时间：2023-07-30 10:10:47
序论：在您撰写行政机关的含义时，参考他人的优秀作品可以开阔视野，小编为您整理的7篇范文，希望这些建议能够激发您的创作热情，引导您走向新的创作高度。
关键词：无效行政行为；特征；法律性质和效力
一、无效行政行为的概念
无效行政行为最基本的问题是概念问题，最核心的价值是承认相对人的抵抗权，是对行政行为公定力理论的修正和完善。从行政主体的角度看，为了效率和行政目标的实现，承认行政为的公定力有一定的合理性。但如果行政行为违法比较严重，相对人只能在承受严重的后果之后才能通过诉讼或复议来取得行政法上的救济，这从保护相对人合法权益的角度来讲又是极其不合理的。因而需要无效行政行为制度来弥补公定力理论的不足。要是这一功能得到发挥，相对人的抵抗权得以更好地维护相对人的合法权益就必须了解什么样的行为是无效行政行为。
无效行政行为是行政行为的一种，指由行政主体作出的具有行政行为的外形但因缺乏实质要件而不能发生法律效力的行为。对于这个定义我们可以从以下几个方面来理解。第一，无效行政行为在性质上属于形式行政行为。无效是对形式上已经作出的行政行为效力的一种否定性评价，其前提是行政行为在形式上已经存在，这一点要求我们把无效行政行为与不存在的行政行为区分开来。第二，无效行政行为对于相对人没有拘束力。这也是无效行政行为与可撤销的行政行为的区别。第三，无效行政行为之中并非没有权利与义务，其实质上的无效性并不必然决定其没有包括相关的权利和义务，但是无效行政行为中的权利是不受法律保护的。若行政主体在这样的行政行为中为行政相对人设定了义务，相对人可以直接行使抵抗权。这里需要指出的是在无效行政行为中，行政主体为相对人设立了义务，说明无效行政行为具有行政行为成立的法律效果要件，是可以成立的行政行为。
在方世荣教授的《行政法与行政诉讼法》的书中没有“无效行政行为”这一提法，而以“行政行为的无效”来代替这一概念。其表述是：“行政行为的无效是指行政行为具有重大的、明显的违法情形，从而使其自始至终不发生法律效力的行为。”对这一概念的理解需要在前述的基础上加上范围和行为后果两个方面。一是无效行政行为在范围上一般限于重大且明显违法的行政行为。二是无效行政行为在后果上表现为自始、当然、确定无效。在这里笔者赞同金伟峰教授对无效行政行为的概念作出的界定，无效行政行为是指因具有重大而且明显的违法情形而自始不产生法律效力的行政行为。
二、无效行政行为的特征
1.无效行政行为的范围上仅指“重大且明显的违法行为”
此限定范围是依大陆法系国家和地区通说，即其具有外在的“明显违法性”和内在的“重大违法性”，前者指依一般公民之理性和经验所能判断的违法行政行为，后者指其违反了重要的法律法规，该通说在外国的立法上也有体现，比如，《联邦德国行政程序法》第44条第一项规定：“行政行为具有严重瑕疵，该瑕疵按所考虑的一切情况明智判断属明显者，行政行为无效。”
2.无效行政行为在效力上表现为“自始、当然和确定无效”
即从行政行为做出时，无需有权机关宣告就不具有任何法律效力，公民也没有尊重该行为的义务，并享有对该行为抵抗的权利，甚至在某些情况下，公民可以采取警告、逃脱等方式进行正当防卫和对抗；这实质上就是赋予了公民在行政行为执行时 “当时”的救济手段，因其“当时”而不同于复议诉讼等“事后”救济手段。即使在事后的救济手段中，对于无效行政行为的救济也不受时效的限制，相对人拥有无期限追诉权，即“做出无效行政行为的机关和其他有权机关得随时宣告或确认其无效，相对人也可随时请求有权机关宣告或确认其无效”。对该无效行政行为，做出机关即使事后进行了追认、转换等补救措施，依然不能被法律所承认而变为有效。“一旦法院宣布某一行政行为在法律上无效，那就如同什么事都没有发生一样。”
三、无效行政行为的法律性质和效力
具体行政行为因不具备合法要件，在我国行政法学上被称为行政“违法”。按照违法的程度不同，可以分为明显轻微的违法、一般违法和重大而明显的违法。其中重大而明显的违法行政行为就是无效行政行为。所以无效行政行为本质上是一种违法情形达到相当严重程度的违法行政行为。
在关于无效行政行为是否具有公定力的问题上，理论上争议较多。目前，大多数学者认为，无效具体行政行为不具有公定力。但也有学者认为，所有具体行政行为，包括无效具体行政行为，都具有公定力。笔者认为，无效行政行为自始无法律效力，不产生对行政法律关系参与人约束的效力，任何人无尊重的义务，不需遵守和执行。所以，无效行政行为不具有公定力、确定力、拘束力和执行力。认定无效行政行为不具有公定力，是对行政行为效力理论的突破，特别是对公定力的冲击最大。从法的安定性和信赖保护角度而言，行政行为都具有公定力，即使违法行政行为在被有权机关确认之前，都应被推定为有效的。从法治的角度而言，我们也不能过分地保护违法的行政行为，但如果相对人滥用权利，随便将违法行政行为宣布无效而不予遵守，则不利于社会和法治的稳定，如何解决上述问题已成为行政行为理论界需要解决的难题，需要对行政行为效力理论进行重塑。
四、结语
本文从实现行政相对人对行政主体的抵抗权出发，从无效行政行为的概念、无效行政行为的特征、无效行政行为的法律性质和效力等方面对无效行政行为作了一个全面的阐述。在阐述无效行政行为概念时着重分析了无效行政行为与行政行为成立的关系，主张在成立的基础上来讨论行政行为的效力。要建立无效行政行为制度首先要做的是明确其概念，把“行政行为不存在”、“行政行为不成立”、“假象行政行为& rdquo;从无效行政行为研究的范畴中剔除出去，防止概念上的混淆。在讨论无效行政行为的效力时，笔者认同无效行政行为不具有公定力，赞同行政相对人对无效行政行为行使抵抗权。
参考文献：
关键词:精益化管理 内涵 特征 必要性
随着我国经济的飞速发展，企业之间的竞争也越来越激烈，为了能够让企业的发展跟得上时代的脚步，对企业的管理就要进行不断的提高和完善，实践证明，正确实施企业精益化管理给企业的发展带来了很明显的推动作用，使企业的发展稳定提升。
一、精益化管理的内涵
精益化管理中的“精”是精细，“益”为效益，精益化管理主要是要求企业在各项活动实施的时候，都要秉承着精益求精的思想，以最小资源的投入，包括人力、物力、时间和空间，创造出尽可能多的价值，为客户提供新产品和及时的服务，从而使企业的效益提升到最高的层次。精益化管理是一种全新的企业管理、经营运作的方式，实现企业在为顾客提供满意的产品与服务的同时，把浪费降到最低程度的目的。
二、精益化管理的特征
在经济飞速发展的时代，企业如果想要更好的达到其发展目标，就要采取科学合理的管理方式，实现以最低的成本，创造出最理想的效益，企业实施精益化的经营管理方法能够有效的将这个目标实现，其主要特征主要有以下几个方面：
(一)精益化管理是一个哲理
精益化管理在一个企业中起到的作用，是将企业的发展模式制定在低成本，高效益上，在很大程度帮助了企业实现零库存、无浪费、准时反应等理想境界。使企业明确各个阶段目标的情况下，一步一个脚印的将企业效益稳步推进。在各个环节中实现自觉更新、相互协调。
(二)精益化管理强调的是一个过程
企业的精益化管理所培养的并不仅仅是企业的发展目标，而且还包括在目标实现的过程中，员工们团结一致、共同奋斗的过程，企业的精益化管理必须持之以恒的贯彻其思想制度，在日常的管理工作中逐步完善，循序渐进地进行管理工作的改革与创新，只要在这样的企业管理过程中，才能让企业不断变的强大，在市场激烈的竞争中占有一席之地。
(三)精益化管理强调以“人”为中心
在企业精益化管理中，主要强调的是“人”为中心，打破传统那种上下级关系森严，相处起来气氛紧张的形式，强调员工之间与领导之间的协作精神，充分调动员工对工作的积极性，以“人”为中心是企业精益化管理必须要实现的思想，管理者要充分认识人的潜力是无限的，人的因素贯穿于整个精益生产的过程之中。
(四)精益化管理强调“人以精益为本”
企业实施精益化管理，一方面要为员工可以实现自身的最大价值提供平台，另一方面也要强调“人以精益为本”的思想，因此，企业在管理的过程中，要努力形成“集思广益、事实就是、精益求精”的管理氛围，坚决摒弃一些繁文缛节造成的约束。
(五)注重全面质量管理
产品质量是消费者最为重视的东西，质量的好坏直接影响了企业的整体效益，如果质量不过关，那么在科学的管理工作也起不到良好的作用，所以注重全面质量管理也是精益化管理的一个主要特征，在管理的过程中培养员工的质量意识，保证在生产的过程中做到及时发现质量问题，从而及时解决，从而全面追求尽善尽美。
三、企业实施精益化管理的必要性
(一)有利于顾客满意最大化
对于企业来说，“顾客就是上帝”这句话是绝对的真理，在激烈的市场竞争中，企业的生产和服务必须要赢得顾客的满意才能得到销售市场，精益化的管理要求以顾客需求为首要任务，从顾客的立场出发，为顾客提供满足需求的产品和服务。而不是从企业的角度出发，考虑什么有价值，什么没价值。
(二)有利于企业控制成本
精益化管理所要达到的目标是在使用最低的成本创造出最大的效益，使企业的资源能够得到合理的运用，减少资源的浪费量，有效控制企业的成本。精益化管理实现控制成本的方法主要有提高产出和降低产品成本两种方法，在现代化的企业竞争中，第一种方法已经不适合用在企业的发展中，而通过降低产品成本来增加企业的利润，已经得到了广大企业的认可。
(三)有利于提高企业市场竞争力
企业如果想在竞争激烈的市场占有一席之地，提高企业的竞争力是刻不容缓的事情，通过精益化管理的方式来提高企业内部的活力，有效提高企业的生产效益，是提高企业竞争力的一种重要手段。
(四)精益化管理展示的是一种企业文化
企业所展现出来的企业文化对于企业的发展也是有着很大推动作用的，精益化管理首先展现出来的是一种追求卓越的企业文化，消除浪费，以最小的成本来获取最大的利润。并且，精益化管理还体现了团结协作的企业文化，在协作的过程中，是企业生产的效率大大提高，保证以最快的速度保质保量的完成任务。
四、结束语
在市场竞争如此激烈的社会环境下，企业如果想要得到良好的发展，实施企业精益化管理是一条十分有效的途径，精益化管理也凭借自身的诸多优势被越来越多的企业多采用，更好的实现了企业的发展目标。
参考文献：
[1]许建,向昌国.企业实施精益化管理研究[J].商业研究.2009
[2]郝立刚.浅析精益化在人力资源管理中的应用[J].现代经济信息.2010
[3]赵晓菲.新时期企业实施精益化管理的思考[J].科技资讯.2011
【关键词】C反应蛋白；急性冠脉综合征；急性心肌梗死；不稳定心绞痛
文章编号：1009-5519（2007）07-0972-03 中图分类号：R5 文献标识码：A
急性冠脉综合征（acute coronary syndrome，ACS）是心肌急性缺血的一组临床表现，包括急性心肌梗死（AMI）及不稳定心绞痛（UAP）,它多以冠状动脉粥样硬化为病理基础。已有研究显示炎症在冠状动脉粥样硬化的发生和发展中具有一定意义[1]。许多研究结果表明[2]，C反应蛋白(C-reaction protein，CRP)是急性期反应蛋白(acute phase protein, APP)中重要的蛋白之一，被称为炎症标志物。检测CRP对于疾病的诊断虽无特异性，但其浓度上升是各种原因引起的炎症和组织损伤的灵敏指标[3]。近年来，CRP在心血管方面的研究报道较多[4]。它与心血管疾病如动脉粥样硬化、冠状动脉疾病乃至心肌梗死的发生、发展和预后有着密切的关系，被认为是一个被低估而未被充分利用的指标，是心血管病危险因子。笔者通过检测ACS患者和体检正常者的CRP含量探讨其与ACS的发病及病情转归的关系。
1 资料与方法
1.1 临床资料：入选病例为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公布的缺血性心脏病的诊断标准，并剔除患有各种急慢性感染、肿瘤、风湿性瓣膜病、心肌病、结缔组织病等影响CRP水平的疾病的患者。其中UAP（B组）25例，男17例，女8例，年龄（58.6±12.3）岁；AMI（C组）15例，男11例，女4例，年龄（62.3±5.8）岁。以上患者入院后均给予常规治疗，有溶栓适应证的AMI患者给予溶栓治疗，同时选取体检正常者20例作为对照组（A组），男女各10例，年龄（61.2±3.7）岁。
1.2 方法：所有患者取清晨空腹静脉血3ml，使用日立7080自动分析仪及麦克公司的CRP试剂盒，采用液相免疫沉淀散射比浊终点测定法进行血清CRP浓度测定（正常值0.68～8.20 mg/L）。记录4周内所有患者的病情转归情况，包括以下3种情况:病情趋于稳定，无心绞痛发作;病情恶化并发生顽固性心绞痛、心肌梗死、心力衰竭、猝死等心脏事件;病情在原基础上无明显变化。
1.3 统计学处理：数据分析采用SPSS 10.0统计软件计算机处理，所有数据以均数±标准差（x±s）表示，组间比较采用t检验和方差分析，P
2 结果
2.1 体检正常者为A组20例，ACS中UAP组为B组25例，AMI组为C组15例，3组间血CRP测量结果显示：B、C组患者血CRP浓度[(10.48±2.72)ng/L、(16.53±3.94)ng/L]较A组[（3.06±1.51）mg/L]显著升高，差异具有显著性（P
2.2 各组病情转归的比较：B组中19例病情趋于稳定，转化为稳定型心绞痛，2例病情较前无明显变化，2例顽固性心绞痛，1例心肌梗死，1例心力衰竭；C组中9例病情稳定无心脏事件发生，1例猝死，2例心力衰竭，1例心源性休克，1例频发室性早搏，1例室性心动过速。病情趋于稳定的28例及病情较前无明显变化的2例患者CRP水平均处于同组中相对较低至中等水平，而病情恶化出现心脏事件的10例患者CRP水平均处于同组中相对较高水平。
3 讨论
近年研究表明[5]，有60%～70%的ACS患者仅有轻度或中度的冠脉狭窄，动脉粥样斑块的破裂导致的冠脉血栓形成是引起ACS的最直接原因，而局部炎症细胞的浸润以及全身炎症是导致斑块破裂引起ACS的最主要原因。CRP已被公认是一种炎症敏感性反应指标，而CRP浓度升高时发生在炎症早期（组织损伤早期）6～8小时内，并在48～72小时内达到高峰[6]。其水平升高是炎性细胞激活后产生的白细胞介素-6（IL-6）等细胞因子刺激肝脏合成增加所致[7]，并通过激活补体系统引起脂质沉积，从而损伤血管。另外在单核细胞、粒细胞均含有CRP受体，CRP大量产生，可经其受体激活，通过直接或间接产生细胞因子而损伤血管。因而CRP是ACS的形成机制之一[8]。血清CRP水平的高低取决于冠状动脉粥样硬化病灶是否稳定，他对冠状动脉及性病变的表达较准确[9]。越来越多的证据支持局部或全身炎症在动脉粥样硬化及其并发症的发生和发展中起到重要的作用[10]。急性冠状动脉事件的发生与斑块破裂、血栓形成有关，炎症可能是一种重要的触发机制[11]。
本研究发现，与对照组相比ACS患者中B组和C组CRP水平均不同程度升高，而后者升高更为明显，说明CRP与ACS的发生相关。B组和C组共28例病情转归良好，无心脏事件的发生，其CRP水平均处于同组中相对较低至中等水平；而病情恶化出现心脏事件的11例患者中，有10例CRP水平均处于同组中相对较高水平，从而说明，CRP与ACS的病情转归及预后有着密切关系，同等条件下CRP水平高者病情转归及预后较差，反之良好。Mueller等[12]研究表明:随着CRP水平的升高，ACS患者的近期及远期病死率均明显升高。
关键词 席汉氏综合征 体外受精-胚胎移植 护理
席汉氏综合征是一种因产后大出血、休克造成脑缺血性坏死，并由此引发脑垂体功能减退，垂体促性腺素、促甲状腺素等分泌明显减少的一种疾病，临床表现为产后闭经、卵巢功能减退一不排卵、减退、毛发稀疏、生殖器萎缩等。甘肃省妇幼保健院2008年2月收治1例此症患者，经应用人绝经期尿促性素(HMG)促排卵后行体外受精-胚胎移植，成功妊娠，现将护理体会报告如下。
资料与方法
患者，32岁，因继发不孕10年，于2006年12月5日来我院生殖医学研究所就诊。询问病史，患者16岁初潮，周期正常，量中等，无腹痛。1995年结婚，1996年10月在当地医院行剖宫产分娩女婴，因新生儿窒息抢救无效死亡。患者术中大出血致休克，此后一直无月经来潮，诊断为席汉氏综合征，给予激素替代治疗1年余，帮助其萎缩的子宫恢复正常。2008年2月4日腔内多普勒发现双侧卵巢有窦卵泡发育，男方检查无异常。拟行药物促排卵后官腔内人工授精术，于月经第3天开始服用枸橼酸氯米氛100mg每日1次，连续7天，第5天加用人绝经期促性腺激素(HMG)。应用HMG第10天监测卵泡，右侧卵巢66mm×54mm，卵泡20mm×16mm，18ram×14nun，17mm×15mm，15mm×14mm，14mm×13mm，12mm×12mm，左侧卵巢60mm×50 mm，卵泡为19mm×18mm，18mm×16mm，18mm×14mm，16mm×15mm，抽血查血清雌二醇2680pg/ml，因卵泡较多，为避免发生卵巢过度刺激综合征(OHSS)，向家属交代病情，在征得本人及家属同意的情况下，决定由人工授精改为体外受精一胚胎移植(IVF―ET)。2008年2月27日共取卵8枚，采用体外培养，受精6枚，卵裂为4细胞。2月29日，取卵后48小时移植胚胎2枚。术后14天尿妊娠试验阳性，血清绒毛膜性腺激素为872.4IU/ML，孕酮为40.2ng/ml。移植后35天腔内多普勒提示宫内单胎妊娠，可见胚芽及胎血管搏动。确诊为临床妊娠。目前患者在孕28周，胎儿宫内生长发育良好。
术前护理：①心理护理：本例患者由于长期无正常月经来潮，思想包袱较重，情绪不稳定，加之常年就医经济上负担重，未完全从长期诊治的负面情绪中解脱出来，在悲观、失望的同时，担心会丧失为人母的权利，所以对此次就医报有极高的期望值。因此，做好心理护理显得尤为重要。首先护士要与患者建立良好的护患关系，获得患者及家属的信任和认可。耐心倾听患者的心理感受，了解其思想及心理需求，再有针对性地做好心理疏导和解释工作。同时护士应向患者详细讲解体外受精-胚胎移植的基本步骤、方法，告知手术前用药的目的及意义，介绍影响体外受精-胚胎移植妊娠率的各个环节及失败的可能性，让患者具备一定的心理承受能力。②术前准备：检查记录患者的生命体征，完善各项实验室检查。如生化、血、尿常规，凝血四项、乙肝三系统、爱滋、丙肝及梅毒血清等。③阴道准备：术前2天用5％聚维酮碘液擦洗外阴及阴道。手术当日用无菌温生理盐水冲洗阴道。要求做到窥阴器暴露宫颈后，用卯圆钳夹住干棉球擦净阴道内分泌物，再用5％聚准酮碘液棉球擦洗阴道及后穹窿周围，并旋转窥阴器，使棉球能充分涂擦到阴道各个部位。同时由于卵巢体积增加，卵泡大且卵泡腔张力增高，擦洗时动作要轻柔以免窥阴器触碰挤压引起卵泡破裂。冲洗后嘱患者禁止，保持外阴及阴道清洁。④促排卵治疗过程中的护理：患者月经第5天遵医嘱接受尿促性腺激素治疗，以促使卵泡发育。注射时应告知患者药物的不良反应，操作时要严格无菌操作，用药剂量大小对卵泡的发育起着至关重要的作用，护士在抽取药液时要做到剂量准确，不残留药液，绝经期尿促性腺激素为粉剂，在溶解时应将稀释液沿着安瓿壁缓慢注入，防止泡沫产生。⑤做好患者家属的宣教工作：嘱男方在患者注射尿促性腺素7～9天内排精1次。术前2天口服诺氟沙星胶囊2粒，每日3次，每晚睡前口服泼尼松片7.5mg。
术晨按时到医院用法取精。取精前先洗净双手，再用75％乙醇棉球擦拭双手，待自然晾干后，用法将取出置于无菌取精杯内，将双方姓名及年龄写于取精杯上，尽快送培养室优化处理。
术中护理：①物品准备：术前30分钟将手术消毒包、取卵针、恒温试管架、B超机等准备就绪。调节B超至图像清晰、大小及穿刺线位置合适。②患者的管理：术前30分钟给患者肌内注射盐酸哌替啶75mg，排空膀胱。更换病员服，专人护送至手术室。热情迎接患者，在播放轻音乐的手术间给患者进行取卵术。同时与患者进行亲切的交谈，以减轻患者的紧张情绪。术中观察患者的生命体征，并告知手术进度，使其心理上得到放松，增加患者的信心。③术中配合：协助患者上床，取膀胱截石位，用无菌温生理盐水冲洗外阴及阴道，按无菌操作技术铺巾。用无菌温生理盐水彻底冲洗手套，将B超探头分别套上探头套和仪器套并予以B超穿刺线定位，配合医生做好卵泡液的采集、恒温保存、避光、传递至培养室等工作。
术后护理：术后将患者扶入休息室，静卧1小时，观察患者的面色、神智、腹痛情况，发现异常及时处理。并适时告知患者的获卵数量，让患者及家属放心。同时给予黄体酮60mg肌内注射，每日1次；服用阿莫西林500mg，每日3次预防感染。告诉随访时间、胚胎移植时间的准备工作。
胚胎移植时的护理：患者担心胚胎质量及移植后不受孕，此时护士要告诉患者移植的胚胎数量，指导患者保持良好的心态，树立成功的信心。移植前嘱患者充盈膀胱，在B超引导下移植胚胎，移植后嘱患者平卧2小时方可离开医院，在此期间可作侧身、伸缩肢体等活动，无活动限制。
胚胎移植后的护理：嘱咐患者回家后注意休息，劳逸结合，避免用腹压及运动，以免影响胚胎着床。坚持按医嘱每日肌注黄体酮60mg，每3日注射绒促性素2000IU 1次，共3次。告诉患者黄体酮为油剂，注射后不易吸收，应两侧臀部交替注射，可热敷注射部位，以减少硬结形成。若已有硬结形成，可使用马铃薯片贴敷外加热毛巾的方式，起到消肿散结的作用。术后14天留晨尿检查尿妊娠试验或来院抽血查绒毛膜促性腺素。若阳性，即为生化妊娠，继续黄体酮注射，于移植后35天腔内多普勒检查，若为2胎以上妊娠，则需行选择性减胎手术。
随访指导：建立电话随访制度，定期电话随访，如有出血、腹痛等情况，应及时给与保胎治疗。
通知
市有关饮食业服务业、各局、总公司劳动处，各区、县劳动局：
最近有些来信来访者询问京劳险字〔1988〕103号文件及京劳险发字〔1990〕278号试行以个人工资总额计发退休费的文件中有关工人技师的含义，为严肃政策，现重申如下：上述2个文件中所提到的工人技师，在饮食、服务行业是指经市劳动局批准的，并授予市劳动局统一印制的工人特一级、特二级、特三级技师证书的工人。各单位评定的工人一级技师、二级技师不包括在内。请你们接此通知以后对所属单位的执行情况做一次认真的检查，凡不符合这一规定而擅自提高按个人工资总额计发退休费起点数额的，应立即予以纠正。特此通知。
关键词：经济增长；环境污染；扩展的EKC模型；面板协整
中图分类号：F222.3 文献标识码：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《罗马俱乐部报告》出台之后，关于经济是否可持续发展一度成为广泛的争议话题，随后的讨论从资源枯竭问题转向了环境污染问题。目前经济学界一般用环境库兹涅茨曲线(Environmental Kuznets Curve， EKC)表示经济增长与环境的关系。该曲线是指当收入超过一定的临界值时，按照人均值度量的经济活动的环境效应幅度会随着收入的增加而下降，就是说人均收入和环境污染呈现的是倒U型曲线关系。在人均收入水平比较低的情况下，随着人均收入的提高，环境污染加剧；Grossman and Krueger（1991；1994）研究表明，在人均收入达到一定水平 ，一般为 4000-5000 美元(1985年的美元计价)，人均收入的提高将伴随着环境状况的改善。继Grossman和Krueger之后，许多实证研究结果都表明，在大多数环境质量指标与人均收入之间存在着倒U型的关系。Selden和Song(1994；1995)考察了四种重要的空气污染物(即SO2、CO2、NO2和SPM)排放问题，发现它们与收入之间都存在倒U型的关系。Xepapadeas和Amri(1995)证实对于大气中SO2的浓度也存在同样的结论。Grossman and Krueger(1995)使用比1994年的研究范围更广的环境质量指标数据进行了跨国面板模型分析，没有发现环境质量会随经济增长而持续恶化的证据，相反，他们选取的大多数环境指标在经济增长的初始阶段出现恶化，而随着经济增长呈现出稳定改善的过程。
随着人们生活水平的提高，将会追求更高的生活质量，因此对于环境污染的问题也会越来越受到重视，研究该问题的学者也越来越多。本文尝试建立一个基于效用函数扩展的环境库兹涅茨曲线，应用面板单位根和面板协整理论，分析我国分省的环境库兹涅茨曲线——我国分省经济增长与环境污染关系问题。
一、文献综述
对于中国经济增长和环境污染关系问题的研究，主要体现在两个方面：一种是对某一个省市的研究，主要适用OLS方法进行模型估计，但是很少见到对时间序列进行单位根和协整检验问题，然后根据回归结果分析EKC模型是否存在，进而提出相关的政策建议；第二种是利用分省面板模型回归分析，主要是使用Hausman检验判断使用固定效应模型还是随机效用模型，未曾见到对于面板数据进行单位根和面板协整检验问题。第一种情况的研究成果众多；第二种情况的研究成果很少，主要有：包群、彭水军、阳小晓（2005）；刘燕、潘杨、陈刚（2006）；于峰、齐建国、田晓林（2006）；李达、王春晓（2007）。
包群、彭水军、阳小晓（2005）利用1996-2002年期间我国30个省份的面板数据，对我国经济增长与包括水污染、大气污染与固体污染排放在内的6类环境污染指标之间的关系进行了检验，实证结果发现倒U型EKC关系很大程度上取决于污染指标以及估计方法的选取，存在以相对低的人均收入水平越过环境倒U型曲线转折点的可能。
刘燕、潘杨、陈刚（2006）使用1990-2003年中国的省级面板数据对中国的经济增长与环境污染关系进行了计量分析，同时考察了中国的对外开放政策对环境质量的影响。结果表明中国的经济增长同环境污染之间并不存在简单的倒U型曲线关系，中国的经济增长与工业废水之间表现为一种倒N型曲线关系，与工业废气之间表现为N型曲线关系，与工业固体废物之间表现一种倒U型曲线关系。同时，分析表明出口同中国的环境污染之间存在显著的正相关关系；而外商直接投资与中国的环境污染之间却存在显著的负相关关系。
于峰、齐建国、田晓林（2006）在 Stern（2002）模型的基础上，以 SO2 排放量表征环境污染水平，对 1999—2004 年间除西藏、山西和贵州以外的我国28 个省、自治区及直辖市的面板数据进行回归分析，结果显示经济规模扩大、产业结构和能源结构变动加剧了我国环境污染，生产率提高、环保技术创新与推广降低了我国环境污染。并估算了这五要素对环境质量影响的各自实际贡献率。
李达、王春晓（2007）利用1998-2004年间我国30个省份的面板数据，研究了3种大气污染物和经济增长之间的关系。实证结果表明3种大气污染物与经济增长之间不存在倒U型环境库兹涅茨曲线。二氧化硫排放与经济增长之间呈倒N型曲线，与多数研究结果不相符；同时，第二产业比重、经济增长速度、单位GDP能耗和环境政策强度四个解释变量总体上对3个大气污染物的排放具有显著影响。
从上述文献可以看出，随着经济发展水平的提高，研究经济增长与环境污染关系的文章也似乎越来越多。上述丰富的研究成果对于我国或者某些省份和城市制定合理的环境措施，减少环境污染总量，降低环境污染程度都具有十分重要的指导意义。但是上述研究成果共同的遗憾是：一是模型简单，没有考虑到影响环境污染的其他因素，仅限于经济增长对于环境污染影响的研究和回归分析；二是实证分析手段和方法受到计量经济学理论和发展水平的制约。基于此，本文从上述两个方面进行补充和扩展分析，基于效用函数理论模型，建立中国的EKC模型，使用面板单位根和面板协整分析技术进行研究，希望结论能符合中国国情和实际，对于中国经济增长、环境污染和治理提出有针对性和有益的建议。
二、模型的建立与微观基础
考察经济增长与环境污染的关系问题，首先要分析两个变量的传导路径，因此要从微观传递机制入手，进而分析宏观层次上变量的依赖关系。
（一）模型的微观基础
我们首先建立一个代表性家庭个体的函数模型，然后将它一般化推广，形成一个包含更广泛个体的函数模型。
1.代表性个体的效用函数与污染函数。
假设一个代表性家庭消费C会导致污染H，因此家庭的效用函数为：
家庭消费越多，效用越高，因此 ；而污染越高，效用越低，因此 。由于污染是由于消费引致的，因此家庭如果减少污染，或者是减少消费，或者是对污染进行投入治理。令E为家庭治理环境污染的资源投入量，考虑到污染是消费的副产品，因此可以设定家庭污染函数为：
假设消费越多，污染越严重，因此消费和污染正相关，即 ；同时假定随着污染治理投入的增加，环境污染随之减轻，两者负相关，即 。假定家庭治理污染和消费的资源禀赋总量为Y（收入），则约束条件为C+E=Y。
假定效用函数为线性的，可以表示成如下形式：
表示单位消费产生单位效用，污染带来的边际效用损失为 ，且 。假定单位消费产生单位污染，并且污染治理函数设定为柯布——道格拉斯形式，具体表示为：
该形式表明，当不进行污染治理投入的时候，污染量H等于消费量C，污染量随着消费的增加而增加；随着污染治理投入的提高，当 时，污染量为零，即消除了污染。
2.函数的一般形式。
我们将效用函数扩展到多个个体，假定不存在外部性影响，则效用函数和污染函数可以表示为：
i=1，2，……n
其中， ， ， 。
求解得到最优消费为：
（二）环境污染模型的建立
从国内外已有文献来看，一般的EKC模型形式为：
y为环境指标，x为人均GDP，u为随机扰动项， 、 、 和 为待估参数。
当 ， 时，y和x为线性关系； ， ， 时，y和x呈现“倒U”型二次曲线关系； ， ， 时，y和x呈“U”型二次曲线关系； ， ， 时，y和x为三次曲线关系，图形为“N”型； ， ， 时，y和x为三次曲线关系，图形为“反N”型；当 ， ， 时，表示环境污染不受经济水平的影响，两者之间没有关系。
根据Grossman and Krueger（1991；1994）对NAFTA环境效应得出的结论，经济增长对环境的影响表现为三个方面：规模效应（Scale Effects）、结构效应（Structural Effects）、技术效应（Technology Effects）。我们在此基础上对一般的EKC模型进行扩展，由于经济系统中产出的增长必然导致对环境资源需求的增加，同时向环境中排放各种废弃物的存量也在增加，经济发展会导致资源损耗和环境破坏，因此用人均GDP和人口密度来表示规模效应对环境的影响；用产业结构的变化表示结构效应对环境的影响；用单位GDP能耗表示技术效应对环境的影响；同时增加政策效应变量，用污染治理投入代表政策强度和政府政策导向。则本文扩展的EKC模型可以表示为：
其中，ln表示对变量取对数；H为环境污染量；i为个体单位，这里指省市自治区；t为时间序列； 表示截面效应； 是待估参数；y是人均GDP；G表示产业结构变化，这里为第二产业产值占全部产值的比重；M为非农业人口的人口密度；A为单位GDP能耗，表示技术进步；E为污染治理投入，表示政策强度；u为随机扰动项。
三、基于面板单位根和面板协整检验的实证分析
（一）数据的来源和说明
本文所用数据样本区间为1997-2005年，这是由于考虑到重庆从1997年才有数据，同时也是为了考察中国经济增长最为强劲这一时段对于环境的影响问题，从逻辑上来说这段时间变量的关联度应该最强。由于西藏缺少环境指标有关数据，因此我们考察的个体是除了西藏以外的大陆30个省市自治区。我们用工业废水排放量（FS，单位：万吨）、工业废气排放量（FQ，单位：亿标准立方米）和工业固体废弃物排放量（FW，单位：万吨）表示环境污染量，因此原模型变成了三个方程。其他字母所表示的变量如前文扩展的EKC模型所示：y是人均GDP（单位：亿元／万人）；A为单位GDP能耗（单位：万吨标准煤／亿元）；G表示产业结构变化，这里为第二产业产值占全部产值的比重（%）；M为非农业人口的人口密度（单位：万人／公顷）；E为污染治理投入（单位：万元），实际应用中对变量取了对数。所有数据均来自于有关年度《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国国土资源年鉴》等权威数据资料库。本文所用软件是Eviews5.1和Stata9.0。
（二）面板模型与估计、检验方法
计量经济理论表明，众多经济变量尤其是面板数据大都是非平稳变量，用非平稳变量进行回归分析结果很大程度上表现为伪回归。为避免伪回归现象，需要对面板数据进行单位根和协整检验。
1.面板单位根检验。
面板模型进行回归分析之前进行单位根检验，这是避免出现伪回归的前提条件。面板单位根检验方法有别于时间序列数据单位根检验，主要为：LLC检验(Levin、Lin and Chu，2002)、Breitung检验(Breitung，2000)、Hadri检验(Hadri，1999)是相同根的检验方法，IPS检验(Im、Pesaran and Shin，2003)、Fisher-ADF(Maddala and Wu，1999；Choi，2001)检验是不同根的检验方法；LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher-ADF检验原假设是含有单位根；Hadri检验原假设为不含有单位根。本文所用数据和变量的面板单位根检验结果如表1所示，表中斜体数字表示该检验的结果和其他检验结果相反。
表1 面板数据的单位根检验
检验方法 lnFS lnFQ lnFW lnY
水
平
值 LLC检验 0.19(0.57) -1.08(0.14) 2.84(0.99) 6.2(0.99)
Breitung检验 4.19(0.99） -0.02(0.49) 1.04(0.85) 10.7(0.99)
IPS检验 -0.24(0.41） -0.39(0.35) 5.58(0.99) 5.64(0.99)
Fisher-ADF检验 59.1(0.58) 70.14(0.22) 25.3(0.99) 8.36(0.99)
Hadri检验 13.4(0.00)* 46.6(0.00)* 16.8(0.00)* 12.87(0.00)*
一
阶
差
分
值 LLC检验 -23.7(0.00)* -13.1(0.00)* -26.2(0.00)* -8.63(0.00)*
Breitung检验 4.84（0.99） -0.02(0.49) -1.94(0.02)** 1.85(0.97)
IPS检验 -4.09(0.00)* -4.2(0.00)* -3.92(0.00)* -6.53(0.00)*
Fisher-ADF检验 170.9(0.00)* 116.8(0.00)* 144.8(0.00)* 80.8(0.05)**
Hadri检验 0.12（0.45） -1.1(0.86) 0.58(0.28) 0.26(0.34)
检验方法 lnG lnM lnA lnE
水
平
值 LLC检验 -0.48(0.31) 8.13(0.99) -6.63(0.00) 11.5(0.99)
Breitung检验 3.77(0.99） 7.02(0.99) 4.2(0.99) -0.52(0.3)
IPS检验 0.69(0.75） 15.2(0.99) -0.27(0.4) -0.48(0.31)
Fisher-ADF检验 62.5(0.46) 46(0.94) 50.7(0.8) 13.1(0.99)
Hadri检验 15.47(0.00)* 17.7(0.00)* 13(0.00)* 22.5(0.00)*
一
阶
差
分
值 LLC检验 -10.55(0.00)* -5.87(0.00)* -22.8(0.00)*
Breitung检验 4.97(0.99) -3.11(0.00)* -5.6(0.00)* -4.5(0.00)*
IPS检验 -4.88(0.00)* -7.24(0.00)* -3.85(0.00)* -6.3(0.00)*
Fisher-ADF检验 109(0.00)* 110.6(0.00)* 95(0.00)* 160.4(0.00)*
Hadri检验 0.03(0.49） -0.18(0.57) 0.53(0.29) -1.05(0.85)
*、**分别表示在1%、5%的显著性水平上拒绝原假设；括号中数据是该统计量的伴随概率。
上述检验结果除了lnFS、lnFQ、lnY、lnG一阶差分值的Breitung检验，lnA水平值的LLC检验显著与众不同外，其他四种或以上检验方法检验结论一致，均表明上述变量是I(1)的，也就是说本文模型所用变量是非平稳变量。
对于面板模型，如果变量是非平稳的，进行回归分析之前需要进行协整检验，以判断是否可能属于伪回归。
2.面板协整检验。
Pedroni(1999，2004)以回归残差为基础构造出7个统计量进行面板协整检验，其中除了Panelν-stat为右尾检验之外，其余统计检验量均为左尾检验。4个是用联合组内尺度描述即Panel v-Statistic、Panel ρ-Statistic、Panel ADF-Statistic、Panel PP-Statistic；另外3个是用组间尺度来描述即Group ρ-Statistic、 Group ADF-Statistic、 Group PP-Statistic。如果各统计量均在1%(或5%)的显著性水平下拒绝“不存在协整关系”的原假设，表明非平稳的时间序列之间存在着协整关系。
Pedroni(1999，2004)基于残差的协整检验量最关键的是计算所假设协整方程的残差。
对于如下的协整方程：
，
其中， ， 为独立变量的个数。
为了得到相关的面板协整统计量，首先要估计协整方程。为了得到两个组内统计量（panel rho-stat、panel t-stat）值，对原序列进行差分运算并估计如下差分方程：
其中，
由差分方程的残差值以及Newey-West（1987）的估计量可以计算出 的长期值，用 表示。
通过协整方程的残差 以及回归式 可以得到panel rho-stat和group rho-stat统计量。 的长期方差 以及同期方差 分别为：
并且令：
另一方面对于panel t-stat和group t-stat统计量再次利用协整方程的的残差估计 计算 的方差 。记：
， 。
Pedroni对于相关的面板协整检验量作了如下的表示：
panel rho-stat：
panel t-stat：
group rho-stat：
group t-stat：
对于每个面板模型利用近似的均值和方差既可以进行标准化。
对于面板协整检验而言其原假设 ：对 ，即不存在协整关系；而对于组间统计量而言其备则假设为： ：对 ：而对于组内统计量而言其备则假设为： ：对 。
本文所用变量的面板协整检验结果如表2所示。
表2 本文所用变量的面板协整检验
变量 面板协整检验结果
解
释
变
量
lny、
lnG、
lnM、
lnA、
lnE
被解释
变量
lnFS 组内
统计量 Panel ν-stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 10218* Panel ADF-stat -10.48*
组间
统计量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 无 Group ADF-stat 无
被解释
变量lnFQ 组内
统计量 Panel v-Stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 16.1* Panel ADF-stat -13.7*
组间
统计量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 无 Group ADF-stat 无
被解释
变量lnFW 组内
统计量 Panel v-Stat
-10.44* Panel ρ-stat 12.33* Panel PP-stat 1.3E+25* Panel ADF-stat -29.4*
组间
统计量 Group ρ-stat
14.86* Group PP-stat 无 Group ADF-stat 无
1.除了Panelν-stat为右尾检定之外，其余统计检验量均为左尾检定。
2.*表示在1%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设。
3.由于缺少西藏个别变量的统计数据，因此组间统计量两个指标无法计算。
三个方程变量的协整检验的组内和组间统计量在1%的显著水平上均表明拒绝不存在协整关系的原假设，因此上述三个方程存在协整关系，可以直接进行回归分析，不存在伪回归。
3.实证结果。
按照协整检验的结果，我们对三个模型进行了总体回归，回归结果制成表3。表中斜体数据表明t统计量接受系数为零的原假设。
表3 三个总体回归模型的样本回归结果
被解释变量lnFS 被解释变量lnFQ 被解释变量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
样本容量 240
1.解释变量系数后面括号里的数字是t统计量，下同。
2.*、**、***分别表示t统计量在1%、5%、10%的显著性水平上拒绝系数为零的原假设，下同。
上述回归结果表明，工业废水排放量和人口密度无关，主要受到人均GDP、产业结构、单位GDP能耗和污染治理四个变量的影响，并且污染治理投入与工业废水排放量正相关；产业结构、单位GDP能耗和工业废水排放量负相关，也就是说工业产值的比重越大、单位GDP的能耗越大，废水排放量就越少；反之则反是。工业废水排放量的曲线形式不同于前文所分析的“U”、”倒U”以及”N”形的任何一种。工业废气排放量与产业结构、人口密度无关，与单位GDP能耗、污染治理投入正相关；工业废气排放量的曲线形式也与已有成果不同。工业固体废弃物的排放量与人口密度、单位GDP能耗无关，与产业结构、污染治理投入正相关；曲线形式与工业废水排放量曲线一致。
目前面板模型的应用研究主要是基于Hausman检验的固定效应和随机效应模型，本文尝试在此方面进行分析，同表3结果进行比较分析。Hausman检验结果表明三个方程均适合使用随机效应模型，结果制成表4。
表4 基于Hausman检验的随机效应模型的回归结果
被解释变量lnFS 被解释变量lnFQ 被解释变量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
上述结果表明，lnFS、lnFQ、lnFW均与单位GDP能耗无关，并且常数项均为正。其中，lnFS、lnFQ、lnFW与第二产业的比重、污染治理投入正相关，lnFS、lnFQ与人口密度负相关，lnFW与人口密度无关。lnFS、lnFQ、lnFW的曲线形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一种。这个结论和包群、彭水军、阳小晓（2005）、刘燕、潘杨、陈刚（2006）、于峰、齐建国、田晓林（2006）、李达、王春晓（2007）所用面板数据分析的结果不同。
表3和表4比较，我们发现，表4的结果从理论逻辑上更合理一些，因此后文分析以表4的结果为基础。
lnFS、lnFQ、lnFW三个指标均与第二产业的比重正相关，这基本符合经济逻辑和人们的正常思路，工业产值的比重越大，工业排放量就越大，对环境的污染也就越大。lnFS、lnFQ、lnFW三个指标与人口密度呈现（或者不存在）微弱的负相关，表明产业升级带动的就业方向更加理性以及人们对于环境条件的要求提高；人口越是密集，对于政府控制环境质量的力度压力就越大，重污染企业的规划就越是可能远离人口密集区，lnFS、lnFQ、lnFW三个指标的排放量就越小，因此两者负相关。lnFS、lnFQ、lnFW三个指标均与污染治理投入正相关，似乎不符合经济逻辑的正常思路。因为一般来说，污染治理投入越多，各种工业排放量似乎应该越少，环境就越为改善。实际上，本文认为，工业废水、废气、固体废弃物的排放与污染治理投入有一种循环的“倒逼机制”，当工业排放量增加污染严重政府污染治理投入就增加环境随之改善政府就自然减少了污染治理投入（往往表现为监督管理力度弱化，这种弱化却表现为有关部门的内部理性。试想，如果环境质量一直很好，这个部门是否有继续存在的必要？同时国家也因为环境质量一直较好必然减少污染治理投入，势必减少某些部门的收入和福利）工业排放量增加（这一轮次的逻辑是一种博弈，因为企业废水等的排放会减少企业内部成本，所以一有机会增加三排对企业来说是提高收益）的恶性循环。正是因为政府、有关管理部门、企业站在各自立场独立行事，没有较好地协调运作和缺少对整个环境质量的使命感，也因为上述三个方面权利义务不对等，没有较好的奖惩机制等有效的制度安排，这种“倒逼机制”就会一直存在，这就导致。lnFS、lnFQ、lnFW三个指标均与污染治理投入正相关。
由于表4的结果具有逻辑基础，因此我们尝试在表4的基础上，分析和探讨分省的lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量，期望找到规律性的结论。我们按照表4的回归结果，将自主排放量编制成表5。由于对排放量取了对数，因此结果存在负数，负数越小，表明自主排放量越小；数值越大，表明自主排放量越大。
表5 基于随机效应模型的各地区lnFS、lnFQ、lnFW的自主排放量
地区 lnFS lnFQ lnFW 地区 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 广东 0.97 0.314 -0.321
内蒙古 -0.719 0.403 0.378 广西 0.775 0.841 0.594
辽宁 0.832 0.535 1.036 海南 -0.842 -0.945 -2.199
吉林 -0.195 -0.122 -0.172 重庆 0.340 -0.39 -0.269
黑龙江 -0.197 -0.406 0.004 四川 0.912 0.740 1.066
上海 0.666 -0.712 -1.097 贵州 -0.865 0.721 0.950
江苏 1.124 0.164 0.001 云南 -0.347 -0.008 0.616
浙江 0.604 -0.102 -0.837 陕西 -0.324 0.146 0.564
安徽 0.38 0.496 0.698 甘肃 -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 宁夏 -1.665 -0.946 -1.465
山东 0.365 0.401 0.609 新疆 -0.642 -0.289 -0.775
工业废水自主排放量较大的几个地区（从大到小排序）有：江苏、湖南、广东、四川、辽宁、湖北、广西、河南、上海、浙江；工业废水自主排放量较小的地区（按照从小到大排序）有：青海、宁夏、贵州、海南、天津、甘肃、内蒙古、新疆。工业废气自主排放量较大的几个地区（从大到小排序）有：河南、广西、四川、贵州、河北、山西、辽宁、安徽；工业废气自主排放量较小的地区（按照从小到大排序）有：天津、青海、宁夏、海南、北京、福建、上海。工业固体废弃物自主排放量较大的地区（按照从大到小排序）有：河北、江西、山西、四川、辽宁、贵州、河南、安徽；工业固体废弃物自主排放量较小的地区（按照从小到大排序）有：海南、天津、青海、宁夏、上海、北京、浙江、新疆。 一个很有意思的情况是：工业废水自主排放量最大的几个地区除了广西，其余地区或者是经济增长较好的地区，或者是经济总量大省；而工业废水自主排放量较小的地区几乎无一例外的都是经济增长较为缓慢或者不发达地区。工业废气和工业固体废弃物自主排放量较大的地区基本完全重复，而且和工业废水自主排放量较大的地区差异明显，说明经济发达地区的三废排放和经济落后地区的三废排放标的不同，我们认为这是由于产业结构和产品结构不同造成的。三废排放较小的地区重复较大，基本上是西部或者经济落后地区。上述状况给我们提供的一个基本规律表明经济增长和工业三废排放具有因果关系
三排自主排放量都较大的地区有：四川、辽宁、河南；三排自主排放量都较小的地区有：青海、宁夏、海南、天津。前者的环境问题需要引起政府的极大关注，尤其河南，经济较为落后，环境污染较为严重，如此恶性循环，情景堪忧。对于后者，如何保障环境不会遭受进一步破坏的前提下，有效促进经济发展和增长，成为国家和当地政府的一项重要任务。
四、结论和政策建议
基于效用函数扩展的EKC模型的面板协整分析表明如下结论：
1.我国分省的lnFS、lnFQ、lnFW的曲线形式不是“U”、”倒U”以及”N”形的任何一种。
2.分省经济增长和工业废水、废气、固体废弃物的排放具有因果关系。
3.经济发达和不发达地区工业三废的排放标的显著不同。
4.工业三废排放对国家污染治理投入具有“倒逼机制”。
5.产业结构尤其是第二产业比重的增加会增加工业三废的排放量。
6.人口密度对工业三废排放具有挤出效应。
7.河南省的环境状况需要引起警惕，北京、上海的环境有明显改善的迹象。
根据上述结论，我们提出如下的政策建议：
1.我们没有看到分省环境和经济增长关系的转折点，我们的经济增长目前仍然是以环境恶化为代价。但并不是说经济的持续增长无法改变环境恶化的状况，北京和上海已经表明了EKC曲线在我国某些地区一定程度上成立。从目前的环境恶化状况出发，一味提高经济增长速度、忽视经济增长质量和牺牲人们赖以生存的环境为代价是不可取的，发达国家的先污染后治理的思路不一定在中国适用，因为国情和制度、以及人口压力不同。因此首先要从国家层面上制定有效的环境保护政策和措施，并且要能够做到有法可依，有法必依，执法必严，违法必究，否则只是落在纸面上的所谓环境保护法律必然形如废纸。同时利用各种渠道宣传和提高国人环境保护的觉悟，唤醒人们的环境保护意识，如果从人的心灵教育认识到人类发展和环境的辩证关系并不是用金钱所能买回来或者治理好的，人类行为导致的污染排放必然减少。总结来说，法律的健全和有效实行——明确的权责利关系——良好的道德品质教育，将有利于环境保护。
2.坚决杜绝工业三废排放对于国家污染治理投入的“倒逼机制”，不应该再出现“污染严重——投入治理——环境改善——治理投入减少——污染严重”的恶性循环，而应该是从源头抓起，真正做到谁污染谁治理，建立环境污染的诚信机制，制定有效的奖惩机制，杜绝环境保护领域的腐败，当制度机制代替了行为机制，当制度的客观约束高于人的主观约束，这时候的环境保护必将呈现良性循环发展态势。
3.一个地区的产业发展模式不应该是领导一言堂，而应该建立一整套的评估体系对项目的实行进行综合的可行性评估，包括对环境污染的程度与长期影响的评价，并且要备案，要建立负责机制，出现严重后果要有人负责，正确处理好责权利的辩证关系。同时要杜绝GDP唯上的地方政府绩效评价指标体系，建立一整套切实可行的包括环境状况的指标评价体系。
4.对个别整体环境污染严重的地区，要因势利导，尽快扭转环境持续恶化的恶性循环状态，具体问题具体对待的同时更要总揽全局，制定切实可行的综合治理措施。
参考文献
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你局《关于全年一次性奖金单位负担税款计算方法的请示》（京地税个[2005]278号）收悉。经研究，批复如下：
一、根据《国家税务总局关于印发的通知》（国税发[1994]089号）第十四条的规定，不含税全年一次性奖金换算为含税奖金计征个人所得税的具体方法为：
（一）按照不含税的全年一次性奖金收入除以12的商数，查找相应适用税率A和速算扣除数A；
（二）含税的全年一次性奖金收入=（不含税的全年一次性奖金收入-速算扣除数A）÷（1-适用税率A）；
（三）按含税的全年一次性奖金收入除以12的商数，重新查找适用税率B和速算扣除数B；
（四）应纳税额=含税的全年一次性奖金收入×适用税率B-速算扣除数B.
