該最強。由于西藏缺少環境指標有關數據，因此我們考察的個體是除了西藏以外的大陸30個省市自治區。我們用工業廢水排放量（FS，單位：萬噸）、工業廢氣排放量（FQ，單位：億標準立方米）和工業固體廢棄物排放量（FW，單位：萬噸）表示環境污染量，因此原模型變成了三個方程。其他字母所表示的變量如前文擴展的EKC模型所示：y是人均GDP（單位：億元／萬人）；A為單位GDP能耗（單位：萬噸標準煤／億元）；G表示產業結構變化，這里為第二產業產值占全部產值的比重（%）；M為非農業人口的人口密度（單位：萬人／公頃）；E為污染治理投入（單位：萬元），實際應用中對變量取了對數。所有數據均來自于有關年度《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《中國國土資源年鑒》等權威數據資料庫。本文所用軟件是Eviews5.1和Stata9.0。
（二）面板模型與估計、檢驗方法
計量經濟理論表明，眾多經濟變量尤其是面板數據大都是非平穩變量，用非平穩變量進行回歸分析結果很大程度上表現為偽回歸。為避免偽回歸現象，需要對面板數據進行單位根和協整檢驗。
1.面板單位根檢驗。
面板模型進行回歸分析之前進行單位根檢驗，這是避免出現偽回歸的前提條件。面板單位根檢驗方法有別于時間序列數據單位根檢驗，主要為：LLC檢驗(Levin、Lin and Chu，2002)、Breitung檢驗(Breitung，2000)、Hadri檢驗(Hadri，1999)是相同根的檢驗方法，IPS檢驗(Im、Pesaran and Shin，2003)、Fisher-ADF(Maddala and Wu，1999；Choi，2001)檢驗是不同根的檢驗方法；LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗原假設是含有單位根；Hadri檢驗原假設為不含有單位根。本文所用數據和變量的面板單位根檢驗結果如表1所示，表中斜體數字表示該檢驗的結果和其他檢驗結果相反。
表1 面板數據的單位根檢驗
檢驗方法 lnFS lnFQ lnFW lnY
水
平
值 LLC檢驗 0.19(0.57) -1.08(0.14) 2.84(0.99) 6.2(0.99)
Breitung檢驗 4.19(0.99） -0.02(0.49) 1.04(0.85) 10.7(0.99)
IPS檢驗 -0.24(0.41） -0.39(0.35) 5.58(0.99) 5.64(0.99)
Fisher-ADF檢驗 59.1(0.58) 70.14(0.22) 25.3(0.99) 8.36(0.99)
Hadri檢驗 13.4(0.00)* 46.6(0.00)* 16.8(0.00)* 12.87(0.00)*
一
階
差
分
值 LLC檢驗 -23.7(0.00)* -13.1(0.00)* -26.2(0.00)* -8.63(0.00)*
Breitung檢驗 4.84（0.99） -0.02(0.49) -1.94(0.02)** 1.85(0.97)
IPS檢驗 -4.09(0.00)* -4.2(0.00)* -3.92(0.00)* -6.53(0.00)*
Fisher-ADF檢驗 170.9(0.00)* 116.8(0.00)* 144.8(0.00)* 80.8(0.05)**
Hadri檢驗 0.12（0.45） -1.1(0.86) 0.58(0.28) 0.26(0.34)
檢驗方法 lnG lnM lnA lnE
水
平
值 LLC檢驗 -0.48(0.31) 8.13(0.99) -6.63(0.00) 11.5(0.99)
Breitung檢驗 3.77(0.99） 7.02(0.99) 4.2(0.99) -0.52(0.3)
IPS檢驗 0.69(0.75） 15.2(0.99) -0.27(0.4) -0.48(0.31)
Fisher-ADF檢驗 62.5(0.46) 46(0.94) 50.7(0.8) 13.1(0.99)
Hadri檢驗 15.47(0.00)* 17.7(0.00)* 13(0.00)* 22.5(0.00)*
一
階
差
分
值 LLC檢驗 -10.55(0.00)* -5.87(0.00)* -22.8(0.00)*
Breitung檢驗 4.97(0.99) -3.11(0.00)* -5.6(0.00)* -4.5(0.00)*
IPS檢驗 -4.88(0.00)* -7.24(0.00)* -3.85(0.00)* -6.3(0.00)*
Fisher-ADF檢驗 109(0.00)* 110.6(0.00)* 95(0.00)* 160.4(0.00)*
Hadri檢驗 0.03(0.49） -0.18(0.57) 0.53(0.29) -1.05(0.85)
*、**分別表示在1%、5%的顯著性水平上拒絕原假設；括號中數據是該統計量的伴隨概率。
上述檢驗結果除了lnFS、lnFQ、lnY、lnG一階差分值的Breitung檢驗，lnA水平值的LLC檢驗顯著與眾不同外，其他四種或以上檢驗方法檢驗結論一致，均表明上述變量是I(1)的，也就是說本文模型所用變量是非平穩變量。
對于面板模型，如果變量是非平穩的，進行回歸分析之前需要進行協整檢驗，以判斷是否可能屬于偽回歸。
2.面板協整檢驗。
Pedroni(1999，2004)以回歸殘差為基礎構造出7個統計量進行面板協整檢驗，其中除了Panelν-stat為右尾檢驗之外，其余統計檢驗量均為左尾檢驗。4個是用聯合組內尺度描述即Panel v-Statistic、Panel ρ-Statistic、Panel ADF-Statistic、Panel PP-Statistic；另外3個是用組間尺度來描述即Group ρ-Statistic、 Group ADF-Statistic、 Group PP-Statistic。如果各統計量均在1%(或5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協整關系”的原假設，表明非平穩的時間序列之間存在著協整關系。
Pedroni(1999，2004)基于殘差的協整檢驗量最關鍵的是計算所假設協整方程的殘差。
對于如下的協整方程：
，
其中， ， 為獨立變量的個數。
為了得到相關的面板協整統計量，首先要估計協整方程。為了得到兩個組內統計量（panel rho-stat、panel t-stat）值，對原序列進行差分運算并估計如下差分方程：
其中，
由差分方程的殘差值以及Newey-West（1987）的估計量可以計算出 的長期值，用 表示。
通過協整方程的殘差 以及回歸式 可以得到panel rho-stat和group rho-stat統計量。 的長期方差 以及同期方差 分別為：
并且令：
另一方面對于panel t-stat和group t-stat統計量再次利用協整方程的的殘差估計 計算 的方差 。記：
， 。
Pedroni對于相關的面板協整檢驗量作了如下的表示：
panel rho-stat：
panel t-stat：
group rho-stat：
group t-stat：
對于每個面板模型利用近似的均值和方差既可以進行標準化。
對于面板協整檢驗而言其原假設 ：對 ，即不存在協整關系；而對于組間統計量而言其備則假設為： ：對 ：而對于組內統計量而言其備則假設為： ：對 。
本文所用變量的面板協整檢驗結果如表2所示。
表2 本文所用變量的面板協整檢驗
變量 面板協整檢驗結果
解
釋
變
量
lny、
lnG、
lnM、
lnA、
lnE
被解釋
變量
lnFS 組內
統計量 Panel ν-stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 10218* Panel ADF-stat -10.48*
組間
統計量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無
被解釋
變量lnFQ 組內
統計量 Panel v-Stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 16.1* Panel ADF-stat -13.7*
組間
統計量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無
被解釋
變量lnFW 組內
統計量 Panel v-Stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 1.3E+25* Panel ADF-stat -29.4*
組間
統計量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 無 Group ADF-stat 無
1.除了Panelν-stat為右尾檢定之外，其余統計檢驗量均為左尾檢定。
2.*表示在1%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設。
3.由于缺少西藏個別變量的統計數據，因此組間統計量兩個指標無法計算。
三個方程變量的協整檢驗的組內和組間統計量在1%的顯著水平上均表明拒絕不存在協整關系的原假設，因此上述三個方程存在協整關系，可以直接進行回歸分析，不存在偽回歸。
3.實證結果。
按照協整檢驗的結果，我們對三個模型進行了總體回歸，回歸結果制成表3。表中斜體數據表明t統計量接受系數為零的原假設。
表3 三個總體回歸模型的樣本回歸結果
被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW
lnY -0.79(-5.07)* -0.15(-1.22) -1.09(7.09)*
lnY2 0.32(2.86)* 0.22(2.44)* 0.23(2.02)**
lnY3 0.30(2.36)* 0.2(2.04)** 0.37(2.94)*
lnG -1.02(-5.04)* -0.21(-1.32) 0.87(4.37)*
lnA -0.68(-6.16)* 0.19(2.21)** -0.02(-0.14)
lnM -0.04(-1.2) -0.03(-0.88) 0.01(0.17)
lnE 0.94(54)* 0.75(54.9)* 0.76(44.4)*
R2 0.56 0.64 0.6
樣本容量 240
1.解釋變量系數后面括號里的數字是t統計量，下同。
2.*、**、***分別表示t統計量在1%、5%、10%的顯著性水平上拒絕系數為零的原假設，下同。
上述回歸結果表明，工業廢水排放量和人口密度無關，主要受到人均GDP、產業結構、單位GDP能耗和污染治理四個變量的影響，并且污染治理投入與工業廢水排放量正相關；產業結構、單位GDP能耗和工業廢水排放量負相關，也就是說工業產值的比重越大、單位GDP的能耗越大，廢水排放量就越少；反之則反是。工業廢水排放量的曲線形式不同于前文所分析的“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。工業廢氣排放量與產業結構、人口密度無關，與單位GDP能耗、污染治理投入正相關；工業廢氣排放量的曲線形式也與已有成果不同。工業固體廢棄物的排放量與人口密度、單位GDP能耗無關，與產業結構、污染治理投入正相關；曲線形式與工業廢水排放量曲線一致。
目前面板模型的應用研究主要是基于Hausman檢驗的固定效應和隨機效應模型，本文嘗試在此方面進行分析，同表3結果進行比較分析。Hausman檢驗結果表明三個方程均適合使用隨機效應模型，結果制成表4。
表4 基于Hausman檢驗的隨機效應模型的回歸結果
被解釋變量lnFS 被解釋變量lnFQ 被解釋變量lnFW
C 10.57(28.7)* 8.2(18.5)* 7.7(19.5)*
lnY 0.15(1.69)*** 0.996(9.36)* 0.57(5.73)*
lnY2 0.075(1.63)*** 0.1(1.76)*** 0.03(0.6)
lnY3 -0.27(-5.74)* -0.09(-1.5) 0.03(0.65)
lnG 0.898(3.36)* 0.92(3.08)* 0.8(2.78)*
lnA -0.01(-0.108) 0.16(1.37) 0.18(1.59)
lnM -0.11(-1.7)*** -0.11(-1.99)** -0.06(-0.77)
lnE 0.074(3.29)* 0.08(2.9)* 0.05(2.27)**
R2 0.25 0.55 0.45
上述結果表明，lnFS、lnFQ、lnFW均與單位GDP能耗無關，并且常數項均為正。其中，lnFS、lnFQ、lnFW與第二產業的比重、污染治理投入正相關，lnFS、lnFQ與人口密度負相關，lnFW與人口密度無關。lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。這個結論和包群、彭水軍、陽小曉（2005）、劉燕、潘楊、陳剛（2006）、于峰、齊建國、田曉林（2006）、李達、王春曉（2007）所用面板數據分析的結果不同。
表3和表4比較，我們發現，表4的結果從理論邏輯上更合理一些，因此后文分析以表4的結果為基礎。
lnFS、lnFQ、lnFW三個指標均與第二產業的比重正相關，這基本符合經濟邏輯和人們的正常思路，工業產值的比重越大，工業排放量就越大，對環境的污染也就越大。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標與人口密度呈現（或者不存在）微弱的負相關，表明產業升級帶動的就業方向更加理性以及人們對于環境條件的要求提高；人口越是密集，對于政府控制環境質量的力度壓力就越大，重污染企業的規劃就越是可能遠離人口密集區，lnFS、lnFQ、lnFW三個指標的排放量就越小，因此兩者負相關。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標均與污染治理投入正相關，似乎不符合經濟邏輯的正常思路。因為一般來說，污染治理投入越多，各種工業排放量似乎應該越少，環境就越為改善。實際上，本文認為，工業廢水、廢氣、固體廢棄物的排放與污染治理投入有一種循環的“倒逼機制”，當工業排放量增加污染嚴重政府污染治理投入就增加環境隨之改善政府就自然減少了污染治理投入（往往表現為監督管理力度弱化，這種弱化卻表現為有關部門的內部理性。試想，如果環境質量一直很好，這個部門是否有繼續存在的必要？同時國家也因為環境質量一直較好必然減少污染治理投入，勢必減少某些部門的收入和福利）工業排放量增加（這一輪次的邏輯是一種博弈，因為企業廢水等的排放會減少企業內部成本，所以一有機會增加三排對企業來說是提高收益）的惡性循環。正是因為政府、有關管理部門、企業站在各自立場獨立行事，沒有較好地協調運作和缺少對整個環境質量的使命感，也因為上述三個方面權利義務不對等，沒有較好的獎懲機制等有效的制度安排，這種“倒逼機制”就會一直存在，這就導致。lnFS、lnFQ、lnFW三個指標均與污染治理投入正相關。
由于表4的結果具有邏輯基礎，因此我們嘗試在表4的基礎上，分析和探討分省的lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量，期望找到規律性的結論。我們按照表4的回歸結果，將自主排放量編制成表5。由于對排放量取了對數，因此結果存在負數，負數越小，表明自主排放量越?。粩抵翟酱?，表明自主排放量越大。
表5 基于隨機效應模型的各地區lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量
地區 lnFS lnFQ lnFW 地區 lnFS lnFQ lnFW
北京 -0.561 -0.919 -0.943 河南 0.714 0.915 0.713
天津 -0.782 -1.205 -1.783 湖北 0.795 0.385 0.236
河北 0.513 0.691 1.133 湖南 1.034 0.359 0.436
山西 -0.426 0.597 1.081 廣東 0.97 0.314 -0.321
內蒙古 -0.719 0.403 0.378 廣西 0.775 0.841 0.594
遼寧 0.832 0.535 1.036 海南 -0.842 -0.945 -2.199
吉林 -0.195 -0.122 -0.172 重慶 0.340 -0.39 -0.269
黑龍江 -0.197 -0.406 0.004 四川 0.912 0.740 1.066
上海 0.666 -0.712 -1.097 貴州 -0.865 0.721 0.950
江蘇 1.124 0.164 0.001 云南 -0.347 -0.008 0.616
浙江 0.604 -0.102 -0.837 陜西 -0.324 0.146 0.564
安徽 0.38 0.496 0.698 甘肅 -0.769 0.107 0.064
福建 0.197 -0.756 -0.140 青海 -2.057 -1.066 -1.472
江西 0.169 0.052 1.295 寧夏 -1.665 -0.946 -1.465
山東 0.365 0.401 0.609 新疆 -0.642 -0.289 -0.775
工業廢水自主排放量較大的幾個地區（從大到小排序）有：江蘇、湖南、廣東、四川、遼寧、湖北、廣西、河南、上海、浙江；工業廢水自主排放量較小的地區（按照從小到大排序）有：青海、寧夏、貴州、海南、天津、甘肅、內蒙古、新疆。工業廢氣自主排放量較大的幾個地區（從大到小排序）有：河南、廣西、四川、貴州、河北、山西、遼寧、安徽；工業廢氣自主排放量較小的地區（按照從小到大排序）有：天津、青海、寧夏、海南、北京、福建、上海。工業固體廢棄物自主排放量較大的地區（按照從大到小排序）有：河北、江西、山西、四川、遼寧、貴州、河南、安徽；工業固體廢棄物自主排放量較小的地區（按照從小到大排序）有：海南、天津、青海、寧夏、上海、北京、浙江、新疆。 一個很有意思的情況是：工業廢水自主排放量最大的幾個地區除了廣西，其余地區或者是經濟增長較好的地區，或者是經濟總量大??；而工業廢水自主排放量較小的地區幾乎無一例外的都是經濟增長較為緩慢或者不發達地區。工業廢氣和工業固體廢棄物自主排放量較大的地區基本完全重復，而且和工業廢水自主排放量較大的地區差異明顯，說明經濟發達地區的三廢排放和經濟落后地區的三廢排放標的不同，我們認為這是由于產業結構和產品結構不同造成的。三廢排放較小的地區重復較大，基本上是西部或者經濟落后地區。上述狀況給我們提供的一個基本規律表明經濟增長和工業三廢排放具有因果關系
三排自主排放量都較大的地區有：四川、遼寧、河南；三排自主排放量都較小的地區有：青海、寧夏、海南、天津。前者的環境問題需要引起政府的極大關注，尤其河南，經濟較為落后，環境污染較為嚴重，如此惡性循環，情景堪憂。對于后者，如何保障環境不會遭受進一步破壞的前提下，有效促進經濟發展和增長，成為國家和當地政府的一項重要任務。
四、結論和政策建議
基于效用函數擴展的EKC模型的面板協整分析表明如下結論：
1.我國分省的lnFS、lnFQ、lnFW的曲線形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一種。
2.分省經濟增長和工業廢水、廢氣、固體廢棄物的排放具有因果關系。
3.經濟發達和不發達地區工業三廢的排放標的顯著不同。
4.工業三廢排放對國家污染治理投入具有“倒逼機制”。
5.產業結構尤其是第二產業比重的增加會增加工業三廢的排放量。
6.人口密度對工業三廢排放具有擠出效應。
7.河南省的環境狀況需要引起警惕，北京、上海的環境有明顯改善的跡象。
根據上述結論，我們提出如下的政策建議：
1.我們沒有看到分省環境和經濟增長關系的轉折點，我們的經濟增長目前仍然是以環境惡化為代價。但并不是說經濟的持續增長無法改變環境惡化的狀況，北京和上海已經表明了EKC曲線在我國某些地區一定程度上成立。從目前的環境惡化狀況出發，一味提高經濟增長速度、忽視經濟增長質量和犧牲人們賴以生存的環境為代價是不可取的，發達國家的先污染后治理的思路不一定在中國適用，因為國情和制度、以及人口壓力不同。因此首先要從國家層面上制定有效的環境保護政策和措施，并且要能夠做到有法可依，有法必依，執法必嚴，違法必究，否則只是落在紙面上的所謂環境保護法律必然形如廢紙。同時利用各種渠道宣傳和提高國人環境保護的覺悟，喚醒人們的環境保護意識，如果從人的心靈教育認識到人類發展和環境的辯證關系并不是用金錢所能買回來或者治理好的，人類行為導致的污染排放必然減少。總結來說，法律的健全和有效實行——明確的權責利關系——良好的道德品質教育，將有利于環境保護。
2.堅決杜絕工業三廢排放對于國家污染治理投入的“倒逼機制”，不應該再出現“污染嚴重——投入治理——環境改善——治理投入減少——污染嚴重”的惡性循環，而應該是從源頭抓起，真正做到誰污染誰治理，建立環境污染的誠信機制，制定有效的獎懲機制，杜絕環境保護領域的腐敗，當制度機制代替了行為機制，當制度的客觀約束高于人的主觀約束，這時候的環境保護必將呈現良性循環發展態勢。
3.一個地區的產業發展模式不應該是領導一言堂，而應該建立一整套的評估體系對項目的實行進行綜合的可行性評估，包括對環境污染的程度與長期影響的評價，并且要備案，要建立負責機制，出現嚴重后果要有人負責，正確處理好責權利的辯證關系。同時要杜絕GDP唯上的地方政府績效評價指標體系，建立一整套切實可行的包括環境狀況的指標評價體系。
4.對個別整體環境污染嚴重的地區，要因勢利導，盡快扭轉環境持續惡化的惡性循環狀態，具體問題具體對待的同時更要總攬全局，制定切實可行的綜合治理措施。
參考文獻
[1]包群、彭水軍、陽小曉. 是否存在環境庫茲涅茨倒U型曲線?——基于六類污染指標的經驗研究［J］，上海經濟研究，2005（12）：3-13。
[2]劉燕、潘楊、陳剛. 經濟開放條件下的經濟增長與環境質量——基于中國省級面板數據的經驗分析［J］，上海財經大學學報，2006（6）：48-55。
[3]于峰、齊建國、田曉林. 經濟發展對環境質量影響的實證分析——基于 1999—2004 年間各省市的面板數據［J］，中國工業經濟，2006（8）：36-44。
[4]李達、王春曉. 我國經濟增長與大氣污染物排放的關系——基于分省面板數據的經驗研究［J］，財經科學，2007（2）：43-50。
[5]Grossman ，Gene M.，Alan B.Kruger，Environmental Impact of North American Free Trade Agreement[D]，NBER Working Paper No.3914，1991.
[6]Grossman G.M. and Krueger A.B.， Economic Growth and the Environment[D].NBER Working Paper No 4634，1994.
[7]David I. Stern. Expaining Changes in Global Sulfur Emissions：An Econometric Decomposition Approach [J]. Ecological Economics，2002，（42）.
[8]Xepapadeas， A. and Amri， E.， 1995，“Environmental Quality and Economic Development: Empirical Evidence Based on QualitativeCharacteristics”， Nota di Lavoro 15. 95 Fondazione Eni Enrico Mattei.
[9]Selden，T.M. and D.Song(1994)，Environmental quality and development:is there a Kuznets curve for air pollution emissions?，Journal of Environmental Economics and Management 27:147-162.
[10]Selden，T.M. and D.Song(1995)，Neoclassical growth，the J curve for abatement，and the inverted U curve for pollution，Journal of Environmental Ecomomics and Management 29:162-168.
[11] Levin， A. ， C. Lin and C. Chu. Unit Root Tests in Panel Data: Asymptotic and Finite-Sample Properties[J]. Journal of Econometrics，2002， 108: 1-24.
[12] Im， Kzing So; M. Hashem Pesaran， and YongcheolShin.Testing for Unit Roots in Heterogeneous Panels[J]. Journal of Econometrics，2003， 115， 53-74.
[13] Pedroni P. Fully Modfied OLS For Heterogeneous Cointegrated Panels[J].Advances in Econometrics， 1999， 15: 93-13.
[14]Breitung，Jorg.The Local Power of Some Unit Root Tests for Panel Data ，in B.Baltagi(ed).Advances in Econometrics ，Vol，15:Nonstationary Panels ，Panel Cointegration ，and Dynamic Panels ，Amsterdam:JAI Press ，2000，161-178.
你局《關于全年一次性獎金單位負擔稅款計算方法的請示》（京地稅個[2005]278號）收悉。經研究，批復如下：
一、根據《國家稅務總局關于印發的通知》（國稅發[1994]089號）第十四條的規定，不含稅全年一次性獎金換算為含稅獎金計征個人所得稅的具體方法為：
（一）按照不含稅的全年一次性獎金收入除以12的商數，查找相應適用稅率A和速算扣除數A；
（二）含稅的全年一次性獎金收入=（不含稅的全年一次性獎金收入-速算扣除數A）÷（1-適用稅率A）；
（三）按含稅的全年一次性獎金收入除以12的商數，重新查找適用稅率B和速算扣除數B；
（四）應納稅額=含稅的全年一次性獎金收入×適用稅率B-速算扣除數B.
