境外工作经验总结{甄选5篇}

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境外工作经验总结范文第1篇

关键词：外商直接投资；工业环境污染；经济增长

中图分类号：F742　文献标识码：A　文章编号：1003-3890(2012)02-0024-06

一、引言

改革开放以来，我国吸引了大量的资本和技术投资，外商直接投资不断涌入我国，对我国的生产创新，产业升级，技术改进以及劳动力就业等方面产生了巨大促进作用。与此同时，一些污染密集型行业从西方发达国家转移到我国，造成了对中国工业环境污染的恶化。统计数据表明，流入中国的FDI超过七成进入了制造业领域，其中电气机械及器材制造业，交通运输设备制造业，化学原料及化学制品业等的FDI增长较快，而这些行业正是我国工业环境的主要污染源。1979年，中国实际吸收外商直接投资额仅为0.86亿美元；2002年，我国实际利用外商直接投资额达527.43亿美元，首次超过美国，成为当年全球吸收FDI最多的国家。截至2004年底，我国累计批准设立外商投资企业508941家，合同外资金额10966.08亿美元，实际使用外资金额562.01亿美元，利用外商直接投资规模居发展中国家首位、全球第二位。据外资快报统计，2011年1～11月，全国新批设立外商投资企业25086家，同比增长3.23％；实际使用外资金额1037.69亿美元，同比增长13.15％。中国大力吸引外资的同时，FDI带给中国的环境压力日益引起人们的重视。我国工业“三废”的排放和产生量逐年递增，工业环境逐渐被破坏，如何全方位保护环境，实现环境要素的可持续利用，是我国今后利用FDI的政策取向和重点目标。

本文采用我国近二十六年的经济统计数据，运用计量经济分析方法，以经济增长、居民消费水平与外商直接投资为指标，对外商直接投资与我国工业环境污染的关系进行探究，从而透视各指标对我国工业环境污染的影响。实证结果表明，外商直接投资与我国工业环境污染呈显著负相关关系。

二、相关文献综述

关于外商直接投资对环境有正效应的现有理论，Eskelang和Harrison(2003)通过对4个发展中国家的研究，认为外资企业明显比国内企业排放污染物少得多，提出了“污染光环”假说，即外商直接投资把先进的技术引进东道国，导致东道国治理污染技术的提升，并提高了环境标准，从而减少东道国的环境污染。

黄菁(2001)对中国217个城市2003～2006年的工业污染数据进行实证检验，分析FDI与经济增长之间的影响以及FDI与环境监管之间的影响等。实证表明，FDI通过对经济增长、产业结构和环境污染治理的影响，对我国的工业污染治理和环境状况改善具有有利影响。郭红燕，韩立岩(2008)运用中国1992～2006年的数据进行计量检验，总结出经济规模、经济结构和技术是影响中国环境污染的三个决定因素。经济扩张促进了污染排放，经济结构的优化和技术水平的提高降低了污染排放。此外，吸引外商直接投资进入的一个重要因素是宽松的环境管制，其具有“污染避难所”的效应特征，但中国尚未成为世界的“污染避难所”。张彦博，郭亚军(2009)认为我国FDI的存量增加所导致的经济规模扩张和经济结构的严重污染化使污染排放恶化，而FDI导致的技术转移促进了正面的环境效应，同时我国存在工业污染的区际转移，主要是因为中国各个区域环境管制程度不一。

关于外商直接投资对环境有负面效应现有理论，JieHe(2005)的污染天堂假说认为，出于利润最大化的考虑，跨国公司会把具有污染性的生产活动转移到发展中国家，从而资本也会随之由发达国家流向发展中国家。进而采取中国29个省市的面板数据分析了中国FDI与工业二氧化硫排放量之间的关系，得出FDI增加1％，工业二氧化硫排放增加0.098％，FDI对经济增长以及经济结构转换引起的污染排放的增加抵消了FDI对环境管制影响所引起的污染减少。

陈凌佳(2008)利用2001～2006年度中国112座重点城市的面板数据，研究了FDI对我国整体以及不同区域的环境影响。证实了FDI对我国环境产生了负面的影响，外商直接投资增加一个百分点，工业二氧化硫污染强度增加0.0587个百分点。沙文兵、石涛(2006)利用我国30个省(市，区)1999～2004年度的面板数据，以工业废气排放量为因变量进行计量分析，对外商直接投资的环境效应进行测度，结果显示：外商直接投资对我国生态环境具有明显的负面效应。苏振东、周玮庆(2010)采用了我国30个省(直辖市，自治区)1992～2007年的年度数据与已有研究相比，采用动态面板数据模型方法，指出FDI对我国环境具有明显的负面作用。就全国总体情况来看。FDI流入每增加1％，环境污染的程度就增加0.035％。王冬梅、何青松(2010)借助外商直接投资与环境关系的理论，运用面板数据进行计量分析，对长三角地区外商直接投资对环境污染的影响进行实证分析与检验，得出外商直接投资与环境污染成显著性正相关，外商直接投资提高1％，污染水平就提高0.056％；长三角地区GDP与环境污染成正相关，长三角地区的GDP每提高1％，受污染程度则提高0.467％。

综上所述，针对FDI对环境的影响可以概括为两个观点：一类认为外商直接投资的进入带来了先进的技术和充足的资金，一方面提高了东道国人们的收入水平，使人们对环境健康的要求也上升，环境改善投资也加大。另一方面先进的技术使得东道国治理污染的技术有所提高，处理污染的标准也上升。第二类是支持“污染避难所”假说，认为FDI的涌入对东道国的环境有破坏作用，成为外国重污染企业的避难所。但以往文献大都选取环境污染的某一指标，如单一废水或废气的排放量来考察外商直接投资对环境的影响，没有综合考虑环境污染的三个因素(废水、废气、废弃物)的排放与产生量，本文将选取工业废水、工业废气以及工业废弃物三个因素作为被解释变量，通过计量分析，考察经济增长、居民消费水平、外商直接投资对工业环境的影响。三、我国外商直接投资的发展现状

我国外商直接投资实际利用额基本呈现稳步上升趋势，从1985年的19.56亿美元上升到2010年的1057.35亿美元。期间由于东南亚金融危机的影响，外资实际利用额有所波动，从1998年的454.63亿美元下降至2000年的407.15亿元。此后，我国外商直接投资实际利用额则逐年递增(见表1)。从1985年到2011年11月，累计外商投资项目732 003个，实际利用外资11480.46亿美元。

同时，尽管FDI在空间结构上的分布有所改善，但东部地区仍占据着的绝对优势。外商直接投资的区域差距十分突出，2010年我国各省、自治区及直辖市实际利用外资前五位的是：江苏省5081亿美元，广东省4213亿美元，上海市3394亿美元，浙江省1832亿美元，辽宁省1476亿美元，共15996亿美元，占全国实际利用外资总数的59.12％。而利用外资最少的、青海、宁夏、贵州、新疆五省，只占全省实际利用外资的0.595％。

四、我国工业环境污染的现状

随着我国经济高速发展，我国环境不可避免受到了的影响。自1985年以来，“三废”指标均有不同程度的增加。随着经济的发展、人民消费水平的提高以及投资的增加，环境压力也不断增加。

(一)工业废水排放量逐年增长

我国工业废水的增幅比较显著，虽然其间有阶段性的回落，但是总体上快速增长，从1985年的2574009万吨增长到了2007年的2466493万吨(见表2)。自2007年开始，随着我国经济的发展，科学技术的提高，废水处理能力也有所提高，2010年，工业废水排放总量为2374732万吨，比上年增长1.32％，工业废水排放达标量为2263587万吨，比上年增长2.48％；工业废水排放达标率为95.32％，上升了1.08个百分点。

(二)工业废气排放总量稳步上升

我国的工业废气排放总量稳步上升，从1985年的73972亿标立方米到2010年的519168亿标立方米，平均增长率为23.15％。在工业废气排放总量高速增长的同时，随着我国科学技术的进步，处理废气的能力也不断提高。2010年，随着我国节能减排各项措施的进一步落实，大气环境污染治理取得了明显成效，大气环境得到改善。二氧化硫排放量为2185.1万吨，其中工业二氧化硫排放量为1 864.4万吨，比上年减少0.08％，工业二氧化硫去除量为3 304.0万吨，同比增长14.33％。烟尘排放量为829.13万吨，其中工业烟尘排放量为603.2万吨，分别比上年减少2.18％和0.18％，工业烟尘去除量38 941.4万吨，同比增长18.55％。工业粉尘排放量为448.7万吨，同比减少14.3％。

(三)工业固体废弃物产生量呈递增趋势

随着我国工业生产的发展，工业固体废弃物的产生和排放量也有一定程度的增加。工业固体废弃物的排放量从1985年的48 409万吨到2009年的203 943万吨。2010年，工业固体废弃物产生量达到240 944万吨，同比增长18.14％。工业固体废弃物排放量为498.2万吨，同比下降29.88％。工业固体废弃物的循环利用情况较好，工业固体废弃物综合利用量为161 772万吨，比上年增长17.07％，工业固体废物综合利用率达67.14％。工业固体废物处置量为57 264万吨，比上年增加20.59％；处置率为23.77％，比上年上升0.48个百分点。此外，“三废”综合利用产品产值达17 785 034万元，比上年增长10.59％。

五、外商直接投资对工业环境影响分析

(一)模型设定及变量的选择

鉴于本文的主要目的是考察我国外商直接投资对工业环境污染总体水平的影响，此处采用工业“三废”排放总量指标对工业环境污染综合指数进行度量。本文选取我国1985～2010年工业废水排放量、工业废气排放量及工业固体废弃物产生量3个指标来测度我国工业环境的发展，同时采用1985～2010年我国国内生产总值、居民消费水平和外商直接投资数据来分析。并建立工业“三废”与各因素关系的模型：

pollution=β?GDPβ1CLβ2FDIβ3　(1)

来分析外商直接投资对我国工业环境的影响，其中变量的选择如下：

pollution代表工业环境污染，其中所包括的fs，fg，fw分别代表我国1985～2010年的工业废水排放量、工业废气排放量及工业固体废弃物的产生量(见表2)。

GDP指各年我国的国内生产总值。β1表示GDP增加1％会导致工业“三废”的排放增加β1％。CL表示居民消费水平，即人均消费。β2表示人均消费增加1％会导致工业“三废”排放增加β2％。FDI指各年我国实际利用的外商直接投资额。β3表示FDI增加1％会导致工业“三废”的排放增加B，％。三种变量的数据见表1。

为了进行计量分析，对(1)式进行对数化，得到：

ln(ponution)=lnβ+β1ln(GDP)+β2ln(CL)+β3ln(FDI)　(2)

令β0=lnβ，则上式转化为

ln(pollution)=β0+β1ln(GDP)+β21n(CL)+β3ln(FDI)　(3)

(二)数据选择

根据数据的可获性，选取1985～2010年的时间序列数据，数据来源如下：

工业废水排放量、工业废气排放量及工业固体废弃物排放量分别采用历年《中国统计年鉴》中全国工业废水排放量、全国工业废气排放总量以及全国工业固体废弃物产生量。国内生产总值采用《2011年中国统计年鉴》中各年国内生产总值数据，居民消费水平采用《2011年中国统计年鉴》中各年全体居民消费水平的绝对数，外商直接投资采用《2011年中国统计年鉴》中外商直接投资实际使用外资额。具体数据见表1与表2。

(三)数据的平稳性检验

对计量经济模型进行分析之前要对数据的平稳性进行检验，不通过数据平稳性检验而直接进行的计量分析，有可能导致“伪回归”现象。所以，本文采用stata10.0软件，用ADF检验方法对数据进行单位根检验。在检验过程中，截距项constant和趋势项trend的选择根据皆为数据图形，最佳滞后阶数K的确定依据是stata10.0软件中的赤池检验值(AIC)，同时选取AIC最小的阶数，然后对各项数据的对数值进行原始数据检验和一阶差分单位根检验，检验结果见表3。

(四)数据的协整性检验

根据表3的单位根检验结果可以看出，所有数据在零阶水平上都不是平稳数据，但所有数据在一阶水平上都是平稳数据。根据计量协整分析，要求数据在一阶水平上是单整数据，从表3可以看出各个数据均在I(1)水平上平稳，所以符合协整检验的要求。本文采用Engle两步法进行分析，首先对计量方程进行回归，然后提取残差进行分析，如果残差满足平稳性要求，就认为这些数据之间存在协整关系。根据检验结果，数据efs为在5％水平上的平稳序列，数据efg和efw为在1％水平上的平稳序列，说明各数据存在较强的协整关系，可以进行计量关系以及计量分析，检验结果见表4。

(五)实证结果

利用Stata10.0软件对各解释变量对被解释变量的相关性进行检验，通过对我国国内生产总值、居

民消费水平、外商直接投资与工业“三废”排放产生量的回归分析，得到如下分析结果：

ln(fs)=12.417+1.186ln(gdp)-1.3341n(cl)-0.103ln(fdi)(1)

(36.75)(5.62)　(-4.84)(-3.82)

R2=0.9099，N=26

方程(1)是各个解释变量对工业废水排放量影响的数据模型，R2=0.9099说明曲线拟合较好，模型可以在90.99％的程度上说明废水污染这一现象。同时模型(1)整体的显著性较高，各参数都通过了在1％显著条件下的t检验，这充分反映了各解释变量的显著性。平均来说，其他因素保持不变的情况下，GDP每增加1％会导致工业废水排放增加1.186％，人均消费每增加1％会显著导致工业废水排放减少1.334％。FDI每增加1％会导致工业废水排放减少0.103％。

ln(fg)0.366+3.1181lh(gdp)-2.758(cl)-0.293(fdi)　(2)

(0.80)(10.96)　(-7.43)(-6.93)

R2=0.989，N=26

方程(2)是各个解释变量对工业废气排放量影响的数据模型，R2=0.989说明曲线拟合较好，模型可以在98.9％的程度上说明废气污染这一现象。同时模型(2)整体的显著性较高，各参数都通过了在1％显著条件下的t检验，这充分反映了各解释变量的显著性。平均来说，其他因素保持不变的情况下，GDP每增加1％会导致工业废气排放增加3.118％，人均消费每增加1％会显著导致工业废气排放减少2.758％。FDI每增加1％会导致工业废气排放减少0.293％。

ln(fw)=1.878+2.7951n(gdp)-2.5921n(cl)-0.2481n(fdi)　(3)

(4.25)(10.13)　(-7.20)(-6.06)

R20.981，N=26

方程(3)是各个解释变量对工业废弃物产生量影响的数据模型，R2=0.981说明曲线拟合较好，模型可以在98.1％的程度上说明废弃物污染这一现象。同时模型(3)整体的显著性较高，各参数都通过了在1％显著条件下的t检验，这充分反映了各解释变量的显著性。平均来说，其他因素保持不变的情况下，GDP每增加1％会导致工业废弃物排放增加2.795％，人均消费每增加1％会导致工业废弃物排放减少2.592％，FDI每增加1％会导致工业废弃物排放减少0.248％。

(六)结果解释

1　外商直接投资对工业环境的影响。计量结果表明，外商直接投资对工业环境(废水、废气、废弃物)的影响呈负相关关系。FDI每增加1％会导致工业废水排放减少0.103％，工业废气排放减少0.293％，工业废物生产量减少0.248％，且对三者影响均显著。这说明，吸引外商直接投资的同时，可能会造成对资源的过度开发，以及工业“三废”排放量与产生量的增加，但同时，外商直接投资能够带动经济增长以及技术的进步，同时也会引起国家对能源的利用以及环境治理的重视，随着全国工业废水与废气治理设施数量的不断增加，以及废弃物利用及处理技术的不断提高，工业废水排放的达标量不断提升，工业废气中二氧化硫、烟尘及粉尘的去除量也不断增加，工业固体废物综合利用量以及“三废”综合利用产品产值也逐年提升，所以并不能单纯认为外商直接投资一定会造成环境恶化。

2　经济增长对工业环境污染的影响。其他因素保持不变的情况下，GDP每增加1％会导致工业废水排放量增加1.186％，废气排放增加3.118％，固体废弃物增加2.795％，并且在统计上是显著的。其原因应该是当经济规模迅速扩张的同时，劳动生产率的提高以及产业结构的升级相对来说还比较缓慢，环境管制和政策执行能力也还不能与经济的发展速度相适应。目前，我国收入水平仍然处于环境库兹涅茨倒u曲线的左侧，尚未越过其顶点，这意味着我国工业环境污染程度仍将会随着收入水平的提高而持续恶化。

3　居民消费水平对工业环境污染的影响。在其他因素保持不变的情况下，人均消费每增加1％会导致工业废水排放量减少1.334％，工业废气排放减少2.758％，废弃物产生量减少2.592％，并且在统计上是显著的。虽然生活用水量的增加对淡水资源形成巨大的压力，并且都市汽车消费的增加会加剧空气的污染，但随着人们的消费习惯的改变和消费水平的逐渐提高，人们越来越追求绿色环保的消费品以及高品质的生活，从而引导工业企业逐渐重视高效环保的生产方式，在某种程度上缓和了工业环境污染的进程。

六、结论与建议

境外工作经验总结范文第2篇

[关键词]对外贸易；环境污染；VAR模型；建议

[DOI]1013939/jcnkizgsc201529179

1问题的提出

2001年中国加入世贸组织，我国的经济得到迅猛的发展。我国的对外贸易保持了相对快速的增长，对外贸易总额从2001年的50977亿美元到2013年的4.16万亿美元，同比增长了8倍。但同时我国的环境污染问题也日益严重，2001年我国的工业废水排放总量为202.6万吨，工业废气排放总量为161万亿标立方米，工业固体废物产生量为888亿吨。然而到 2012年工业废水排放总量增长到221.6亿吨，工业废气排放总量增长到63.5万亿立方米，工业固体废物产生量也增长到32.9亿吨。环境的污染的快速增长不仅影响着着人民息息相关的日常生活和工作，而且也严重影响着整个国民经济的快速和可持续发展。在中国这种现实状况下，研究对外贸易和环境污染的问题就具有重大的现实意义[ZW（]对外贸易额数据来自国家统计局网站，工业废水、废气、固体废物产生量数据来自《中国环境统计年鉴》。[ZW）]。

为了更好地研究对外贸易与环境污染之间的动态关系，本文便运用向量自回归（VAR）模型，通过单位根检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析和方差分解等分析方法对其进行分析研究，从而为做出利于我国经济发展的重要政策意见提供理论依据。

2对外贸易对环境影响的实证分析

2.1数据的选取

本文以中国对外贸易出口总额（EX）作为衡量对外贸易的指标，以工业废气排放总量（wg）、工业固体废物产生量（ws）、工业废水排放总量（ww）三个指标作为衡量环境污染的指标。本文选取1991年到2012年共22年的年度数据，其中对外贸易出口额数据来自国家统计局网站，工业“三废”数据来自各年的《中国环境统计年鉴》。

2.2数据的处理

第一，为消除汇率及通货膨胀造成的影响，对外贸易出口总额采用人民币计量，同时并以 1991年为基期计算出各年的居民消费价格指数CPI[ZW（]国家统计局网站上CPI是以1978年为基期的定基数据，在此数据基础上换算成以1991年为基期的定基数据。[ZW）]，然后用对外贸易出口总额除以CPI得出剔除汇率和通货膨胀的出口贸易额。第二，为了尽量消除异方差影响同时也为了更忆得到平稳序列，本文对EX，wg，ws，ww 分别取对数值lnEX，lnwg，lnws，lnww，并不会改变时间序列数据的特征。

2.3单位根检验（ADF）

ADF是对序列进行平稳性检验，以防止出现伪回归。ADF检验结果如表1所示，其中检验形式（c，t，k）中c表示带有截距项，t表示带有趋势项，k是综合LR、AIC、SC等标准对比选择的滞后阶数，通常Eviews60可自动选取。

2.4协整检验

鉴于lnEX，lnwg，lnws，lnww均为一阶单整序列，可以 通过Johansen协整检验法检验变量间是否存在长期的稳定关系。

2.5格兰杰因果关系检验

通过上一步的协整检验我们知道了lnEX与lnwg，lnws，lnww之间分别存在着长期的稳定关系，但是这并不能确定谁是因谁是果，本文进一步通过格兰杰因果检验确定两者的因果关系。

从表3可以明显看出，三个变量组之间存在单向的格兰杰因果关系，lnEX是lnwg、lnws、lnww三者的格兰杰原因，这个与多数研究情况也较吻合，对外贸易确实造成了环境污染。

2.6建立VAR模型

根据VAR模型的定义，借助Eviews60工具通过对LR，AIC，SC等指标的对比得出lnex、lnwg变量组最优滞后阶数为3，可建立VAR（3）模型；lnex、lnww变量组最优滞后阶数也为3，可建立VAR（3）模型；lnex、lnws变量组最优滞后阶数为1，可建立VAR（1）模型。三个VAR模型建立之后，分别观察AR根的图表分布，可知所有单位根均小于1位于单位圆内，说明这三个VAR 模型可进行脉冲响应分析及方差分解分析。

2.7脉冲响应分析

脉冲响应分析及方差分解分析都是用来分析变量间动态关系的有效方式。其中脉冲响应函数描述一个内生变量对误差冲击的反应。就本文详细来说，在以上三个VAR模型基础上通过对随机误差项上施加一个冲击后，观察这个冲击对lnwg、lnws、lnww三者的当期值和未来值所带来的变化也即分析对三者短期和长期的影响。以下为中国对外贸易对工业三废的脉冲响应分析。

由图1可以看出对外贸易的一个冲击对工业废气的排放量存在着正面的效应，且此效应呈现波浪形的相对稳定的趋势，说明此影响具有较强的持续效应。图2可以看出当给对外贸易一个冲击时，工业废水的排放量在第二期达到最高，之后开始逐步下降接近为0，说明对外贸易在短期内对工业废水排放有促进作用但是在长期情况下的作用逐步减弱，微乎其微。图3说明对对外贸易的冲击会在短期使得工业固体废弃物的排放增加并且随着时间的推移逐渐增强，说明对外贸易的冲击对工业固体废物产生量有比较显著的正向作用，但在第9期之后该作用开始稳定，说明对外贸易对工业固体废物的产生具有长期稳定的持续效应。为了更好地辅助这一分析结果我们进了方差分解。

2.8方差分解分析

方差分解是把内生变量中的变化分解为对VAR的分量冲击。VAR中的方差分解是分析影响内生变量的结构冲击的贡献度。

图4说明对外贸易对工业废气的排放的影响从第一期就开始逐步下降，到第9期之后基本上稳定在15%的贡献率。图5说明对外贸易对工业废水的影响从第一期急速下滑第二期之后总体处于下滑趋势，在第6期之后逐渐达到稳定，贡献率维持在33%左右。图6说明对外贸易对工业固体废弃物的影响则从第一期之后稳定下降，但在第9期之后减缓，说明对外贸易对工业固体废弃物的贡献率在逐渐下降，结合脉冲响应的分析，这个贡献率应该最后会相对稳定在一个水平上。

3结论及政策意见

中国的对外贸易与工业“三废”之间三者之间存在着单向的格兰杰因果关系。中国对外贸易是工业废水、废气、固体废物三者产生量或排放量的格兰杰原因。对外贸易对工业废气的排放有着相对稳定的促进作用。对外贸易对工业废水的排放的促进作用在经历一段时间的增强之后基本稳定。对外贸易对工业固体废弃物的排放的促进作用是一个初期增长之后由逐步下降直至消失的过程，说明对外贸易对工业固体废弃物的排放只在短期内有促进作用。而方差分解这一过程更是说明了对外贸易对工业“三废”排放量的促进作用，进一步得出对外贸易对环境质量确实产生了不利影响，除了对工业固体废弃物的排放影响止于短期，对工业废气排放量、工业废水排放量两方面有着深远影响。对外贸易对生态环境的负面影响这一结论跟传统的结论基本一致。

改革开放以来中国的对外贸易快速增长，已经成为拉动我国经济增长的重要方式。但是在对外贸易的同时，环境问题也越来越严重。首先中国在追求经济发展的同时相对忽略了环境保护的问题，对环境保护的管理不够，所以我国应该加大管理力度，强化我国的环境标准和对企业的环境控制要求。其次中国作为世界工厂，大量的工业制成品在国内生产然后出口，不仅附加值少还产生了大量的废水废气和固体废弃物，严重污染着环境。所以中国应该优化我们的进出口产业结构，减少这些低附加值且环境危害性大的产品的出口。同时绿色贸易兴起，我国也应该逐渐大力的促进绿色贸易的发展，增加绿色产品的生产与出口。

参考文献：

[1]杨万平，袁晓玲对外贸易、FDI 对环境污染的影响分析[J].世界经济研究，2008（12）：62-67

[2]佟婷婷，武戈对外进出口贸易对环境质量影响的实证研究[J].环境经济，2010（1）：79-82.

境外工作经验总结范文第3篇

手工实验与计算机实验相脱节

目前大多数高校的会计实验教学都包括手工实验和计算机实验两部分，以期能够相互补充，但是在实际教学中，这两部分的关系基本上被割裂了，计算机实验基本上成了学习财务软件的操作课，这使得手工实验的结果不能为计算机实验起到基石的作用，也不能通过计算机实验得到验证，无法让学生对会计理论和实务形成全面系统的认识。还有的高校则完全用计算机实验取代了手工实验，这对于从未接触过会计实务的学生来说，非常不利于他们对于会计理论知识的消化和吸收，更不利于强化学生的实践操作能力。因为从本质上讲，手工操作和电算化只是会计核算手段不同，其账务处理过程以及之间的内部控制都是相同的，而手工操作最大的特点是直观性，并且与具体的账务处理紧密相连，更便于学生理解，而对手工操作的理解又可以使学生形象地认识会计电算化的实质。因此，对于会计仿真实验教学来讲，手工实验部分仍然必不可少。

实验指导教师缺乏实际工作经验

会计仿真实验教学是专业性很强的工作，实验指导教师是保证会计仿真实验教学的关键。目前，高校会计教师队伍普遍存在的问题是擅长会计理论教学而缺乏实际操作能力，据统计资料显示，目前高校会计教师队伍中只有少数人获得职业资格证书。绝大多数会计教师并未亲身经历过具体的经济业务环境，这使得他们对具体经济业务的解释往往脱离实际，缺乏权威性。因此，实验指导教师缺乏实际工作经验，也是导致实验效果不佳的一个非常重要的原因。

实验教学考核环节单一

实验考核主要考察学生在仿真实验操作过程中的态度及表现，是保证实践性教学成效的重要环节。目前大多数高校的做法是对学生考勤情况和实验结果进行简单考核，而并没有把学生进行实验的工作态度、独立性和协作能力等作为考核内容，也很少有机会就实验中出现的问题进行交流和探讨。这样使得学生只注重实验结果而并不注重实验过程，从而可能出现抄袭等不良现象。因此，把过程性考核也作为教学考核评价的手段之一，才能真正起到培养学生综合技能的作用。

实验室建设不足

会计仿真实验室的建设，主要在于给学生创造一个仿真的研究环境，实现会计理论教学和实践教学的有机结合。近年来，虽然许多高校都建立了会计仿真实验室，但是由于对实验教学的重视程度不够，多数高校实验室的资金投入不足，普遍存在着电脑难以更新，软件无钱购买等问题，使得会计仿真实验教学在场地和环境布置等方面与真实情况有很大距离。

高校会计仿真实验教学研究

（一）完善会计仿真实验教学课程体系

为了实现会计学专业培养目标，会计课程体系可以进行“模块化”建设，将基础教学模块，专业教学模块和实践教学模块充分融合，如图（1）所示。而其中的实践教学需要贯穿整个学制期间，形成多层次、多方式、内外结合和长短搭配的实践教学模式。多层次体现为基础型、综合型、应用型和创新型四个层次；多方式体现为学生观摩、体验、动手操作和案例研究等；内外结合是指不但要在校内设立会计仿真实验室，还要在企业设立实习基地，为学生提供丰富的实习背景；长短搭配主要是指在实践的时间上采用灵活的搭配方式，实践时间少则一周多则一个月，主要是提高学生的感性认识，减少未来工作的适应期和磨合期。另外，高校应明确会计仿真实验教学的目标与要求，确定会计仿真实验教学大纲，完善实验教材，统一实验考核标准。

（二）整合会计仿真实验教学内容

高校要以会计理论教学体系为基础，依据会计专业特色、知识体系、实验教学目标与要求，合理设置会计仿真实验教学的课程结构，按照学生的认知规律，分阶段完成实验教学，形成层次明晰的完整的实验课程体系。同时，应按照会计学科的特点和社会对会计人才的要求，不断调整和优化实验教学内容，构建一个集财务会计、财务管理、审计、税收和金融等内容为一体的完善的会计仿真实验教学课程结构，逐步训练学生的基本操作技能、综合应用能力和综合分析能力，如表（1）所示。其次，要提高实验课时占总课时的比例，给予学生更多的实践机会，适应培养各级会计人员的需要。

（三）提高会计仿真实验教学层次

随着经济的发展，社会对会计人才的要求越来越高，只具备基本的账务处理能力已不能满足社会的需要。因此，高校在会计仿真实验教学中需要调整思路，提高实验教学的层次，培养学生的专业综合素质。如在仿真实验中，可以要求学生按照会计准则，结合行业实际，设计一套单位内部的会计制度，以达到提高学生业务操作能力的目的。同时，可以在仿真实验中适当增加会计监督的内容，比如，审核凭证是否合法合理，是否真实完整，要素是否齐全，分录是否正确等，或者可以设计一些有问题的业务，让学生自己进行判断并提出处理意见。此外，对于一些仿真实验中不好操作的职业技能，比如假钞识别、发票购领、网络报税和年报审计等，可以通过展示、讲座和电影等方式进行，以提高学生综合分析问题和解决问题的能力。

（四）增加会计仿真实验教学的仿真性

会计仿真实验教学最大的特点就是仿真性，包括：（1）资料仿真。资料仿真主要体现在实验教材的选择上，会计仿真实验教材的质量是制约和影响实验效果的重要因素。在选择实验教材时，首先应考虑教材内容是否全面、系统和新颖，尽可能选用真实企业的资料，经济业务类型要尽可能多样化，能够全面反映会计核算时可能遇到的各种经济问题。同时，实验教材要考虑手工操作与计算机模拟如何结合的问题。高校可以自己组织有实践经验的教师和有实际工作经验的会计人员进行教材的编写，同时适时地调整教学内容，使学生通过仿真实验能够真正缩短理论与实际的距离。（2）角色仿真。在会计仿真实验中，对学生协作能力和团队精神培养的内容必须考虑进来。让学生分别充当出纳、会计、会计主管和稽核人员等，练习点钞、识别假币、审核原始凭证、填制记账凭证、登账簿记、编制报表以及审核签字等工作，增强会计仿真实验现场的真实感，提高学生的职业意识。（3）环境仿真。环境仿真方面，应主要考虑强化财务情景模拟教学，即模拟企业的工作环境、岗位设置和工作流程进行演练，使学生如同身临其境，完全处于会计工作的职业氛围中。

（五）重视会计职业道德培养

会计职业道德是会计从业人员的基本要求，会计仿真实验教学在重视学生基本技能训练的同时，绝对不能忽视对学生会计职业道德的培养。在进行会计仿真实验教学时，要多加入一些有关会计职业道德和法律法规方面的内容，使学生在进行具体实务操作时知道什么是可以做的，什么是不可以做的，这也是高校会计专业学生最欠缺的一点。比如，可以设计一些合法不合理或者合理不合法的特殊业务，让学生去辨别和判断，提高学生的应变能力。

（六）提高教师的整体素质

提高会计教师的整体素质构想：（1）高校应当充分挖掘现有教师的潜力，鼓励教师深入企业实际工作，专职实习半年至一年，吸收实践经验，并去重点院校进行进修、交流和学习，以弥补他们没有实践经验的先天不足，使他们在今后的教学中能够自如地驾驭会计仿真实验教学。（2）高校应积极聘请在职会计人员或者是经验丰富、时间充裕的退休高级会计人员作为会计仿真实验的指导教师，来学校授课和交流，他们可利用自己在会计工作中的经验，有针对性地解释学生在实验过程中遇到的问题，提高会计仿真实验教学的效果。（3）鼓励教师开展理论与实践调研和科研活动，通过研究提高教师的能力和素质。

（七）建立手工实验与计算机实验相结合的综合性实验

笔者认为，传统手工实验不但不能被舍弃，而且还应成为实验教学最主要的形式，将手工实验与计算机实验有机结合起来。在进行仿真实验时，可以使用同一套模拟数据，先让学生进行手工实验，手工实验结束后，再按照电算化的要求将相关业务再处理一遍，然后将手工实验和计算机实验的结果进行互查对比，相互校验，融会贯通，让学生感受到两种会计数据处理方法的转化是如何实现的，从而形成手工实验与计算机实验相结合的综合性实验模式，提高学生的实际操作水平。（1）手工实验。主要包括准备阶段、操作阶段和总结阶段三个过程，如（图2）所示。第一，准备阶段。首先由指导教师制定实验方案，包括实验的时间、人员、内容及要求，使学生对仿真实验有一个总体和明确的认识，然后由指导教师对学生进行动员和培训，并进行分组。第二，操作阶段。学生在老师的指导下进行各部分内容的练习，包括建账、审核原始凭证、编制记账凭证、编制科目汇总表、登记账簿、计算成本、编制报表和进行财务分析等整个会计仿真实验的全过程，总学时不少于三周。第三，总结阶段。专业操作完成之后，学生需要按照会计工作操作基础规范的要求进行装订整理，成为“会计档案”，妥善保管。同时，学生需要撰写总结报告，及时对整个仿真实验过程作归纳整理，形成文字材料，将感性认识进一步提升为理性认识，提高学生对仿真实验的认知程度和理论联系实际的能力。为了确保仿真实验教学的质量，在实验结束后，指导教师可以组织学生进行实验答辩。学生想要通过答辩，必须对仿真实验的内容非常熟悉，这可以促使他们认真思考和独立完成实验内容，从而提高学生的实务操作水平。（2）计算机实验。计算机实验部分，约占总课时三分之一。学生根据与手工实验相同的经济业务上机操作，将手工编制的记账凭证输入计算机，并自动生成报表，然后将生成的报表与手工报表核对，既可以检验手工实验的准确性，又可以帮助学生加强对电算化的理解。

（八）建立完善的考核体系

为了配合会计仿真实验教学改革，需要完善相关的考核体系。（1）考核方法。高校应该根据会计仿真实验教学的特点，综合考虑学生在实验中的基本操作能力和理论联系实际能力，打破以笔试为主的单一考核模式，采用多阶段和多方式考核，将笔试、口试与实际动手能力相结合，将知识考核、能力考核与素质考核相结合，将过程性考核与终结性考核相结合，将校内考核与校外考核相结合，将定量考核与定性考核相结合，建立一套科学合理和易于操作的综合考核评价体系，以提高会计仿真实验教学的效果。（2）考核项目。会计仿真实验教学的考核项目主要包括实验纪律、实验笔记、实验操作、实验总结和实验答辩几个方面，指导教师根据实际情况，将每一项都评出优良中差，进行量化，最后结合各项的权重给出学生综合得分，如表（2）所示。第一，实验纪律。实验纪律主要包括对学生出勤情况和课堂表现两方面的考察，此部分约占总成绩的10%。第二，实验笔记。在实验过程中要求学生记录实验笔记，通过记录实验笔记，提高对会计基本理论的认识和解决实际问题的能力。指导教师主要考察实验笔记是否认真全面，此部分约占总成绩的10%。第三，实验操作。实验操作是会计仿真实验考核的核心内容，指导教师主要考察整个实验操作过程的规范性、准确性和独立性，此部分约占总成绩的40%。对于实验操作的准确性方面，要鼓励学生有多种答案，针对不同的答案与结论进行分析讨论，锻炼学生发现问题、分析问题和解决问题的能力，深化学生对所学理论知识的理解与掌握。第四，实验总结。实验操作结束后，学生需要提交总结报告，指导教师可以通过实验总结考察学生的归纳总结能力，判断学生的实验效果，此部分约占总成绩的20%。第五，实验答辩。学生需要陈述自己仿真实验的过程和体会，指导教师可以就整个实验过程中的相关业务向学生进行提问，主要考察学生回答问题的准确性和流利性，此部分约占总成绩的20%。（3）考核总结。会计仿真实验的考核工作完全结束后，指导教师应对考核结果进行统计和分析，形成总结报告，具体内容包括学生考核得分、学生的学习态度与学习效果分析、仿真实验过程中存在的问题及原因分析等，在教师之间进行汇报交流，集思广益，以不断完善会计仿真实验教学，提高会计仿真实验教学的效果。

加强会计仿真实验室建设

会计仿真实验室的建设是进行会计仿真实验教学的基础，实验室的建设水平直接影响着教学质量，因此，会计仿真实验教学的前提条件是需要学校对会计仿真实验室的重视，需要足够的资金投入。会计仿真实验室的建设主要在于各种实验设施，包括实验材料（如票据、凭证、账簿、报表、装订机等）、教学用具（电脑、网络管理服务器、投影仪、扫描仪等）、各种软件（如用友、财务实训系统、ERP、SPSS、SAS等）和具体的实验室等，而各种实验设施应随着经济环境和会计实务的发展不断更新。为了实现会计仿真实验室的功能最大化，还必须对仿真实验室建立完善的管理制度，比如，指定专人负责实验室的日常事务，从而保证实验室工作能够顺利开展。另外，可以建立网络实验室，使会计实验教学网络化，学生可以通过网上交流及时解决教学中存在的问题，提高实验效率，提升学生实验水平，顺利实现复合应用型会计人才的培养目标。

境外工作经验总结范文第4篇

作者简介： 潘孝珍，博士生，主要研究方向为地方财政体制。

基金项目： 湖北省社会科学“十一五”规划基金项目“湖北省县乡财政体制改革研究”(编号：2010073)；武汉市社会科学基金项目“《武汉市企业自主创新的财税激励政策研究》”

(编号：2011037)；中央高校基本科研业务费专项资金项目“我国税收征管效率研究”(编号：31541010901)。

摘要

财政分权体现了中央政府和地方政府间的财政权力分配关系，它可以通过支出分权度和收入分权度两个指标进行衡量。从理论上分析，大多数研究结论都认为财政分权与污染量排放存在负激励，但是缺乏相应的实证研究。本文利用1998年到2009年的省级面板数据，对中国财政分权与污染物排放规模之间的关系进行了实证分析。本文选取工业废气排放量、工业固体废弃物排放量、工业废水排放量和二氧化硫排放量作为衡量污染物排放规模的指标，选择支出分权度与收入分权度作为解释变量，选择人均GDP、人口密度、城市化水平、外商投资总额、工业化水平作为控制变量。本文还将所有省份按照地理位置划分为东部和中西部两组进行稳健性检验。研究结果表明：以支出分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模负相关，且实证结果具有稳健性，以收入分权度衡量的财政分权指标与污染物排放规模的关系从实证的角度来讲不确定。

关键词 财政分权；污染物排放；支出分权度；收入分权度

中图分类号 F810.42 文献标识码 A

文章编号 1002-2104(2012)01-0077-07 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.01.013

在我国工业化的进程中，以资源超常消耗和生态环境严重退化为代价的经济增长模式使得环境资源对经济发展的制约日益突出，排放污染物所导致的环境污染几乎成为不能回避的现象。我国中央政府制定了比较严厉、系统的政策、法规等对环境资源进行管制，但是地方政府出于自身利益的最大化，并不是积极进行污染物的排放治理，存在明显的经济行为短期化特征[1]。因此，有必要研究我国的财政分权制度究竟是激励了地方政府限制还是鼓励了企业排放污染物？

1 财政分权与环境污染的文献综述

Lin and Liu认为所谓财政分权就是指中央政府将财政控制权下放给地方政府的行为[2]；Chen认为财政分权可以被描述为中央政府通过向地方政府再分配集中的服务，以此来提高政府公共服务能力与效力的过程[3]。Marlow更倾向于把财政分权看成是上级政府和下级政府之间对于财政权利分配关系的状态本身，而非该状态演变的过程[4]。

对于财政分权与环境污染之间的关系，几乎国内外所有学者都主要从财政分权对地方政府行为产生的影响这一角度进行理论分析。Tiebout利用“用脚投票”理论解释了较高的财政分权体制可以激励地方政府提供更多的公共服务来满足居民的需求从而吸引更多的居民来该辖区居住，其中就包括提供较低的环境污染程度[5]，这是第一代财政分权理论的基本观点。而以钱颖一为代表的第二代财政分权理论则指出传统理论中对于政府官员的假设是存在问题的，政府官员也会为了寻求自身的利益而做出与辖区居民的愿望相违背的决策[6]。就环境质量来说，如果缺乏一套激励相容的制度，地方政府政府官员就会从自身利益最大化的角度出发为辖区内的居民提供最低标准的环境质量。因此，从理论分析而言，地方政府对于环境治理与污染控制的动机是存在不足的，已有成果一般均认为环境污染程度与人均地方财政能力之间呈现显著的倒U曲线关系[7]。

2 财政分权对环境污染的理论效应分析

要分析财政分权对环境污染存在的理论效应，首先必须明确财政分权的度量指标问题。借助Oates的衡量指标体系，可以分别使用收入分权度和支出分权度作为财政分权的衡量指标，其中收入分权度指的是根据政府间的财政收入关系计算的财政分权度指标，支出分权度指的是根据政府间的财政支出关系计算的财政分权度指标[8]。但是，仅仅将地方政府视为一个整体进行分析还是远远不够的，根据2010年《中国统计年鉴》相关数据，本文对我国2009年各省份财政分权度指标进行了细化，详见图1。

从图1中可以看到，我国各省份分别以收入分权度和支出分权度衡量的财政分权度指标存在较大的差异，并且同一个省份的收入分权度和支出分权度并不存在对应关系，支出分权度一般都要高于收入分权度。由于收入分权度和支出分权度对地方政府行为有着不同的影响，因此，有必要分别探讨他们对地方环境污染水平影响的差异。

支出分权度体现的是地方政府与中央政府在财政支出权力上的分配关系，一个省份的财政支出规模总是大于财政收入规模的，而其中的差额则通过中央政府与地方政府间财政转移支付的方式解决。支出分权度越高，则表明中央政府通过财政转移支出方式对地方政府行为产生的影响越大，于是中央政府通过财政转移支付的方式将自身环境治理上的理性传导给地方政府，而地方政府为了获得中央政府的财政转移支付，在财政支出方向上需要与中央政府的目标相一致，从而使地方政府在环境治理上也趋于理性，将更多的人力、物力、财力投入到环境保护中去，从而在理论上讲，支出分权度与环境污染水平可能存在反比关系。

收入分权度体现的是地方政府与中央政府在财政收入权利上的分配关系，收入分权度越高，则地方政府获得可自由支配的财政收入的权利越大，从这个角度来讲，地方政府有动力鼓励包括污染企业在内的本辖区所有企业的发展，从而收入分权度与环境污染水平成正比。但是，从另一个角度来说，一个地区的环境污染水平关系到该地区的社会形象与吸引力，地方政府为了吸引更多的高端企业与高端人才，往往有动力控制本辖区内环境污染水平的增加，从而收入分权度与环境污染水平成反比。因此，从总体上讲，收入分权度与环境污染水平的关系有可能并不确定。

3 我国财政分权对环境污染的实证分析

本文利用我国1998年到2009年的省级面板数据对财政分权对环境污染影响上的理论效应进行实证检验。参考Keen & Marchand[9]、孙群力[10]等分析方法，建立面板数据模型：

Yit=αi+βt+γDCit+δControlit+εit

其中 i表示地区，t表示年度。Y表示被解释变量即地方环境污染水平，DC表示财政分权程度，Control表示与环境污染水平相关的一组控制变量，α表示模型存在的个体效应，β表示模型存在的时间效应，γ和δ表示系数矩阵，ε表示扰动项。

3.1 变量选择

3.1.1 被解释变量

造成环境污染的原因在于人类社会直接或间接地向自然环境排放了超过其自净能力的物质或能量，从而造成环境质量的下降。在实证分析中必须选择恰当的指标对环境污染水平进行衡量，本文以工业废气排放量（Induair）、工业固体废弃物排放量（Indusolid）、工业废水排放量（Induwater）以及二氧化硫排放量 （SO2）作为环境污染的衡量指标。

3.1.2 解释变量

本文主要选择如下两个财政分权度指标：

收入分权度指标 （DC_inc）=各省预算内人均财政收入/全国预算内人均财政收入。

收入分权度衡量了财政收入权力在地方政府与中央政府间的分配关系，基于财政分权对环境污染理论效应的分析，它的符号预期为负。此外，本文之所以选择人均财政收入的比值，是因为它相对于财政收入总量的比值而言，可以剔除人口规模因素对各省财政分权度指标的影响。

支出分权度指标（DC_exp）=各省预算内人均财政支出/全国预算内人均财政支出。

支出分权度衡量了财政支出权力在地方政府与中央政府间的分配关系，基于财政分权对环境污染理论效应的分析，它的符号预期符号不确定。正如张晏和龚六堂所指出的，收入分权度反映了传统意义上的财政分权，而支出分权度体现的是实际的财政分权程度[11]。

3.1.3 控制变量

因为还有许多因素影响地方环境污染水平，为了获得更稳健的估计结果，本文引入如下变量作为控制变量：

本文引入人均国内生产总值（PerGDP）作为经济发展水平的衡量指标，预计该符号为正，即在我国的现实社会经济条件下，经济发展水平越高的地区环境污染水平也会越高。

因为城市生活所产生的环境污染物要远远高于农村生活，本文引入城市化水平（Unbanrate）作为控制变量，它由该地区城镇人口占总人口的比重计算得到，预计该符号为正，即城市化水平越高的地区环境污染水平越严重。

一个地区经济的发展离不开外来资本的投资，本文引入外商投资总额（Foreigninvest）来衡量一个地区吸引外来资本的规模。在我国现实的经济条件下，假设地方政府更倾向于引入高投资但不计环境后果的产业项目，因此预计该符号为正。

第二产业是排放污染物的主要产业，本文引入工业化水平 （Industry）作为控制变量，它由一个地区的第二产业生产总值占地区生产总值的比重计算得到，预计该符号为正。

此外，人口密度越高则排放污染物的规模也可能越大，本文引入人口密度 （Popdesity） 作为控制变量，并预计其符号为正。

3.2 数据来源

本文使用的1998年到2009年中国31个省份的面板数据，所有数据均来自相应年份的《中国统计年鉴》，其中PerGDP和 Foreigninves t指标以1998年为基期进行价格指数调整。表1显示了相关变量的描述性统计。

4 实证分析结果与稳健性检验

本文使用Eviews 6.0软件对面板数据模型进行估计，为了消除不同变量绝对数值差距对模型估计造成的偏差，我们先对各个变量进行了对数变换。

4.1 实证分析结果

对模型进行Hausman检验，结果表明从模型1到模型8都适合建立时间个体随机效应模型。不同模型之间的差别主要在于改变了被解释变量和解释变量，其中被解释变量有工业废气、工业固体废弃物、工业废水、二氧化硫排放量四个衡量指标，解释变量有支出分权度和收入分权度两个衡量指标，从而可以得到更稳健的实证结果。

从表2中可以看到，除模型6外，其他模型中被解释变量无论是工业废气、工业固体废弃物、工业废水还是二氧化硫排放量，解释变量的符号都为负，且都在0.01的显著性水平上显著，这表明以支出分权度衡量的财政分权指标与地方环境污染水平负相关，以收入分权度衡量的财政

分权指标也与地方环境污染水平负相关。以模型1和模

型2为例，支出分权度对工业废气排放量的弹性为-0.47，即支出分权度提高1个百分点，工业废气排放量减少0.47个百分点；收入分权度对工业废气排放量的弹性为-0.21，即收入分权度提高1个百分点，工业废气排放量减少0.21个百分点。

从模型1到模型8中还可以看到，各个控制变量对被解释变量的影响方向大体上与我们预计的相符，以模型2为例，人均GDP对工业废气排放量存在正相关关系，人均GDP每提高1个百分点，工业废气排放量增加0.75个百分点，人口密度、城市化水平、外商投资总额、工业化水平等控制变量对工业废气排放量也同样存在正相关关系。

4.2 稳健性检验

为了检验实证结果的稳健性，本文对我国31个省份

① “十二五”规划纲要将我国划分为东部、东北部、中部、西部四个区域，本文将东部与东北部合并为东部组，包括河北、北京、天津、山东、上海、江苏、浙江、福建、广东、海南、辽宁、吉林和黑龙江13个省份，将中部和西部合并为中西部组，包括山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西、内蒙古、广西、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆、重庆、四川、贵州、云南、18个省份。

4.2.1 东部13个省份经验数据的稳健性检验

对于东部13个省份的经验数据，Hausman检验的结果显示，从模型1到模型8都适合建立时间个体随机效应模型。表3报告了1998-2009年东部13个省份财政分权与环境污染实证分析结果。

从表3中可以看到，对于支出分权度作为解释变量的模型，无论被解释变量是工业废气、工业固体废弃物、工业废水还是二氧化硫排放量，支出分权度的系数符号都为负，且都通过了显著性水平检验，以支出分权度衡量的财政分权指标对于被解释变量的影响具有稳健性；对于收入分权度作为解释变量的模型，被解释变量除二氧化硫排放量外，其他模型中收入分权度的系数都未能通过显著性检验，以收入分权度衡量的财政分权指标对于被解释变量的影响不具有稳健性。此外，控制变量中人均GDP、城市化水平和工业化水平的系数通过了显著性检验，而人口密度、外商投资总额的系数未能通过显著性检验，也就是说，对于东部地区而言，人口密度和外商投资总额这两个因素对地方环境污染水平不存在影响。

4.2.2 中西部18个省份经验数据的稳健性检验

对于中西部18个省份的经验数据，Hausman检验的结果显示，除模型6适合建立时间个体固定效应模型外，其他7个模型都适合建立时间个体随机效应模型。表4报告了1998-2009年中西部18个省份财政分权与环境污染实证分析结果。

从解释变量对被解释变量影响的角度来讲，表4的实证结果与表3的相同，即在中西部18个省份，以支出分权度衡量的财政分权指标与环境污染水平负相关，且实证结果具有稳健性，而以收入分权度衡量的财政分权指标对被环境污染水平的影响不具有稳健性。此外，对于控制变量而言，只有人均GDP、人口密度和外商投资总额的系数通过了显著性检验，而城市化水平、工业化水平的系数未能通过显著性检验，也就是说，对于中西部地区而言，城市化水平和工业化水平这两个因素对地方环境污染水平不存

在影响。

5 基本结论

本文通过1998年到2009年我国31个省份的面板数据模型，从支出分权度和收入分权度两个方面验证了财政分权对地方环境污染的影响。经验数据表明，支出分权度衡量的财政分权指标与环境污染水平成反比，且该结果具有稳健性，收入分权度衡量的财政分权指标与环境污染同样成反比，但该结果欠缺稳健性。因此本文认为，财政分权与环境污染的实证分析结果与前文对着两者的理论效应分析结果相一致，即支出分权度与环境污染水平成反比，收入分权度与环境污染水平的影响关系不确定。此外，各个控制变量对环境污染水平的影响，在东部和中西部之间存在着地域差异。

本文的政策含义有：

（1）实证分析结果显示，以支出分权度衡量的财政分权指标与环境污染水平成反比，且该结果具有稳健性，为

了激励地方政府有更多动力从事于环境污染治理工作，降低辖区内的环境污染水平，我国有必要在维持当前相对较高的支出分权度的同时，进一步完善财政转移支付制度，通过建立制度化、规范化、具有导向性的财政转移支付制度，引导地方政府将更多的财政资金投入到环境污染治理工作中去。由于以收入分权度对环境污染水平的影响从理论效应和实证分析两个方面来说都是不确定的，从而无法从收入分权度的角度探讨其对环境污染治理上的政策含义。

（2）表3和表4的结果显示，各个控制变量对环境污染水平的影响存在地域差异，因此从保护生态环境的政策目标出发，我国相关政策措施的出台必须考虑地域差异的影响。比如，对于东部地区而言，工业化水平与环境污染水平成反比，我国有必要采取政策措施促进东部地区经济结构的转型升级，大力发展第三产业，促进第三产业产值比重的增长，从而有利于降低东部地区环境污染水平，但对于中西部而言，由于工业化水平对环境污染存在的影响并不显著，则从促进经济发展的角度出发，有必须大力推进中西部地区第二产业的发展；对于东部地区而言，外商投资总额对环境污染水平的影响并不显著，其中可能的原因在于东部地区偏向于引进科技含量高、环境污染少的外商投资项目，而对于中西部地区而言，由于外商投资总额与环境污染水平成正相关，从保护自然环境的角度出发，我国有必要出台措施限制西部地区政府对相关环境污染严重的外商投资项目的引进，合理调整外商投资项目结构。

参考文献（References）

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An Empirical Analysis on the Impact of Fiscal Decentralization on

Environmental Pollution in China

XUE Gang1，2 PANG Xiaozhen1

(1.School of Public Finance and Taxation，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan Hubei 430073，China；

2. Research Center of Hubei Finance and Development，Wuhan Hubei 430073，China)

Abstract

境外工作经验总结范文第5篇

一、引 言

十八大以来，为了增强经济与社会长期发展后劲，中国政府以科学发展为主题，通过鼓励引导社会与企业节约资源和积极参与循环经济发展的方式，有效地推动了经济结构转型。由于中国以高能耗为依托的经济高速增长和生态文明建设与环境治理工作间存在着不和谐甚至是矛盾关系，导致经济繁荣发展的同时，给自然环境带来了严重的污染并造成了巨大的资源浪费[1]。作为世界第二大经济体的中国，在为世界经济发展做出巨大贡献的同时，更应承担相应的环境保护与治理责任。中国应在可持续发展观的指导下，高度重视改善经济增长本身的质量和从本质上杜绝经济增长背后隐藏的环境污染的隐患[2]，力求实现在经济有序增长的同时，有效地培养经济发展与生态环境保护间协调关系的宏伟目标。因此，中国经济发展在从传统粗放型向绿色可持续发展方式转变过程中，应高度注重调整和改善经济发展与环境污染间长期存在的互动关系[3]。政府通过改革和创新，能否将两者关系转变为和谐与正向影响关系是实现经济与社会可持续发展宏伟目标的重要前提。

近几年来，关于经济发展与环境质量的协调关系研究已经成为学术界关注的焦点，围绕经验模型众多学者展开了大量研究，试图验证环境质量与经济发展间存在脱钩关系。胡宗义等[4]采用半参数模型结合中国二氧化碳排放情况对KUC进行了再检验，研究表明现阶段中国经济增长和环境质量间不存在脱钩现象，FDI成为了中国环境质量恶化的显著影响因素。苏为华和张崇辉[5]采用面板数据对中国经济增长与环境质量间的互动关系进行分析，在利用聚类分析克服KUC同质假说的基础上，验证了环境质量与经济发展间存在互动关系，不同聚类分组模式下经济与环境间互动关系也呈现多样性，不同区域环境质量与经济发展间的脱钩程度及方向存在着不一致。Hsiap和Chung[6]利用协整模型对EKC理论的适用性进行了再检验，结果表明巴西二氧化碳排放量和能源消耗量都分别与经济增长存在脱钩现象，充分验证了EKC理论在巴西的适用性，并在此基础上利用灰色预测和ARIMA模型对未来几年巴西的能源消耗量和二氧化碳排放量进行了预测研究。在后续研究中，Hsiap和Chung[7]利用面板数据模型对“金砖四国”的KCU进行了再检验和比较，研究表明经济增长与FDI和二氧化碳排放量间互为因果关系，“金砖国家”环境污染与经济增长间的脱钩现象并不明显。

综上所述，大多数学者对EKC理论的适用性进行了再检验，借此分析经济发展对环境质量的影响程度。对现有实证性研究成果对比发现，虽然由于选取的研究对象、环境指标和曲线拟合方法各不相同，直接导致研究结果验证的环境质量与经济发展脱钩程度也呈现出不同的状态，甚至出现了背离EKC理论的情况，但大多学者基本上肯定了经济发展过程中EKC理论存在的事实。也就是说即使现阶段没有出现环境质量与经济发展的脱钩现象，但在未来发展过程中经济与环境间也将会出现脱钩趋势。综上所述，前期研究方式主要归为两类：一是围绕着EKC理论的适应性进行再检验，并试图解释EKC理论的形成原因；二是在曲线拟合的基础上，通过相关预测方法对未来几年内环境质量水平进行推算，为宏观经济政策的调整提供科学合理依据。对比以上两种研究方式，前者比较注重对EKC理论的解释，而后者则更加注重为宏观政策调整提供现实性的实证依据和相关数据基础。

2013年，中国废水排放量695亿吨，工业废水排放量210亿吨，占废水排放总量的30%；二氧化硫排放量2 044万吨，工业二氧化硫排放量1 835万吨，占二氧化硫排放总量的90%；烟（粉）尘排放量1 278万吨，工业烟（粉）尘排放量1 095万吨，占烟（粉）尘排放总量的86%。由此可见，工业污染已经成为导致中国环境质量下降的重要因素。因此，研究分析中国经济发展与工业污染间的长期均衡关系对社会的可持续发展具有较强的现实意义。本文高度重视科研成果的转化率和实用性，为了提高未来对中国工业污染水平的预测精度和为政府调整与完善宏观经济发展政策提供准确的科学数据，本文将借助参数优化算法改进传统预测模型并进行精确度较高的检验。

二、模型设定和数据说明

（一）模型设定

本文的研究思路是在借助EKC理论研究中国经济增长与工业污染间的互动关系的基础上，对未来中国工业污染的水平进行预测。本文将通过协整模型对经济增长与工业污染间的长期均衡关系进行检验，并通过误差修正模型对协整检验结果中偏离长期均衡关系的短期波动进行修正；在验证中国经济增长与工业污染协整关系基础上，借助不同的参数优化算法优化灰色预测模型以提高预测精度，通过比较分析对未来几年中国工业污染水平进行预测。本文分别采用了粒子群参数优化算法和布谷鸟参数优化算法。

1.粒子群优化算法

粒子群优化算法（Particle Swarm Optimization，PSO）是一种基于鸟群捕食行为研究的现代启发式优化技术，PSO的不断修正和迭代计算方式使之成为研究非线性回归优化问题最有效的方法之一。PSO从生物种群行为特征中获得启发并用来解决优化问题。在PSO中，待优化问题的潜在解被想象成n维搜索空间中的某个粒子，每个粒子的搜索方向和距离都由相应的目标函数来决定。

2.布谷鸟搜索算法

布谷鸟搜索算法（Cuckoo Search，CS）的思想源于模拟某些种属布谷鸟的寄生育雏行为，其采用相关的Levy飞行搜索机制，达到有效地求解最优化问题的目的。

在CS中，面对着n维搜索空间的多个候选解，CS以随机游动方式在当前候选解的基础上通过Levy搜索机制寻求新的方程解，经过目标条件的筛选后保留最优解，通过周而复始的不断迭代，实现最优解的不断优化。在CS中，为确定Levy搜索的最佳方式，随机游动生成的新解需带入相应的目标函数，其表达式为：

（二）指标选取和数据预处理

1.指标选取

基于中国工业污染的EKC理论适用性再检验，本文选取工业污染三废排放量作为EKC理论的环境指标。具体如下：工业水污染选取指标为工业废水排放未达标量；工业气体污染选取指标分别为工业二氧化硫、工业烟尘和工业粉尘排放量；工业固体污染选取指标为工业固体废物排放量。考虑到人口规模对经济增长产生规模效用，因此，选取人均GDP作为衡量经济发展的指标。本文使用的指标数据均源于官方公布的《中国统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》和《环境统计年报》。考虑到数据的可获得性和指标的完善性，数据选取的时间跨度为1986―2013年。

2.数据预处理

为充分验证EKC理论在中国的适用性，本文经验研究的时间跨度长达28年，但是在此期间中国的环境统计指标也发生了一定的变化。具体如下：为了更加准确地反映工业生产对环境的污染程度，本文选取工业废水排放未达标量指标，但是2010年以后由于工业废水排放达标量和达标率不再被统计，本文利用趋势外推法推算出2011―2013年工业废水排放达标率分别为96%、97%和97%，对应的工业废水排放未达标量则分别达到96 967万吨、73 123万吨和65 038万吨；同理，2010年以后工业烟尘和粉尘排放量也不再对外公布，本文也利用趋势外推法并结合历年两种排放量比重，分别推算出2011―2013年工业烟尘排放量分别达到639万吨、607万吨和668万吨，而工业粉尘排放量则分别为463万吨、422万吨和427万吨。

为了反映经济增长对工业气体污染的影响，本文并未采取单一指标拟合方式分别检验工业二氧化硫、工业烟尘和工业粉尘排放EKC理论的适用性，而是将三种指标进行数据降维处理，合成反映工业气体污染的综合指标。采用KMO检验法发现样本的KMO值为0.7320>0.5000，适合使用主成分分析法对三种单一指标进行降维处理。检验结果如表1所示。

从表1中可以看出，当选取两个主成分时，方差的累计贡献率达到了90%以上，因此，最终提取两个主成分并根据主成分矩阵获得反映工业气体污染的综合值。

三、经验研究

（一）中国工业污染与经济发展协整关系检验

本文分别对三种工业污染指标与经济增长指标建立协整关系方程，将检验变量之间存在长期均衡关系的过程汇总，进一步验证中国工业污染与经济增长间存在着脱钩关系。

1.平稳性检验

目前，序列平稳性检验所使用的两种常用方法分别为ADF检验法和PP检验法。单位根检验的结果如表2所示。

根据表2的结果我们可以看出，在5%和1%显著性水平下，废水、废气和废固三个被解释变量的单位根检验结果都是一阶差分平稳的。LGDP、LGDP2和LGDP3分别表示人均GDP取对数后的一次方、二次方和三次方形式。根据ADF检验结果，LGDP、LGDP2和LGDP3都是二阶单整。

2.协整检验

由于自变量的单整阶数高于因变量的单整阶数，所以变量之间有可能存在协整关系。通过对环境污染变量和经济发展变量进行协整检验，发现两者间确实存在长期均衡关系，检验结果如表3所示。

由表3可知，中国工业污染指标与经济发展指标间的三个协整关系成立。根据协整方程拟合的结果可知，中国工业废水污染指标与经济发展指标间存在正N型的变化趋势，而中国工业气体污染指标和工业废固污染指标都与经济发展指标间存在倒N型的变化趋势。

3.误差修正模型

根据以上分析可以得知，经济增长与环境质量间存在长期协整关系。为了解决变量间短期波动与长期均衡的偏离，更加准确地检验中国工业污染与经济发展间的长期均衡关系，本文将使用误差修正模型对短期波动进行动态修正。在协整方程的基础上建立误差修正模型并使用OLS法对相应参数进行估计，根据AIC准则和SIC准则确定最优滞后期为0，最终建立误差修正模型如下：

Δln（watert）=-0.0980+0.4440Δln（watert-1）+4.6430Δln（GDPt）-0.4820Δln2（GDPt）+0.0170Δln3（GDPt）-0.2240ECTt-1（6）

Δln（gast）=0.1090+0.1990Δln（gast-1）-5.0690Δln（GDPt）+0.5880Δln2（GDPt）-0.0260Δln3（GDPt）-0.9860ECTt-1（7）

Δln（solidt）=0.3540+0.1690Δln（solidt-1）-23.1730Δln（GDPt）+2.6460Δln2（GDPt）-0.1140Δln3（GDPt）-1.1190ECTt-1（8）

在误差修正模型中，误差修正项系数代表了对协整方程长期均衡偏离的修正速度。式（6）―式（8）所有的校正因子在1%水平下均显著，表明误差修正项在对短期偏离的调整上起到了至关重要的作用。总体上来说，工业污染物排放趋势变化一部分是由误差修正项的修正力度决定的，另一部分则是由短期人均GDP的振动导致的，这也从另一个角度再次验证了工业污染与经济增长之间存在长期均衡关系。

（二）中国未来工业污染水平的预测研究

为了给宏观经济政策和环境治理工作提供更加科学合理的依据，本文不仅使用传统灰色预测模型对中国未来几年内三种工业污染的排放情况进行预测，而且使用PSO和CS对灰色预测的结果进行修正。在此基础上，通过预测精度比较确定最优的预测模型。首先，本文使用1986―2004年工业废水排放未达标量、工业废气排放量综合得分以及工业固体废物排放量数据作为预测模型建立的训练集；其次，使用2005―2013年的相应数据构建预测模型的验证集并使用后验误差检验（Posteriori Error Test）和平均绝对百分比误差（MAPE）检验来检验模型的预测精确度；最后，根据建立的预测模型来推测未来五年内三种工业的污染水平。

通过表4可以比较三种预测模型的预测精度，比照最小的后验误差C值和相对平均误差可知：灰色预测模型的预测精度较好，除了工业固体废物排放量的预测结果以外，其他的相对平均误差均小于25%，C值均小于0.3500；使用PSO优化算法和CS优化算法对灰色预测结果进行优化后，预测精度进一步提高，所有指标预测结果的相对平均误差值都小于20%，C值均保持在0.3000以下。

由表4可知，经过PSO和CS优化后的灰色预测结果更加接近于真实值。在此基础上，本文利用三种预测方法对中国2014―2024年的工业废水排放未达标量、工业二氧化硫排放量、工业烟尘排放量、工业粉尘排放量以及工业固体废物排放量5个指标进行预测，预测结果如表5所示。

本文通过协整检验和预测分析结果验证了三种工业污染排放与经济增长间脱钩现象的存在，但三者间脱钩程度最为明显的是工业废固的排放总量。从表5中可以看出，PSO和CS的结果分别表明，2014―2024年随着经济增长工业废固排放量减少程度超过50%，经济增长对工业废固排放量减少的影响程度相当显著；2024年工业废水未达标排放量的PSO和CS的结果分别为46 321万吨和48 256万吨，相比2014年工业废水未达标排放量分别减少29%和26%，工业废水的减排效果低于工业废固的减排效果；通过对三类工业废气预测结果的比较分析可知，除工业烟尘排放量随经济增长脱钩程度显著外，

通过使用PSO和CS对中国未来工业烟尘排放量进行预测发现，相比2014年而言，2024年的工业烟尘排放量将分别减少40%和30%。工业二氧化硫和工业粉尘排放量随经济增长减排效果不明显，使用PSO和CS对未来中国工业二氧化硫和工业粉尘排放量进行预测发现，相比2014年而言2024年的工业二氧化硫排放量分别减少了2%和0.37%，而工业粉尘排放量则分别减少了10%和3%。综上所述，虽然工业废气排放随经济增长呈现下降趋势，但相比工业废水和废固污染而言，其排放量伴随经济增长出现的脱钩现象并不明显。因此，未来几年工业废气排放的有效治理应成为中国政府宏观经济政策调整的主要方向。

四、结论与政策建议

本文通过对中国环境质量与经济发展的实证研究，得出以下相关结论与政策建议：

（一）结论

1.EKC理论在中国的适用性

通过对中国工业污染物排放量与经济增长数据进行研究，本文得出以下结论：伴随着中国经济的高速增长，工业污染物排放量总体呈现出先上升后下降的变化趋势。虽然通过协整检验表明，三种工业污染排放曲线的拟合并没有呈现出典型的EKC理论倒N型趋势，但三种曲线都验证了经济增长与工业污染间脱钩现象的存在。也就是说随着经济增长环境质量出现了一定的改善，这种现象基本符合传统的EKC理论的假定。

2.中国工业污染排放总体呈下降趋势，但污染水平仍处于高位

协整分析表明，中国工业废水排放未达标量、工业废气排放量综合得分以及工业固体废物排放量与经济增长之间存在长期的协整关系。结合预测分析结果可知，三种工业污染的排放都存在下降趋势，因而由于工业污染带来的环境质量下降问题将得到一定程度的改善。即工业废水排放未达标量随着经济增长呈现出了正N型的变化趋势。即虽然废水排放量未达标量在2011年后出现了上涨的趋势，但通过预测分析结果看，未来几年内废水排放未达标量将会随着经济增长出现下降趋势，即环境质量将得到相应改善；工业废气排放量与工业固体废物排放量将会随着经济增长呈现出倒N型的变化趋势，即随着经济增长，工业污染将会呈现出先改善后恶化然后再改善的变化趋势，虽然在经济增长过程中工业废气和废固排放呈现出了恶化的趋势，但恶化程度已经逐渐趋缓。通过预测分析结果可以看到工业废气和废固的排放量在未来几年内将继续保持下降趋势。整体而言，中国工业污染排放总体呈下降趋势，但经PSO和CS的预测结果可知，中国工业污染水平和工业排污总量仍处于高位，因此，需要通过政府的宏观政策调整来实现快速减少工业污染排放总量和有效治理环境的目标。

（二）政策建议

以工业文明为代表的传统经济发展观虽然推动了中国经济高速增长，但却给生态环境和资源利用造成了巨大危胁。国家并未把自然资源合理开发、自然环境妥善保护、环境污染的有效补偿等纳入发展机制中，只是单一片面地追求暂时性经济高速增长的发展模式不仅不具备可持续发展动力，而且也将会使人类在生存环境和自然资源方面付出沉重的代价。

经济可持续发展模式的核心是对以经济增长为单一衡量指标的传统发展观的本质性转变[8]。该发展模式在推动经济有序增长过程中实现社会发展和生态保护协调发展等目标的同时，更注重改善经济增长本身的质量和培养经济可持续发展的源动力。为了适应新形势的需要，政府可以从以下四个方面采取相应措施。

1.依靠制度创新推动中国经济发展方式的转变

技术创新和借鉴及引进多种形式的创新是实现经济可持续发展和经济结构合理转变的战略支撑。但是科学技术创新与经济发展方式的转变都是以制度创新为前提的，因此，中国政府应遵循合理、竞争与公平的原则进行制度创新。未来中国经济发展的主要动力将来自于扩大的内需消费与现代化第三产业的发展，政府应在产业调整中科学合理地降低第二产业的比重，适当提高第三产业的比重，为实现经济稳步发展、保护环境节约资源及推动社会可持续发展奠定良好的基础。

2.提高传统能源利用率，加大环保能源的开发与推广

积极研发与推广核电、太阳能、潮汐能及风能等清洁能源，最大程度降低经济与社会对化石能源的使用与依赖。政府应通过大力推广和普及可再生能源的使用，从本质上实现减少二氧化碳的排放和减缓全球变暖速度的目标[8]。但是由于特殊国情、技术和资金等复杂因素的限制，目前中国政府无法在短期内全面地在经济领域内推广新能源的使用。因此，应在加快新能源开发与推广工作的同时，高度重视提高传统能源利用率，加大对工业与生活污染排放的监督和管理以及对自然环境保护与环境污染补偿等方面的工作，促进经济发展与环境保护间和谐关系的形成。

3.加大对环保事业的关注与财政投入

政府应高度重视环境治理与大气污染防治工作，处理好经济发展与环境保护之间的复杂且相互影响的关系[9]。在司法层面上，政府应完善和解决《环保法》相关的技术与执行问题；在新《环保法》的执行环节上，政府应加大对环境污染企业的打击与处罚力度；在具体管理环节上，应通过实施激励和评价机制来鼓励与引导企业进行产业结构升级及新型能源使用，以提高政策的实效性；在社会文化方面，政府应通过多种宣传与教育途径争取在社会上培养一种节约资源、爱护环境和发展循环经济的文化氛围，为环境治理与环境质量改善奠定良好的社会基础。

4.明确政府、社会与公民的环境保护责任

虽然环保政策在国家宏观调控中的作用日益突出，但是目前国内特殊的产业结构与发展模式对中国调控型环保政策的反映具有一定的滞后性和局限性。全能政府已不复存在，公民和企业的积极参与已经成为了政府管理的重要组成部分。因此，在中国环境体系尚未完善的情况下，公众对环境污染和能源合理消费方面的意识仍十分单薄，在造成了大量资源被浪费的同时，进一步降低了环境质量[10]。另外，政府对企业环保责任履行情况监督不力，企业更加重视经济效益，这种忽视生态系统保护的行为不仅在一定程度上造成了新能源技术普及率低和工业污染频发，而且导致了政府与公民和企业间的关系因环境污染而变得日益紧张。因此，政府应通过管制和引导双重手段敦促公民与企业朝着履行环保责任的方向转变。三方责任主体应通过建立信息共享和沟通交流机制，进一步明确各个主体在环境保护与能源消耗中应承担的责任与义务，并通过全体社会成员的共同努力与协作实现推动中国经济与环境可持续发展的宏伟目标。