减负增效工作经验总结范文第1篇

本文作者：商勇张坤工作单位：河南财经政法大学

1、变量、数据的分析和说明工业化、城镇化进程大大提高全社会的生产效率，使社会财富的积累更加迅速，人均GDP得以大幅提升，居民需求也日益多样化，消费能力也不断增强，整个社会的就业结构也发生明显变化。同时工业与农业之间的关联性也不断增加，工业化、城镇化对粮食生产的影响也越来越呈现复杂化。工业化进程一方面促进了农业机械、化肥农药的大规模应用，以及更多的新的技术和知识的推广应用，城镇化能推动土地、劳动力的集中，有利于规模化经营，提高了农业生产率，对粮食生产产生正的影响；另一方面工业化进程也提供大量高报酬的工作岗位，工业化、城镇化都需要占用大量耕地和水资源等，这将导致粮食生产的物质资本和人力资本投入减少，从这个角度来看工业化对粮食生产又有负面影响。同时，随着工业化、城镇化进程的加速，人们收入和消费能力也在提升，这将导致人们对粮食的需求增加，进一步刺激粮食供给的增加；另外随着收入的增加，人们消费需求更趋向于多样性，粮食在食物消费中的比重可能会下降。总的来说工业化、城镇化对粮食生产的影响可能是复杂的。根据以上的分析，本文选取粮食总产量（FOOD）作为被解释变量，将代表工业化发展水平的指标：人均GDP（用PGDP表示）、第二产业产值占GDP的比重（用RGDP表示）、第二产业就业占总就业的比重（用RJOB表示），以及表示城镇化水平的指标：人口城镇化率（RU），作为解释变量，来研究河南省工业化、城镇化对粮食生产的影响。其中人口城镇化率=地区城镇人口/地区总人口*100%。相关数据均来源于1978-2011年的《河南统计年鉴》。为平滑时间序列数据的波动性，首先对各变量数据自然对数形式（LGDP、LRGDP、LRJOB、LRU、LFOOD）。2、ADF单位根检验如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么这个序列就是非平稳时间序列。对非平稳时间序列进行OLS运算容易产生“伪回归”。为识别变量是否为平稳序列，先对变量进行单位根检验。检验结果如下表：表1ADF检验结果说明：DLFOOD是LFOOD的一阶差分，其余类同；（C,T,L）表示检验模型含有截距项、趋势项、滞后阶数为L；*表示5%显著水平临界值，**表示1%显著水平下临界值。从表1可以看出，5个变量一阶差分后的时间序列都是平稳的，具有相同的单整阶数，满足进行协整检验的条件。3、协整检验当几个序列为同阶单整时，序列之间可能存在某种平稳的线性组合，这种线性组合反应变量间的长期稳定关系,我们称这种关系为协整关系。根据上述分析，工业化、城镇化、粮食生产的各个变量间就存在着这样的关系。Johansen协整检验的结果如下：表2协整检验的结果（迹检验）注：以上结果采用eviews6.0计算得到Atmost表示最多的可能有几种协整关系，*表示在5%的可信度下。从表2可以看出,变量LFOOD和LGDP、LRGDP、LJOB、LUR5个变量之间至少存在两个长期稳定的协整关系。4、VAR模型和脉冲响应分析以上的分析表明变量之间在结构上存在长期稳定的关系,为进一步分析整个系统对各变量的单位变化扰动的反应，需要使用脉冲响应函数来分析。脉冲响应函数可以用来追踪VAR系统中变量对各种脉冲响应的时间路径。建立VAR模型，使用脉冲响应函数可以分析各变量对一个脉冲扰动的长期反应,研究各变量间的关系。基于脉冲响应函数式,可以得到粮食生产对人均GDP、GDP结构、就业结构、城镇化率等变量冲击的动态响应路径。通常采用图形展示各变量对冲击的响应行为，如图1所示。从图中可以看出：（1）lgdp一个标准差的扰动对lfood一直有正的效应。尽管在第1期没有显现出来,但从此以后,逐渐呈上升的趋势,虽然尽管在第4期下降并接近零,在随后的几期中影响都持续上升，基本在整个冲击响应时段中对粮食生产有着正的效应，在所有变量中正效应最大。其经济意义为，人均GDP所代表的工业化水平的增长于粮食生产有着持续明显的正效应。（2）lfood对于LRGDP一个标准差的扰动的反应比较复杂。第1期中反应为零，在2期对粮食生产有着短暂的正的效应，在3-4期表现为负的效应，在随后表现为持续减弱的正的效应。其经济内涵为：第二产业产值占GDP比重的增加，在短期内会促进粮食增长；但中期内，对粮食生产有负效应，可能由于过度重视第二产业，对第一产业的投入不够；在此后的时期内对粮食生产有一定的正效应，但效用逐渐趋减弱。（3）LRJOB对lfood一个标准差的扰动的影响整体上是负的。lfood对当期lrjob一个单位的冲击反应曲线大致呈W型。lfood在当期反应为零，在2-5期的反应都为负，在5-6期有微弱的正效应，在6期以后表现为持续的负效应。这说明第二产业就业人数的比重的增加，对粮食生产是有负的影响的。原因可能为，第二产业吸引大量优秀人才，第一产业等人力资本投入不足，劳动力数量、素质等都在一定程度下降，影响第一产业生产效率，最终影响粮食生产。（4）LRU对lfood一个标准差的扰动的表现为持续的负效应。期初lfood对反应为零，但在随后的所有期中都表现为负的效应，同样一个标准差的正向扰动的冲击,与LRJOB相比，LRU冲击对LFOOD的负效应更为明显。其经济意义为，现阶段河南省城镇化人口比重的增加，将对粮食生产有着明显的负效应。原因可能为人口城镇化比率的上升，农村劳动力的减少，同时城镇化建设占用大量耕地。

与通过理论的论述或者通过对统计指标的描述分析来研究关于河南省工业化、城镇化与粮食生产关系不同，本文通过建立VAR模型，使用脉冲响应分析，通过对河南省人均GDP、第二产业GDP占总GDP比重、第二产业就业人数占总就业人数比重、城镇化人口比率四个变量与粮食总产量的关系进行定量动态分析，研究工业化、城镇化与粮食供给的长期关系，发现工业化、城镇化对粮食生产的影响是复杂的。其中人均GDP对粮食生产的影响为正，第二产业就业人数占总就业人数的比重对粮食生产的影响为负，第二产业GDP占总GDP比重这个指标对粮食生产的影响是复杂的，现阶段河南省城镇化人口比重的增加，将对粮食生产有着一定的负效应。为确保粮食安全河南省在提高工业化和城镇化水平的同时，应做到以下两方面：第一，落实好各项耕地保护政策，严守1亿耕地红线，确保粮食播种面积不减少。第二，要加大对第一产业人力资本和物质资本的投入力度，统筹城乡经济发展，大力发展农业现代化。走“三化”协调发展之路，优化产业结构，提高资源利用率，大力发展高新技术产业，减少对土地、水等资源的过度依赖是确保粮食安全的关键。

减负增效工作经验总结范文第2篇

改革由来：解放农村生产力

农村改革试验区是根据中共中央1987年5号文件关于“有计划地建立改革试验区”的精神由国务院批准建立的。

依据中央关于建立农村改革试验区的精神，贵州省委、省政府在做了大量的调查研究基础上，针对全国推行家庭承包制后出现的新情况、新问题，与中央书记处农研室，国务院农研中心商定，确定贵州省改革试验选题为“土地制度建设及农产品商品基地建设。”基于湄潭县发展商品经济有一定基础的考虑，国务院批准在湄潭进行农村改革试验。

在湄潭试验区被批准建立的第三天，时任贵州省委书记的同志就亲自到湄潭试验区视察指导工作，并指出：改革的目的就是要解放农村生产力，就是要让广大农民群众受益，而不是损害群众利益，检验改革的成功与否，就是看改革是否促进了发展，必须树立这样的指导思想。此后，同志又两次在相关会议上对湄潭试验区的工作作了重要的指示。

改革历程：20年三轮改革

1987年至1993年，湄潭试验区进行了第一轮农村改革试验试点工作。这期间，湄潭试验区以“土地制度建设及农产品商品基地建设”课题内容，配套试验了农产品基地建设，粮食购销体制改革，非耕地资源计划开发，土地金融公司组建和运作，工业小区建设，村级组织建设和农业服务体系建设等项目。作为第一轮改革成果之一，湄潭试验区首创的“增人不增地，减人不减地”的经验，被写进1993年的中央农村工作会议文件，并在全国予以提倡。

湄潭试验区在承袭第一轮土地制度建设的基础，在二轮、三轮农村改革中也取得丰硕成果。1994年至2000年，湄潭试验区根据全国农村改革试验区第八次工作会议的安排，承接了“农村税费制度改革”课题内容。通过7年的改革与实践，取得了明显的政策效应和良好的社会效果，不仅稳定、规范了农民负担，逐步减轻了农民负担，而且促进了粮食购销体制改革，实现了税费管理的规范化、制度化。1998年11月，中共贵州省委八届二次全会《关于进一步加强农业和农村工作中的决定》明确：认真总结湄潭农村税费改革经验，分期分批在全省推行；农业部农改发（2000）1号文件指出：湄潭试验区进行的农村税费改革试点，为中央制定全国性的税费改革方案起到了重要的参考作用。

2000年底，湄潭试验区承接了全国农村改革试验区“农村税费改革与基层组织建设”试验课题任务。2001年，湄潭被省委、省政府批准成为全省农村税费改革三个试点县之一。湄潭县随后开始“推进农村税费改革，加强基层组织建设”的改革试验，率先在全省开展农村税费改革，减轻和稳定了农民负担，规范了农村分配关系，农民负担监督管理机制日益完善，取得了良好效果，同时也为贵州和全国农村税费改革的配套改革提供了宝贵经验，尤其是2001年提出并实施的“均衡减负，户户减负”的改革措施，与国务院2003年《关于全面推进农村税费改革试点工作的意见》（国发〔2003〕12号文）强调的“村村减负，户户受益”的政策相一致。

改革成效：百花齐放 硕果累累

在党的路线、方针、政策指引下，在省委、省政府的正确领导下，在湄潭人民的不懈努力下，20年来，湄潭试验区工作取得了很大成效：曾先后获得全国商品粮基地县、全国商品油料基地县、部级生态农业示范县、全国优质烤烟基地县、全国瘦肉型商品猪基地县、全国无公害茶叶生产基地县、全国粮油高新技术示范县、全国计划生育服务先进县等荣誉称号。20年改革，百花齐放、硕果累累，龙头企业不断壮大，优质农产品基地规模不断扩大，农业产业化经营不断推进，经济发展呈现良好态势。湄潭是典型的内陆型农业县，盛产优质大米、玉米、小麦、油菜、茶叶、烟草、辣椒、中药材等。县委、县政府始终树立“产业强县”的理念，狠抓产业结构调整，在优质农产品基地规模建设，龙头企业的扶持方面取得显著成绩。特别是总书记在1987年湄潭试验区建立时提出：“湄潭县发展商品经济有一定基础，‘烤烟加油菜，人均一百块’，在那里，茶叶生产的发展不够理想，还有可种茶的大片荒山没有种上茶，或者虽种了茶，但生产水平不高。”同志的鞭策与鼓励，为湄潭试验区在农业产业化发展进程中提供了重要的宝贵意见。

在基地建设方面，湄潭试验区现有优质烤烟基地7万亩，产量17万担；优质稻基地15万亩，粮食总产量22万吨；优质茶叶基地12万亩，产值1.5亿元，并力争“十一五”期末茶叶总面积达30万亩；年出栏30万头生猪生产基地，畜牧业产值占农业总产值的比重达36%。此外还有优质蔬菜基地10.87万亩、优质油菜基地20万亩。

在新型工业化方面，品牌效应不断显现。湄潭依托自然资源优势，走新型工业化发展道路，先后涌现一批知名龙头企业，年复烤60万担的申义烟叶复烤公司、兰馨茶业有限公司、茅贡米业有限责任公司、栗香茶业有限公司、银盘山食品有限公司等知名企业，并率先建成了全省第一个绿色食品工业园区。以“湄潭翠芽”、“遵义毛峰”“贵州针”为代表的名优茶，连续23次荣获国内国际名优茶评比金奖，“茅贡”牌优质稻米连续四年获全国十大优质稻米金奖，被誉为“中国第一米”。

在基础设施公路建设方面：从2004年开始，湄潭抢抓机遇，利用国家对农村公路建设的大投入，先后通过争取配套措施，“十五”期间共争取上级资金项目支持1.7亿元，共修建通村公路1100公里，使全县所有村通了公路，60－70%的村通了油（砼）路，1.5小时的经济圈已建立。水利设施建设方面，解决5万多农村人畜饮水困难。

在社会事业改革方面，一是新农村建设不断发展。根据2007年中央1号文件，湄潭重点开展“黔北民居”的社会主义新农村建设，利用政府引导、群众主导参与，重点建1000户“黔北民居”示范户，预计可以带动全县1亿元的投入；二是切实抓好基层组织建设，首先开展“五大机制”的建设，即：干部驻村的留人机制，工资报酬的待遇机制，办公经费的运转机制，培养选任的用人机制，实行养老补助保障机制。同时开展了以“二增二减三在村”的村级管理体制改革；三是加大教育改革力度。通过抓“三基”（基础教育、基层组织建设、基础设施建设）大力实现科教兴湄战略。

减负增效工作经验总结范文第3篇

税收

[中图分类号]F224;F812.42[文献标识码]A[文章编号]1009-9646（2011）08-0051-02

一、指标的选择

税收源于经济，因此经济的发展水平和质量会对税收产生基础性影响。本文中选择来反映经济发展水平对税收的影响。并且，为了扣除价格因素对的影响，本文以1970年的价格水平为基础对各期进行折算(令1970年的=100)此外，可能影响税收收入的主要因素还有：职工工资总额、进出口贸易总额和社会消费品零售总额，这些指标均用绝对值来衡量。

：国内生产总值（%）

：职工工资总额（亿元）

：进出口贸易总额（亿元）

：社会消费品零售总额（亿元）

：税收收入（亿元）

二、模型的建立

下面运用逐步回归法建立税收收入影响因素的模型。选择样本期为1990―2005并设税收收入影响因素模型为：

（1）相关系数检验。由于以上每个因素都与税收收入高度相关，而且解释变量之间也是高度相关的。现在按照逐步回归原理建立模型。

（2）建立一元回归模型。相关系数检验表明，指数与税收收入相关性最强．所以以作为最基本的模型。

(3)将其余变量逐个引入模型，在基本模型中引入和后t检验和拟合优度都有显著的提高，并且其t检验合格；引入时，其系数为负，经济检验不合理。经过以上的逐步引入―检验过程，最终确定税收收入的影响因素模型为：

4369.086+28.853+0.1230.830

(4)模型的检验。为了进一步检验预测模型的有效性。对税收收入影响因素模型进行以下的统计检验。

第一、异方差检验

检验是通过建立辅助回归模型的方式来判断异方差性。本文中，利用Eviews进行该检验，结果如下：

取显著性水平=0.05，则由于Obs*R-squared=8.283585>（16），故残差序列不存在异方差。其实通过观察P值可知该模型不存在异方差。

第二、自相关性检验

模型的=1.5534，我们大致可以判断模型不存在一阶自相关性。

此外模型的判定系数=0.99545调整后的判定系数为0.994312。说明模型的拟合优度较好：F检验和T检验均通过，说明模型对总体的近似程度较高并且各解释变量对被解释变量的影响显著。所以通过逐步回归法建立的模型是有效的。

三、模型的经济分析

经过采用逐步回归法建立起来的税收收入影响因素模型，在克服了多重共线性影响的情况下，显示出对我国税收入影响最大的宏观经济指标主要有：

第一，。是经济发展的代表性指标。税收与的关系集中反映了税收与经济的关系。简单的说，经济决定税收，税收促进经济。二者在核算范围上基本一致，具有直接相关性。因此，是影响税收收入的最基本因素。

第二，进出I：1贸易总额。进出I：1总额与税收收入呈正相关。这表明，进出日总额的增加会带来税收收入的增加。进出口总额在模型中的系数为0.123144。其经济意义为，进出口贸易总额每增加100亿元，税收将增加12.3亿元，这说明进出I：1贸易对我国税收入有着不可低估的影响。现在关税已经成为我国税收收入的重要组成部分，也是调节我国国内市场的一个重要手段。它不仅可以保护和促进本国工农业生产的发展。更重要的是它可以积累则政资金。充分发挥关税在积累国内建设资金方面的作用。仍然是我国目前关税政策的项重要内容。

第三，职工工资总额。模型中可以看出，工资总额与税收成负向影响关系．似乎不太好理解。人们容易认为工资愈高，缴纳的个人所得税就愈多，于是引起税收的正向增长。但注意到，近年来，由于行政事业单位人员一再膨胀。职工工资总额由1990年的2951.10亿元上升至2005年的19789.86亿元，大大超过当年各项税收收入，如此迅猛增长的人头费必然会影响税源构成，牵制税收增长。从的构成结构来看，工资与生产税净额同属的构成项目属并列关系。在一定的前提下，二者此消彼长．工资增加则必然税收减少。

四、政策建议

我国处于经济体制转型期，市场机制还不完善，需要政府加强宏观调控，特别是转轨时期的经济结构剐性，使得政府调控更依赖于财政支出政策。因而加强政府的宏观调控必然要求政府有相应的则力作保证。财政收入目标主要包括税收足额稳定和税收适度合理两方面要求。根据这两个目标以及国际经济形势的发展变化。我国应实施积极的减税政策。以加快社会经济发展。而实施“结构性减税”则是当前减税的现实选择。实现有“增”有“减”的“结构性减税”。具体措施可包括：第一，在刺激投资需求方面。要把着眼点放在如何启动民间投资上，如考虑对鼓励发展的行业实现“消费型”增值税；减少企业所得税对生产征税的因素，提高企业获利水平：第二，在刺激有效需求方面。调整消费税、营业税，增加居民消费能力，如在消费税方面。调减已失去消费税征税意义的税目，降低部分税目的税率；第三。对一些长期低税负或无税负、税收义务与经济实力不相称的领域适当提高税负，或者开征新的税种。另外，针对国家税收增长高于增长这一事实。国家还应对税种进行调整。利用宏观政策和税制调整的手段，使国民收入和税收保持同比例增长，促进经济的发展。

[1]何晓群.应用回归分析[M].北京：中国人民大学出版社，2007.

[2]赵卫亚.计量经济学教程[M].上海：上海财经大学出版社,2003.

[3]宋焕斌.税收与GDP的模型分析及税收政策趋势[U].商业研究，2004(7).

减负增效工作经验总结范文第4篇

按照“污染避难所假说”，发达国家倾向于将高污染，高能耗企业转移至他国，中国虽然不是发达国家，但国际上已有不少声音在质疑中国对外投资对当地环境的破坏问题，因此中国不断加大对外投资是否真正转移了本国部分高能耗企业，减少了本国CO2的排放量是一个值得深思且有待验证的问题。但可以肯定的是，中国OFDI的不断增长，对本国经济规模、技术水平以及产业结构等方面都带来了影响[7～12]，而上述变化必然对我国CO2排放量带来相应影响。本文将运用2003～2011年的省级面板数据，分析中国OFDI对本国CO2排放量的影响，为了更加明确影响的机制和渠道，本文还将运用联立方程模型，分析中国OFDI为本国带来的规模效应、技术效应以及产业结构效应，进而通过上述效应得出OFDI对我国CO2排放量的总效应，并相应提出政策建议。

2相关文献回顾

学界有关对外直接投资的环境效应方面的研究最早要追溯到“污染避难所假说”的提出[13]。“污染避难所假说”又称“污染天堂假说”（pollutionheavenhypothesis），是指由于发展中国家的环境治理标准和管理水平都显著低于发达国家，在经济全球化的背景下，发达国家倾向于将自己的高污染产业或者企业转移到发展中国家，进而对发展中国家的生态施加负面影响。关于“污染避难所”假说的验证，学界众说纷纭。Jaffe等率先挑战了上述假说[14]，其关于美国制造业外资进入的研究表明，外资并没有给东道国带来更多的污染；Eskeland和Harrison在拉丁美洲的研究也同样证明，外资企业较之于本土企业更懂得运用清洁能源与提高能源利用效率[15]；这些研究为其后的“污染光环假说”（pollutionhalohypothesis）的提出打下了基础[16]。后者认为，外资的进入实际上带来了更高效的技术和更先进的管理，将有助于东道国环境的改善和可持续发展[17～18]。诚然，“污染避难所假说”也在一些研究中得到验证，如杨英将研究范围集中在中国东部沿海地区，结论同样证明，外商直接投资的进入，增加了中国的三废排放量，造成了部分省份福利的减少[19]；同样的结论在沙文兵关于外商直接投资与SO2排放量的研究中也得到了验证，他认为外资流入的增多显著增加了我国SO2的排放量[8]。“污染避难所假说”毫无定论的验证，也使得其成为了整个国际经济领域中最容易引起争论的问题之一[20]。然而，随着CO2排放量的不断增多，国内外学者依旧运用此假说讨论外商直接投资与CO2的关系。Talukdar和Meisner运用1987～1995年44个发展中国家的面板数据研究了私人部门CO2排放量的原因，其研究认为，外资的进入降低了CO2的排放，然而在高收入国家二者没有因果关系[21]；Khalil等选用1972～2002年的时间序列数据，研究了巴基斯坦外商直接投资与CO2排放量的关系，通过协整检验证明了外商投资与CO2排放量之间存在着的正相关关系[22]；国内学者熊立等运用1985～2007年的时间序列数据研究了中国外商直接投资与CO2排放量的关系，认为外资的进入增加了中国的碳排放，这是由于80%以上的外资进入了第二产业，即高能耗产业，其效应超过了外资进入带来的技术效应[23]；刘华军和闫庆悦运用1995～2007年省级面板数据分析贸易、外资与碳排放的关系，其研究结论表明，外商直接投资对CO2排放具有负的效应，但不显著[24]；王道臻和任荣明运用1980～2008年的时间序列数据研究了中国外商直接投资、经济规模与CO2排放量的关系，认为外商直接投资是我国经济规模增长的格兰杰原因，而经济规模是二氧化碳排放的格兰杰原因，即外国直接投资的增加可以通过经济规模导致我国CO2排放量的上升[25]；刘倩和王遥[5]将金砖国家1985～2007年人均收入平均水平划分为两个样本组，并分别对两组面板数据进行了实证分析，回归结果表明，无论人均收入水平高低，外资流入均在一定程度上缓解了CO2排放的压力；肖明月和方言龙重点分析了环渤海地区、长三角地区和珠三角地区外资与碳排放的关系，他们认为外资的进入在一定程度上降低了上述地区的人均碳排放量，但对此三地区的碳排放影响效果有所不同，经济发展水平和能源强度是影响东部地区碳排量的最重要因素[26]。综上所述，国内外学者关于外商直接投资的环境效应以及与CO2排放量关系的研究结论不一、各有见地，但以上文献均只关注到外商直接投资对东道国环境及CO2排放量的影响，鲜有关注到外商直接投资对母国环境效应的影响，而有关“走出去”对本国CO2排放量的影响研究更是寥寥无几。周力和庞辰晨[6]研究了中国对外直接投资的母国环境效应，认为中国的OFDI有利于母国产业升级和技术回流，进而有利于母国的环境提升；Liu等研究了日本对外直接投资对本国CO2排放量的影响，结论指出，日本加大对外投资是日本减少碳排放的格兰杰原因，从母国背景证明了“污染避难所假说”的存在[1]。至今，关于中国OFDI对本国CO2排放影响的研究依旧缺乏。然而，从2003年开始，中国的对外直接投资迅猛增长，各类企业的海外设立是否有利于减少国内的碳排放已因此成为一个值得深思和研究的议题。本文选用2003～2011年中国30个省份（除外）的面板数据，拟研究中国OFDI对本国CO2排放量的影响及其影响机制。

3计量模型设定及数据来源简介

3.1计量模型设定

本文沿用Grossman和Krueger分解NAFTA的环境效应的方法来研究我国OFDI与CO2排放量的关系，将OFDI对CO2排放量的影响分为三种效应：规模效应、技术效应和产业结构效应，采用联立方程组模型对三种效应进行分别估计，最终得出其总效应[27]，影响CO2排放量的方程为：CO2=STC其中：S代表规模效应（scale），T代表技术效应（tech），C代表产业结构效应（composition），方程两边加上对数，等式变为：logCO2=logS+logT+logC我国OFDI的变化将会带来以上三种效应，而通过这三种效应最终影响到我国CO2的排放量，现加上OFDI对三种效应的作用。

3.2变量设定及数据来源

本文选取2003～2011年30个省份（除外）的面板数据进行实证分析，以下将分别对每个效应的变量和数据选取进行解释。3.2.1规模效应logScaleit=a1logOFDIit+a2Kit+a3logLit+a4logCO2it+εit（1）变量设定。①被解释变量（Scale）：经济规模。本文参照前人的做法[28]，选取各省份的国内生产总值（GDP）作为量化指标用于衡量经济规模的大小。②核心解释变量（OFDI）：对外直接投资。对于OFDI的衡量，前人较多采用对外直接存量作为量化指标[18]。本文也选取各省份对外直接投资的存量进行估计，对外直接投资量越大说明了地区经济发展水平和发展程度越高[11]，二者拟估计为正相关关系。③控制变量。资本存量（K）。各省份的资本存量是衡量该地区经济规模的重要指标[29]，其与经济规模拟估计为正相关关系；劳动力（L），劳动力人口的多少代表着地区工业化程度的规模以及经济规模的可容纳度[20]，劳动力已成为影响一国经济的重要指标，本文选取各省份每年底的就业人数进行量化，二者拟估计为正相关关系。二氧化碳排放量（CO2）。作为本文的核心变量，该变量是影响经济规模的控制变量之一。既有研究证明，CO2排放受经济发展的影响，同样也影响经济，环境的恶化将会降低经济发展速度[23]，二者拟成负相关关系。但笔者认为，一省CO2排放量越高，说明该地区的工业化程度和经济发展水平相对较高，虽然恶劣的环境会在一定程度上影响经济发展，却也是衡量一省经济规模大小的重要指标，因此二者的关系有待回归估计。（2）数据来源。经济规模、资本及劳动力相关数据均源于《中国统计年鉴》，对外直接投资数据源于2005年以及2011年《中国对外直接投资统计公报》。CO2排放量数据各省份目前并未公开，必须通过化石能源的消费进行转换估算而得。因此，本文通过2012年《中国能源统计年鉴》获得各省区石油、煤、天然气三种能源的消费量数据，并通过《中国可持续发展能源及碳排放情景分析》中给定的排放系数进行转换（石油碳排放系数为0.58吨碳每吨标煤、煤炭为0.75吨碳每吨标煤、天然气为0.44吨碳每吨标煤）。控制变量中GDPit-1与GDPit-2分别表示GDP滞后1期和2期的价值，这里主要是考虑一个宏观环境对资本积累的影响，流入国内的外商直接投资一般存在“挤入效应”和“挤出效应”，而流出的对外直接投资对国内资本的影响有待回归估计。3.2.2技术效应（1）变量设定。①被解释变量（Tech）：技术程度。该指标用于代表一省节能减排的技术程度。由于第二产业是CO2高排放量产业，一个地区节能减排的技术，可以通过该地区工业产出对碳排放的控制水平来衡量，因此本文选用单位工业产出CO2排放量进行衡量[4]。②核心解释变量（OFDI）：对外直接投资。量化同上。既有研究表明，部分OFDI的动因即为技术寻求型[30]，同样也有研究证明了OFDI逆向技术溢出的存在[7]，而这将有利于提高母国的企业生产技术和管理水平，同样也能提高母国企业降低能耗的水平[12]，因此二者拟估计为负相关关系。③控制变量。绿地面积（Green）。一个地区的绿地面积的增加将必然导致该地CO2排放的减少，二者拟估计为负相关关系。治理环境总投资额（Environ）。一省的CO2排放量会随其环境治理投入的提高而减少，二者拟估计为负相关关系。能源消费结构（Coalratio）。本文选用煤炭消费总量占总能源消费量的比率作为能源消费结构的量化指标，这是由于煤炭的碳排放系数较之其他能源最高。长期以来，我国的能源消费以煤炭为主，占到70%以上，此变量也在既有研究中用于量化能源消费结构[7]，二者拟为正相关关系。研发水平（RD）。此变量即为各省份的R&D经费投入，一省的科研经费将显著提升地区的技术水平，包括节能减排的效率，因此工业碳排放会因此减少，所以二者拟为负相关关系。人均国内生产总值（Pergdp）。较高的人均GDP通常会导致人们对生活质量要求的提高，相应会提高对环境的要求，因此会要求污染和排放的降低[29]，当然亦有学者认为，人均GDP与工业化程度具有正相关关系[20]，因此二者的实际关系有待回归估计。（2）数据来源。工业产出、绿地面积、环境投资均源于2003～2012年《中国城市统计年鉴》；技术程度源于笔者对CO2与工业产出进行的换算；用煤总量源于《中国能源统计年鉴》；R&D研发经费数据源于中国科技部网站。3.2.3产业结构效应（1）变量设定。①被解释变量（Comp）：产业结构。承前所述，第二产业为高碳排放产业，本文参考前人做法，选取第二产业占GDP的比重作为产业结构的量化指标[20]。②核心解释变量（OFDI）：对外直接投资存量。Cantewell和Tolentino早在1990年便从动态化的角度研究了发展中国家的OFDI行为，提出了OFDI所带来的技术创新和产业结构升级理论。他们认为，发展中国家的OFDI过程即是“技术学习”的过程，技术的提高相应会带来国内产业结构的升级，这一理论也在后来学者的研究中得到证实[31]。王英和刘思峰更直接的证明，OFDI会增加我国二三产业的就业人数，从而增加我国二三产业的比重，降低第一产业的比重[7]。而周力和庞辰晨的研究也表明，OFDI会使得我国产业结构向轻工业偏移，但是总体会增加第二产业的比重，因此笔者拟估计二者成正相关关系。③控制变量。人口总量（People）。地区人口越多，城市化水平越高，同时也会提高工业化程度，二者拟估计为正相关关系。要素投入率（K/L）。此处主要指人均资本量。一般情况下，资本/劳动比例较高，将导致经济中的工业产值较大的份额，当然也会因此导致更多的排放[23]。人均国内生产总值（Pergdp）。同技术效应原理一致，高人均GDP与高工业化挂钩，但人们却渴望高的生活质量，因此二者的实际关系有待估计。（2）数据来源。第二产业比重及人口总量源于《中国城市统计年鉴》，其余数据均来自于《中国统计年鉴》。

3.3数据特征分析

为了更好地分析样本信息，首先进行数据的描述性统计，如表1所示。由于加入了对数，统计性描述中所有数据都相对变小，但仍然可以看出这些数据的变化。值得注意的是，logOFDI的标准差达到2.156108，说明这一时间段我国对外直接投资的变化，而本文选取的2003～2011年也正好是我国OFDI开始迅速增多的时间段（图1）。此外，人均GDP（logPergdp）的变化也较大，在产业结构模型中可以关注其变化对产业结构的影响。

4计量结果分析

4.1三大效应估计

本文选取2003～2011年中国30个省份的面板数据分析了中国OFDI对本国CO2排放量的影响。本文首先分别对OFDI所带来的规模效应、技术效应以及产业结构效应进行了估计。根据Hausman检验结果，对三大效应的估计均采用固定效应模型，表2给出了通过逐步回归法，OFDI所带来的三大效应的估计结果。4.1.1模型的拟合随着变量的不断加入，三个效应模型的R2值都不断提高，这说明了所加入变量的有效性，其中技术效应及产业结构效应的R2值不是很高，但均超过了40%，解释变量的解释力仍然可以接受。根据检验结果，本文对于三大效应分别选用模型4、模型11及模型14进行分析，模型均通过Wald检验，说明方程整体估计效果良好。4.1.2规模效应结果分析核心变量OFDI与我国经济规模呈显著正相关关系，即我国的OFDI有助于推动我国经济发展，扩大我国经济规模，此结论也与前人的研究保持一致[18]。数据显示，我国的OFDI每增加1%，我国的经济总量将会提高0.292%；控制变量中CO2排放量与经济规模保持了正相关关系，这与熊立等的结论相悖[23]，但也在情理之中，CO2排放量增多会一定程度上影响经济发展，但其同时也是工业化扩大的指标，碳排放的增多也反映了我国经济规模的不断扩大；其余变量资本与劳动与本文之前的预测保持了一致。间接效应中（见模型5），我国的OFDI与国内资本积累呈正相关关系，这说明我国增加对外直接投资，国内资本存量会增多，这与外商直接投资的“挤出效应”相一致，国内的外资增多，引致国内投资的减少，而外资退出则会为国内资本创造空间，同理，我国增加了对外投资，自然会有其余资本弥补这些空间，甚至超过原有投资。4.1.3技术效应结果分析OFDI与技术程度呈负相关关系，即OFDI的增多会降低我国工业产出的单位碳排放，这一结果与前文预测一致，外商直接投资的增多带回了先进的技术水平，降低了我国的工业能耗，结果也再次证明了OFDI逆向技术溢出的存在。数据显示，我国OFDI每增加1%，会使我国单位工业产出碳排放降低0.092%。其余控制变量的相关系数也与本文预测保持一致，绿地面积、环境治理投资以及科研经费的投入都将降低工业单位产出的碳排放量，而能源消费结构则与其保持正相关关系。4.1.4产业结构效应结果分析由于被解释变量是第二产业占GDP的比重，而解释变量均为以万计的计量单位，因此本文为保持估计的准确性，对数据进行了“标准化处理”。研究结果显示，OFDI与产业结构呈正相关，即OFDI的增多会增大我国第二产业的比重，从而带来产业结构的变动，这也与前人的结论保持一致[6]。数据显示，我国的OFDI每增加1%，我国第二产业比重会增加0.243%。其余控制变量人口、人均GDP和人均资本与定的预期保持一致，除人口外均与产业结构呈显著正相关关系。

4.2我国对外直接投资对CO2排放量的总效应计算

以上对我国OFDI所带来的三大效应进行了分别估计，但得到的是单独的个体效应，而本文的目的是通过估计我国OFDI所带来的规模效应、技术效应以及产业结构效应的变化，进而分析OFDI对我国CO2排放量的影响，所需要估计的是OFDI对CO2排放量变化带来的总效应。由表3可知，我国OFDI所带来的规模总效应和产业结构总效应为正，而技术总效应为负。数据显示，我国的OFDI每增加1%，我国的经济总量将增加0.3053%，每单位工业产出碳排放降低0.0877%，第二产业比重增加0.2833%，三者综合起来得出我国OFDI对CO2排放量的总影响为显著的正效应。数据表明，我国OFDI每增加1%，我国国内的CO2排放量将会提高0.5009%，我国的OFDI并没有减少反而增加了国内的碳排放。数据表明，“污染避难所假说”并不属于中国。对于此结果，笔者认为有据可循。首先，OFDI所带来的正向规模总效应和产业结构总效应超过了负向的技术总效应，这是由于OFDI的技术回流存在一定的时滞[31]，并不能马上生效，而通过OFDI所学习的国外技术主要为先进的生产技术，用于提高生产率，对于减少节能减排的技术还相对较少，这使得OFDI所带回的技术总效应也相对最弱；其次，中国的对外投资猛增说明了中国经济水平的提升，而经济规模的扩大必然意味着更大规模的工业化和生产，碳排放也必然增多，我国从2007年超过美国成为第一碳排放大国，究其根本原因，仍然是经济水平提高所致，这使得OFDI所带来的规模效应绝对值超过了其他两个效应；最后，虽然我国近年来对国外石油以及采矿等高能耗产业投资逐渐增多，我国的OFDI主体部分并未流向高能耗产业，而主要流向了租赁和商务服务业（图2）。因此，对外直接投资并没有转移国内高能耗产业，反而因为对外直接投资调整了产业结构，增加了第二产业比重，这也带来了显著为正的产业结构总效应，进而增加了国内的CO2排放。

5主要结论和政策建议

减负增效工作经验总结范文第5篇

一、指导思想和原则

城乡建设用地增减挂钩是指依据土地利用总体规划，将若干拟复垦为耕地的建设用地地块和拟用于城乡建设的地块共同组成建新拆旧项目区，通过建新和拆旧、土地复垦等措施，在保证项目区内各类土地面积平衡的基础上，最终实现增加耕地有效面积，提高耕地质量，节约集约利用建设用地，城乡用地布局更加合理的目标。

（一）指导思想

以落实科学发展观，构建和谐社会为统领，坚持统筹城乡发展，实施最严格的耕地保护制度和节约用地制度，从严控制城乡建设用地总规模；以优化用地结构、节约集约用地、保护资源、保障权益为重点，推动城乡建设用地增减挂钩试点工作有效开展，达到改善农村生产和生活条件的目标。

（二）遵循原则

一是规划统筹，规模控制。加强城乡规划、土地利用总体规划对建设者用地总量和布局的控制与引导，推进土地节约集约利用；以挂钩周转指标安排项目区建新拆旧规模，调控实施进度，考核计划目标。

二是政府主导，增减平衡。以项目区实施为核心，实行行政辖区和项目区建新拆旧双层审查、考核和管理，确保项目区实施后，增加耕地有效面积，提高耕地质量，建设用地总量不突破原有规模。

三是先易后难，统筹安排。试点区域的选择考虑各乡镇的经济实力和工作基础，选择有一定资金保障能力的乡镇先行开展试点。试点单位应根据自身条件，因地制宜，统筹安排，零拆整建，突出重点，分步实施，积极推进。

四是自愿民生，保障权益。试点工作的各项政策和决策程序必须听取群众意见，尊重群众意愿，切实维护土地农民的合法权益，保证试点乡镇的社会稳定。

五是以城带乡，以工促农。通过挂钩试点工作，切实改善农民生产、生活条件，促进农业适度规模经营和农村集体经济发展，进一步提高试点区域的城镇化水平。

二、工作目标和任务

通过三年时间，探索出农村集体建设用地改革的基本思路，建立城乡统筹土地管理制度的规定和办法，完善和充实土地管理和耕地保护的有效机制，促进全县农村用地结构的优化和管理体制的建立，为建设西部经济强省做出新的贡献。

试点工作的具体任务：一是深入分析农村建设用地整理的基础和条件、发展潜力和制约因素；二是研究落实城镇建设用地增加与农村建设用地减少相挂钩的思路、原则和方法；三是积极探索相关的政策、机制和激励措施；四是研究挂钩工作的组织方式、管理制度、技术措施和监管手段；五是积极推进农村建设用地整理，盘活利用农村存量建设用地，提高土地利用效率；六是促进农村居民点的合理布局、适当集中，实现农村居民点布局从自然形态的转变，改善农村居民生产生活条件和生态环境质量，加快缩小城乡差距；七是确保挂钩试点区域建设用地总量不增加，耕地总量保持动态平衡。

三、工作计划和安排

（一）工作准备和布置阶段

一是制定下发管理办法和实施方案；

二是宣传动员和思想发动；

三是开展专项调研并编制挂钩试点专项规划。

（二）启动试点工作和实施阶段。

一是项目区实施规划编制，试点项目区申请。在专项调研和专项规划的基础上，抓紧项目区实施规划编制和挂钩试点项目区申报材料的准备。全县试点项目区申报单位为县人民政府，实施单位为国土资源管理局。申报材料经市国土资源管理部门审查，出具审查意见后报省国土资源厅。

二是组织审查批复，下达第一批试点项目区。上报的项目区方案经省国土资源厅组织审查同意后，纳入省挂钩试点项目区备选库，并根据国土资源部下达的周转指标，本着“需求迫切、材料齐全、论证充分、早报优先”的原则，确定下达第一批挂钩试点项目区。

三是组织项目区实施。项目区的选址布局在通过前期广泛听证、论证的基础上，形成规划设计方案，每个项目区必须严格按照设计好的方案认真组织实施，确保项目实施质量。

（三）验收和总结阶段。县国土资源部门首先组织自验，自验合格后，向市国土资源部门申请初验。

项目区验收后，要在规定的时间内完成地籍调查和土地变更调查，明确地块界址，并依法办理土地权属变更登记手续。

四、组织机构和领导

为加强对挂钩试点工作的领导，成立县挂钩试点工作领导小组，县长吴耀任组长，副县长严明、县国土局局长邓天明任副组长，成员由各相关单位负责人组成。领导小组下设办公室于县国土资源局，负责挂钩试点日常工作。

试点工作领导小组的职能：一是研究全县试点工作有关问题，协调县政府相关部门工作；二是制定全县试点工作实施方案和试点工作的管理办法以及各种规范操作的技术标准；三是研究确定试点的区域和范围，对组织试点单位进行技术培训，指导试点单位的规划编制；四是负责研究解决试点中的具体问题和技术难题；五是负责试点工作的检查、验收和用地指标的考核；六是负责试点工作总结和情况上报等工作。

五、对试点工作的要求

（一）提高认识，统一思想。城乡建设用地增减挂钩工作以科学发展观为统领，以保护耕地，保障农民土地权益为出发点，以改善农村生产生活条件、统筹城乡发展为目标，以优化用地结构和节约集约用地为重点，在县政府的领导下，积极主动地开展工作，确保挂钩工作全面、准确地实施。