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[關鍵詞]WTO；國際投資；資本出口中性
中國目確立改革開放方針以來，國際投資活動十分活躍。到2000年，中國的外資流入占到世界份額的5％以上，成為世界上利用外資最多的發展中國家；中國的對外投資占世界份額的0.6％，成為世界第資本輸出國。中國在國際投資方面所發揮的作用已越來越重要。與此同時，經過16年的不懈努力，中國加入了世貿組織。這意味著中國即將以更加開放的姿態融入到世界經濟的主流中去，中國的國際投資也將會更加活躍、更加擴大。對此，我們必須適時地對我國的國際投資稅收政策進行調整修訂，以適應入世后中國的國際投資形勢發展變化的需要。
一、對外商投資稅收政策的調整選擇
眾所周知，WTO規則是針對其成員國的產品貿易、服務貿易及與服務貿易有關的知識產權交易進行約束規范的，而對各國間的跨國投資并無直接的要求，但它的透明度原則對各國選擇制定國際投資稅收政策卻是有約束力的，尤其是各國依據OECD范本和聯合國范本所簽訂的國際稅收協定，對各國的跨國投資稅收政策有許多具體的規定要求。在所有的國際稅收協定中，都有稅收無差別待遇條款，這與WTO協議中的國民待遇原則精神是一致的。稅收無差別待遇是締約各方向對方提出的稅收待遇要求，它要求締約國一方國民在締約國另一方所享受的稅收待遇不能比后一國的國民相同條件下享受的待遇差，具體包括：（1）國籍無差別；（2）常設機構無差別；（3）支付無差別；（4）資本無差別。在此條款的約束下，各國可以對外商投資提供與本國資本相同的稅收待遇或優于本國資本的稅收待遇，卻不能使外商投資承受比本國資本重的稅收負擔，否則，會被視為稅收歧視，影響國家間的對外投資關系。
（一）對我國現行的外商投資稅收政策的反思
我國現行的外商投資稅收政策，是依據涉外稅收全面優惠原則制定的，其核心內容是對跨國外國納稅人和本國納稅人分別制定兩套完全不同的稅法，給予前者以全面的、綜合的稅收優惠，使跨國外國納稅人的整個稅負明顯低于本國納稅人。顯然我國的政策選擇并未與國際稅收協定中的無差別待遇相違背，而且對外商投資者提供了遠優于本國資本的“超國民待遇”。這種選擇在國際上是少有的，甚至是獨一無二的。這樣做當然有利于加速吸引外資，但作為資本輸入國，卻往往需要付出很高的成本和代價。改革開放20年來，我國一直實行這一政策，其間有過一些調整，但兩套稅制、稅負外輕內重的基本格局始終沒有改變。隨著國內外投資環境的變化，這種多層次、多環節、全方位的稅收優惠政策體系的積極作用正日漸消減，而其所帶來的各種弊端卻在日益增多。
1.內外資企業稅負不平等，木利于公平競爭。近年來我國一直投資乏力，內需不足。而外輕內重的稅收優惠政策使外資的投資回報率大大高于內資的投資回報率，本國資本明顯受到歧視，一定程度上挫傷了內資企業的投資積極性。入世后，國內市場準入政策將大大放寬，外資企業會長驅直入。如繼續執行這種政策，勢必會使內資企業處于更加不利的劣勢地位，難以與外資企業公平競爭。
2.造成嚴重的稅收流失。有研究資料表明，中國對外資的稅收減讓及由此造成的稅收逃漏（大量的涉外稅收優惠刺激了假外資企業的衍生）每年不下一千億，這說明我國的引資政策成本相當高。
3.造成地區經濟發展不平衡。我國自改革以來，對外商投資逐步形成了經濟特區。經濟開發區、沿海開放城市、內地城市等的差別稅收待遇格局。這種地區導向上的偏差，一方面扭曲了外資的地區選擇，使整體投資環境原本就優越的沿海省份在吸引外資時具備了更加有利的條件；另一方面又使中西部地區有限的資金，因競相追逐稅收優惠也紛紛流向東南沿海地區，更加劇了中西部地區的資金匱乏，擴大了東部沿海與中西部地區的經濟發展差距。
（二）對外商投資稅收政策的合理取向
入世前，我國在對外商投資實行全面優惠的同時，尚有一些能夠對內資企業予以照顧保護的稅收、行政措施。一旦入世，那些照顧保護措施很快會被取消，國門洞開，外資將大量涌入。屆時，內資企業將面臨與外資企業激烈競爭的局面。如果不改變現行的全面優惠政策，內資企業將處于更加不平等的劣勢地位，難以生存發展。因此，盡快調整改革現行政策已是勢在必行。而政策調整的合理取向應是涉外稅收平等原則，即對跨國外國納稅人和本國納稅人在稅收上實行無差別待遇，一律平等對待，按照同一套稅法規定的相同征收范圍和稅率征稅。這樣調整的合理性在于：
1.可以兼顧吸引外資和保護民族產業兩方面的需要。一方面，我們作為發展中國家，經濟發展水平與發達國家相比有很大差距，這決定了我們需要大量吸引外資以加快我國的經濟發展速度。另一方面，我國的工業化程度還不夠高，亟需鼓勵本國的民間投資，以發展壯大本國的民族經濟。在內資和外資都需要鼓勵的情況下，選擇平等原則恰可兼顧這兩方面的需要。
2.客觀認識稅收優惠政策的作用。改革開放的實踐已使我們認識到，稅收優惠政策雖是大量吸引外資必不可少的條件，但它并不是唯一重要的因素。對外商投資者而言，一國的市場潛力、經濟政策的穩定性、勞動力的價格和素質起著更為重要的導向作用。
3.統一稅收優惠，規范稅收制度，有利于增強稅收政策的透明度。我國現行的涉外稅收政策體系，涉及面廣、層次多，紛繁復雜，缺乏政策透明度，往往使外國投資者不得要領，這種做法雖然與WTO的國民待遇原則、國際稅收協定中的無差別待遇不相抵觸，但木符合WTO規則中的透明度原則。將現行的涉外稅收全面優惠原則改為平等原則，統一對內、對外的稅制、優惠，可使稅收政策透明規范，會更有利于吸引外資。
市場經濟要求平等競爭、公平稅負，按照涉外稅收平等原則設計外商投資稅收政策，就可以為中外投資者營造出一個公平、有效的稅收環境。因此，調整改革我國現行稅收政策的思路應當是：
第一，統一地方稅。按照涉外稅收平等原則統一內、外資企業分別適用的不同地方稅，將房產稅、城市房地產稅和城鎮土地使用稅合并為統一的房地產稅，改按評估值為計稅依據，以實現與國際接軌；將車船使用牌照稅和車船使用稅合并為統一的車船使用稅，同時調整稅額，改進計征方法；將城市維護建設稅進行合理修訂，使其對內資企業與外資企業統一適用。
第二，統一內外資企業所得稅。（1）合理確定納稅人。改變目前內資企業以實行獨立核算的單位作為納稅人，按國際通行做法以法人作為企業所得稅的納稅人，把不具有法人資格的個人獨資企業、自然人劃歸個人所得稅。（2）統一稅率。鑒于國際上公司所得稅稅率多在20％－35％之間及周邊國家對外開放吸引外資的情況，我國統一后的企業所得稅可實行25％的比例稅率，另設20％和15％兩檔低稅率，以對我國眾多小企業提供一定的稅收保護。（3）統一稅基。兩稅合一后，應在工資福利開支、交際應酬費列支、捐贈扣除、壞賬處理、固定資產折舊、殘值估價等方面實現統一。
第三，統一稅收優惠。（1）按照平等原則，統一設計優惠政策，對鼓勵投資的行業和地區，不論是內資還是外資一律給予相同的稅收優惠待遇，以鼓勵公平競爭。（2）統一的稅收優惠應以產業政策為導向。今后對國家鼓勵投資的基礎產業、高新技術產業、農業、交通運輸業等，應使內資與外資享受相同的稅收優惠待遇，徹底消除優惠外資、歧視內資的不合理現狀。（3）對在西部地區舉辦的符合國家鼓勵的產業，也應不分內外資實行相同的稅收優惠，以實現國內市場對內、對外的統一開放，從而誘導國內外資金向西部的轉移流動。
在實行涉外稅收平等原則的同時，為使我國現行的涉外稅收優惠政策具有連續性、穩定性，也為了在國際大環境的對比中，使我國的投資環境更具有吸引力，我國可借鑒周邊一些國家和地區的做法，制訂單獨的《引資法》，即根據我國經濟發展規劃、階段發展目標將利用外資的投資規模、項目的各種投資優惠政策，用法律形式規定下來。這樣，一方面可給投資者以安全保障；另一方面又可遏制各地區的優惠攀比，從而保證稅收政策在全國的統一性。
二、對外投資稅收政策的調整選擇
對外投資是我國對外開放、參與國際經濟活動的一個重要方面。
長期以來，由于受對外投資規模的限制，我國的涉外稅收政策研究一直限于我國境內的外資企業和個人方面，而對我國法人居民和自然人居民對外投資所涉及的國際稅收政策關注較少。相應地，這方面的稅收制度與稅收政策也不夠系統完善，一定程度上影響了我國的對外投資發展。我國加入WTO之后，對外開放的角度將進一步擴大，發展海外投資，對外輸出勞務的項目會越來越多，因此我們必須抓緊制定對外投資稅收政策，積極推動符合條件的企業對外投資，鼓勵我國有資金、有技術的企業在海外設立子公司、分公司，帶動設備和零部件出口，發展工程承包和勞務輸出，以促進跨國資本的雙向流動。
我國經濟經過20年的調整改革，已實現了投資主體多元化，并積累了相當的經濟基礎和經濟實力。到2000年底，我國城鄉居民的儲蓄存款余額已超過64300億元人民幣，外匯儲備超過1656億美元，國內生產總值超過89404億元人民幣。這些數據表明，我國居民的對外投資能力已大大增強。但與此同時，充分利用國內外資金，加快實現我國的工業化、現代化的任務依然十分艱巨。根據我國現階段的經濟發展水平、發展要求以及國際稅收規范的要求，從稅收上來講，我們應對海外投資實施一種既不鼓勵也不限制的政策，而按照資本出口中性原則來設計稅收政策恰能符合這種要求。從理論上講，所謂資本出口中性原則，是指對本國納稅人的國外所得與國內所得適用相同的稅率，使其投資地點的選擇不受稅收因素的影響，從而使稀缺資源能夠在世界范圍內得到最有效的配置。
依據這一原則，我們可對我國的對外投資稅收政策做出如下的安排設計：
1.對國外繳稅實行限額抵免。純粹的資本出口中性，要求對本國居民的國外繳稅給予全部抵免，但這樣有可能侵占資本輸出國的稅收利益。因此，各國在采用抵免法時，都實行了限額抵免，我國也是如此。在我國現行的兩個企業所得稅法中均規定：納稅人來源于中國境外的所得，已在境外繳納的所得稅款，準予在匯總納稅時，從其應納稅額中扣除。但扣除額不得超過其境外所得依據本法規定計算的應納稅額。在這種情況下，如果外國稅率高，本國稅率低，投資者會有一部分超限額稅款得不到抵免，重復征稅將無法徹底消除，從而對資本輸出中性會有所偏離。不過采用超限額結轉抵免，可使這一問題基本化解。目前，美國、日本及中國等國都采用了這一做法，使資本出口中性得以保持。在今后的稅法調整改革中，我國應保留這一規定。
2.用綜合限制抵免代替分國限額抵免。在我國現行的兩個企業所得稅法中，對多國直接抵免我們選擇了分國不分項的限額抵免。這意味著，當各個非居住國的稅率高低不一時，采用此法會由于各個非居住國的抵免限額不能相互調劑使用，使適用高稅率的分公司的已納稅款超過抵免限額的部分得不到抵免，形成國際重復征稅，從而偏離資本出口中性。但它有利于維護居住國的財政利益?？紤]到我國的境外投資者要面對比國內更加激烈的競爭，而國際上采用綜合限額法的國家又日漸普遍，我們認為應將分國限額抵免改為綜合限額抵免。這樣既可減輕我國境外投資者的競爭壓力，免受歧視待遇，又能更好地體現資本出口中性原則。
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一、核心競爭力的理論研究
核心競爭力又稱為核心能力，是由美國著名管理專家克拉克．普拉哈拉德（C．K．Prahalad）和加利．哈默（Gary—Hamet）于1990年在《哈佛商業評論》上發表的“企業核心競爭能力”一文中首先提出的概念。從本質上講，企業核心競爭力是存在于人、組織、環境、資產、設備等不同的載體之中的企業特有的知識和資源，企業通過這些特有的知識和資源，形成其他企業無法取代的特殊專長，開發出具有獨特競爭力的產品或者服務。
企業核心競爭力是企業在長期經營積累沉積過程中，逐步升華優化逐步形成的。主要包括核心技術能力、組織協調能力、對外影響能力和應變能力，其本質內涵是讓消費者得到真正好于、高于競爭對手的不可替代的價值、產品、服務和文化。
從管理學理論角度來看，國內外的研究者對企業核心競爭力存在著不同的理解。國外以沃納菲爾特和潘羅斯為主要代表的學者認為，企業核心競爭力是一種企業以獨特方式運用和配置資源的特殊資源；以羅斯比和克里斯蒂森為代表的學者認為，核心競爭力是企業一系列能力的綜合，能力的差異是企業持續競爭優勢的源泉；以巴頓為代表的認為，核心競爭力是使企業獨具特色并為企業帶來競爭優勢的知識體系，它隨時間積累而不易為其他企業所摹仿；等等。國內以丁開盛、周星和柳御林等為代表的學者分別撰文認為企業核心競爭能力就是企業具有開發獨特產品、發展獨特技術和獨特營銷的能力；陳清泰認為，核心競爭力是指一個企業不斷創造新產品和提供新服務以適應市場的能力，不斷創新管理的能力，不斷創新營銷手段的能力；張瑞敏也有類似的觀點，其認為“創新是海爾文化的價值觀，也是真正的核心競爭力，因為其不易或無法被競爭對手模仿”；等等?？v觀國內外有關企業核心競爭力的論述與研究，可謂仁者見仁、智者見智，站的角度不同，其側重點也不同，的確還處在一種較為模糊的狀態。但無論持何種觀點，都強調了核心競爭力的獨特性、價值性和延展性。
在企業核心競爭力構成要素上，不少研究者也存在許多分歧。以王秉安為代表的國內學者認為，企業核心競爭力由硬核心競爭力和軟核心競爭力兩類競爭力組成；以等為代表的認為，企業核心能力是由能力及能力構架與層次組成的一個兩維知識系統；以周卉萍為代表的認為，核心競爭力由領先于競爭對手的三要素構成；等等。從這些觀點可以發現，企業核心競爭力的構成要素中與組織資本、社會資本和智力資本具有密切的關系，而人的素質高低是影響這些構成要素的決定因素，為企業從人力資源開發與管理角度提升核心競爭能力，獲得企業持續發展提供了理論支撐。
二、基于核心能力的人力資源開發與管理對策
人力資源開發與管理是人的全面發展的漫長過程。在這個過程中，由于國家、地區、企業所處的經濟發展階段不同，社會和文化背景不同，進行人力資源開發與管理的重點各異。區域性微觀調查發現，中國民營企業要在管理創新中求發展，同樣應高度重視人力資源開發與管理，根據變化了的新形勢及時在內部管理對策上作出調整，解決好導致人力資源開發與管理落后環節上的主要問題。
（一）建立健全與約束相結合的激勵機制，加強企業文化建設
建立與現代企業制度、管理約束機制相結合的激勵機制，是中國民營企業健康成長的客觀需要。戴爾?卡耐基說過：世界上惟一能夠影響對方的方法，就是給他所要的東西，而且告訴他，如何才能得到它，這就是激勵。作為企業主，建立正確的、明確的價值標準，并通過激勵手段的具體實施，明白無誤地表現出來，是領導企業發展的頭等大事。激勵是人力資源開發的有效手段，其功能主要是有利于挖掘員工的潛力，有利于員工素質的提高，有利于組織形成凝聚力。所謂激勵就是指個人在追求某種既定目標時的愿意程度。激勵可以劃分為物質激勵與精神激勵、正激勵與負激勵、內激勵與外激勵三種類型。民營企業目前的激勵主要是政府獎勵和企業的結構工資制，表現為政策激勵、物質激勵、正激勵和內激勵。在企業的發展過程中，還未重視精神激勵、負激勵和外激勵的功能作用。因此，確保民營企業的健康持續發展，應高度重視企業文化建設，通過加強企業文化的建設，完善科學管理制度，發揚企業核心精神，弘揚社會主義道德主旋律，來有效地推動人力資源的開發。
（二）完善培訓體系，造就知識技能型員工隊伍
人力資源開發的基本內容是提高人的素質，使人具備有效的參與經濟運行所必備的體力、智能、技能、正確的行為模式、價值體系、勞動態度、人員激勵和人員培訓等。培訓是幫助公司實現戰略目標、提升員工個人競爭力的一種教育、培養方式，包括有形的培訓和無形的培訓兩種形式。有形的培訓是指有固定的時間、地點和講師的培訓。無形的培訓則是指主管、骨干員工在平時工作中對下屬、一般干部、員工的指導、培養。這種指導、培養的方式可以是開會，也可以是一對一的當面交流，甚至可以是批評勸導。在實際工作中，無形培訓對提高績效的作用更大，影響更深，成本也更低（幾乎沒有什么成本）。無形培訓體系的建設關鍵是要在企業內部形成一種開放的、愿意交流、愿意指導、愿意分享知識和經驗的文化。在實際工作當中，員工的成長和進步70%是通過無形培訓完成的。因此企業要建立和完善有形的培訓體系，更要建立和完善無形的培訓體系。在培訓項目體系建設的過程中應按照先業務部門，后職能部門；先管理層，后員工的順序，重點放在業務部門和管理人員身上，這樣才能保證效果，保證容易獲得公司領導和各部門的支持。建立培訓制度體系、人員組織體系、培訓信息體系。積極創造條件開展全體員工培訓，提高企業員工整體素質與勞動技能。
[next]湖北八峰藥化（現為三江公司）是國家重點高新技術產業，是國家氨基酸國產化、產業化基地，成為恩施州出口創匯的骨干企業，其氨基酸原料藥和氨基酸口服液分別占全國市場份額的26%和80%左右。這與公司重視知識產權投入、重視智力資本的管理和人力資源的開發、重視人才培養是分不開的。公司成立有博士后科研工作站，引進中科院院士、武大博導、清華大學和上海醫科大專家，充分利用現有人才資源，結合市場需要自主投資加快成果轉化，承擔的湖北省“九五”重大攻關計劃成果水平達到國際領先地位，組氨酸和甘氨酸課題列入2004年湖北省重大科技攻關項目。公司每年投資達50萬元以上，采取多種方式開發人力資源。一是就地培訓：對500余名工人有計劃地安排在“八峰職業技術學?！迸嘤枺瑢崿F了從農民到產業工人的轉變，從一般工人到技術人才的轉變。二是外送進修：將現有專業技術人才送入科研院所進修學習，取得大學、研究生學歷、相關專業技術職務。三是請進教師講課：先后在深圳大學、四川大學、恩施職業技術學院等聘請專家教授對營銷人員、財務人員培訓六期，受訓面達800人次以上，使在冊的800余名員工中540余人擁有專業技術職稱。四是委托辦班：與恩施職院簽訂合同聯合培養制藥技術、市場營銷、機電工程、工業自動化專業200余人，為明天的發展儲備人才。
（三）科學設計薪酬結構，實施以人為本的和諧管理
在企業內部，薪酬結構的設計和確定必須根據各個職類的勞動過程特征，設計相應的薪酬結構。企業內部的各個崗位角色，因為其對能力要求和工作過程的特點的不同，可以分為六大職類：經營管理類、專業技術類、銷售業務類、辦公文員類、現場操作類和輔助服務類。每一個職類都必須對應其能力條件要求和工作過程特點，確定其薪酬結構。以湖北長友現代農業公司為例，其現行的薪資結構是高層管理人員的年均工資比季節性工人年工資多出15200元，比一般管理人員多出12000元，比中層管理人員多出7000元。長友現代農業公司現有穩定的常年員工130人，因生產任務具有季節性吸納下崗職工和農村富裕人員再就業2000余人，雖然這支季節工隊伍與公司并不一定建立了長期的勞動合同關系，但他們的薪資狀況卻不容忽視。崗位員工都是從事具體的業務工作，工作內容相對單一。所以，在心理要求、責任要求、知識要求三個方面都不高。但對技能要求比較高，必須對自己所承擔的業務工作能夠熟練地操作。對體能要求最高，一般都有相當的勞動強度。工作環境也比較差，他們只能整天呆在操作現場，現場任何形式的噪音污染和空氣污染都無法逃避。他們的工作過程是完全可以控制的，不僅工作場地穩定，而且工作業績與他們的身體行為密切相關。長友現代農業公司應參照“現場操作類”薪酬結構的選擇確定方法，重新設計“基礎+獎勵工資”的薪酬結構。
（四）創新企業人力資源開發管理方式
新型工業化的基本要求之一是人力資源得到充分發揮。開發人才資源就是創造性地發掘人的潛能和提升人的素質與能力。在知識經濟時代里，新的機遇、新的挑戰、新的發展對民營企業人才資源開發創新提出了新的更高要求。一是人力資源開發要不斷地自我革新。人力資源是一種特殊的、具有創造力的資源。人力資源部門工作只有不斷地創新才能適應新形勢的需要。二是人力資源部門要成為組織經營的戰略規劃合作伙伴。三是人力資源部門的從業人員應具備適應創新時代的能力。
現代人力資源開發是一系列立足創新的多元開發機制的總和，包括教育培訓開發、配置開發、使用開發、和激勵開發。教育培訓開發是人力資源開發的重要手段，通過教育培訓開發，提高人才素質，加強人力資源能力建設，多出人才，快出人才。要注重培訓需求的誘發、引導、注重培訓內容層次化、謀劃員工的終身教育。優化智能資源的配置是發揮人才力資源創新能力的重要一環。要求做到資源配置要市場化、崗位配置要合理化。用好人是一門管理藝術。人盡其才、人適其所，最大限度地調動人才的積極性，使人力資源變為人力資本。要知人善任，引入公平競爭機制，使人人機會均等，創造條件留住人才。針對各類人才的特點，建立健全與社會主義市場經濟體制相適應、與工作業績緊密聯系、鼓勵人才創新創造的分配制度和激勵機制。
【參考文獻】
[1]劉智勇．WTO與民營企業人力資源管理[J]．鄉鎮企業民營經濟，2002，（6）．
調整管理論文范文3
論文關鍵詞:國民經濟核算資源耕地
耕地是不可缺少的重要農業資源，關系國家的糧食安全和社會穩定。然而，我國各地亂占耕地現象非常嚴重，保護耕地、防止耕地資源流失是當前一項非常迫切的戰略任務。實施耕地資源核算，建立耕地資源核算制度，能夠加強對耕地的監控和管理，是防止耕地資源流失的有效措施。2007年((政府工作報告》強調，一定要守住全國耕地不少于1.2億hm2這條“紅線”，實際上在相當長的時期內，占用耕地的各種因素不會減弱，反而有可能增強，守住這條“紅線”的前景并不樂觀。實施耕地資源核算，能夠從源頭上掌握耕地數量和質量變化情況，適時進行政策調控，有利于加強耕地資源的管理。
1實施耕地資源核算的意義
耕地資源核算是指對一定時刻一定空間范圍內的耕地資源，在充分調查、準確測量的基礎上進行實物量的核算，以及利用合理的價值評估方法，對其進行價值量的測算的過程。耕地資源核算的結果反映耕地數量和質量的存量狀況和動態變化情況。實施耕地資源核算具有以下三方面的重要意義:
1.1實施耕地資源核算是可持續發展戰略的需要
《中國21世紀議程》中指出:農業是中國國民經濟的基礎，農業可持續發展是中國可持續發展的前提和保證。在農業的各個要素中，耕地資源已成為評價和衡量農業可持續發展的重要指標。然而，近年來隨著經濟的發展和城鎮化步伐的加快，各地占用耕地的現象非常普遍。國土資源部公布的最新數據顯示，2006年我國耕地面積為1.22億hm2，而2000年我國耕地面積為1.28億hm2，我國耕地6年凈減少約666.67萬hm2。耕地數量的大幅減少必然會影響我國農業的可持續發展，最終影響中國可持續發展戰略的實施。中國要想實現其可持續發展的目標，必須防止耕地資源的進一步流失。當前我國耕地統計核算制度缺乏連續性和系統性，很難及時發現耕地的變化及變化的原因，這無法適應國家社會和經濟持續穩定發展的戰略目標。因此，必須建立更為科學有效的耕地資源核算制度，每年對耕地資源進行核算，發揮其“監控器”和“報警器”的功能，實現對耕地資源的有效控制和管理，確保耕地絕對數量不減少。
1.2實施耕地資源核算是加強耕地管理的需要
由于人口增加、農民生計所迫和社會需求強烈等原因，掠奪式生產經營方式未得到根本改變，致使近年來耕地質量不斷下降，現在耕地中劣質耕地約占耕地總面積的35%—45%。然而，我們國家在耕地管理方面重數量、輕質量的問題嚴重。實際工作只停留在耕地丈量的范疇，缺失質量核算這就使國家無法準確全面地把握土地資源的經濟社會價值現狀，更難以防范耕地資源的隱性流失。實施耕地資源核算將會解決這一問題，耕地資源核算不僅對耕地的實物量進行核算，同時還對耕地的價值量進行核算，客觀地反映耕地的質量情況，能夠對耕地資源作出全面系統的評價，從而提高耕地的管理水平。
1.3實施耕地資源核算是改革國民經濟核算體系的需要
現階段，我國采用的國民經濟核算體系只重視經濟產值及其增加速度，資源消耗無法在國民經濟中反映出來。一個國家的礦產耗盡，森林大量減少，水源短缺，空氣污染，可是國民經濟核算卻表明收益增加，經濟運行良好，這顯然是不合理的。在這種國民經濟核算制度下，必將導致盲目追求經濟增長，造成自然資源的毀滅性破壞。因此，必須改革我國的國民經濟核算體系，將自然資源核算納人國民經濟核算體系中，綜合反映經濟增加值和對資源造成的消耗。然而，我國資源核算的理論和實踐并不成熟，尚未形成涵蓋所有資源的核算理論和方法。實施耕地資源核算能夠進一步充實和完善資源核算的內容，加速資源核算在我國的研究和應用，推動新的國民經濟核算體系(SEEA)的實施。
2耕地資源核算的基本理論
耕地資源核算作為資源核算體系的一部分，其基本理論和資源核算是一致的，其內容以資源核算和土地資源核算為基礎。
2.1耕地資源核算的主體
耕地資源核算的主體是政府。政府應該指定專門的機構(例如農業部、國土資源部、國家統計局等)來實施核算。耕地資源核算至少每年開展一次，實際核算過程應按照行政級別自上而下地進行部署、自下而上地逐級匯總核算。
2.2耕地資源核算的內容
與土地資源核算相對照，耕地資源核算應該包括兩方面的內容，一方面是實物量核算，另一方面是價值量核算。所謂實物量核算，是指對耕地數量方面的測算，側重于“量”的確定，主要使用土地丈量等基本方法，實物量核算是耕地資源核算的基礎;價值量核算，是對耕地的價值水平進行合理的評估，綜合反映耕地的經濟價值，側重于“質”的評定，由于土地的“質”屬于數學上邊界難以準確劃分和界定的處理對象，因此這一過程可通過模糊數學的手段來實現。價值量核算是耕地資源核算的重點，是耕地轉化為貨幣形態的重要過程。
實物量和價值量又都包括存量和流量兩個方面，存量和流量反映耕地資源的不同屬性。存量記錄某一時刻的數值，側重描述量的多少，是靜態數據;流量反應不同期間數值的變化，側重反應變化的程度，是動態數據。耕地資源核算應該包括實物量存量、實物量流量、價值量存量和價值量流量四個數據指標。
2.3耕地資源核算的程序
一項完整的耕地資源核算主要包括界定核算對象，實物量核算，價值量核算，存量和流量核算以及納人國民經濟核算體系等部分。
實施中，首先應該確定核算對象，界定核算的范圍和特征，其次進行實物量核算，之后通過數學模型估計測算耕地的價值量。這時實物量和價值量都是存量數據，最后通過相鄰兩次存量數據的比較得出流量數據，反映耕地資源的增減變化，這就是流量核算。
耕地資源核算乃至資源核算的最終目標是納人國民經濟核算體系，建立以綠色GDP為核心指標的國民核算。但從當前形勢看，綠色GDP核算的實施還存在很大的難度，納人國民經濟核算體系還需要時間。因此，現階段我們先不考慮耕地資源核算納人國民經濟核算體系的問題，等到條件成熟再將其納人國民經濟核算。
3耕地資源核算方法
一項完整的耕地資源核算包括耕地資源實物量和價值量核算兩部分，既要進行存量核算也要進行流量核算。
3.1耕地資源的實物量核算
耕地資源實物量核算主要反映耕地核算期初和期末的實物存量以及期內的變動情況，目的是采集有關耕地屬性的精確數據。實物量核算主要是耕地測量，在技術方面主要采用土地丈量的方法，隨著技術的進步，土地丈量已發展為更為先進的技術和手段，主要有GPS技術、電磁感應技術等。耕地實物量核算的應用技術已經比較成熟，不是本文研究的范疇。
實物量核算可以借助賬戶來完成，這些賬戶通常都采用會計賬戶形式和復式核算方法，一般包含期初結存數、本期增加、本期減少和期末結存數等內容。這些內容滿足基本平衡關系:期末存量二期初存量+本期增加一本期減少。
3.2耕地資源的價值量核算
價值量核算賦予耕地資源一種貨幣性價值，是反映和揭示耕地質量的一種方法。耕地價值量核算的方法比較多，目前能夠為多方面接受的是收益還原法。這種方法以土地收益為理論依據，認為土地價格是土地收益的資本化，土地價格的高低取決于土地收益的大小。
這種方法的基本公式為:
MV=a/r
其中MV為耕地的市場價值，a為耕地的年純收人，r為耕地的還原利率。
首先要確定耕地的年純收人，其在數值上等于耕地的總收益減去耕地的總費用。
耕地總收益的計算取決于各種農作物的種植面積以及主產品和副產品當年的產量和市場價格。計算時可根據各種作物的種植面積，對各作物收益進行加權求和。用公式表示為:
其中R為耕地總收益，m;為第i種農作物的客觀產量，P"為第i種農作物的平均市場價格，k;為第i種農作物的播種面積，n為農作物種類數。
耕地總費用主要包括物質費用、人工費用、投資機會成本和相關的農業稅費等，其中人工費用采用工作日乘以勞動日工資價格來計算，投資機會成本等于物質費用與社會平均利潤率的乘積。
其次要確定還原利率。還原利率的確定是評估耕地市場價值的關鍵。具體測算耕地的還原利率時，通常采用”安全利率+風險調整值”的方法進行測算。通常取一年期定期存款利率為安全利率。對于一般種植業用地來講，其風險調整值可以在1%—2%左右，而種植多年生經濟作物的農地風險調整值可以大于5%甚至10%。
3.3存量和流量核算
調整管理論文范文4
關鍵詞： 思想政治理論課 大學生 學習心理
“高等學校思想政治理論課承擔著對大學生進行系統的理論教育的任務，是對大學生進行思想政治教育的主渠道”［1］，為了解當代大學生對思想政治理論課的學習情況，增進思想政治理論課的教育教學實效性，筆者對全國四所高校的大學生思想政治理論課的學習情況進行了抽樣調查，選取學生對思想政治理論課的學習心理的維度，多角度地審視大學生思想政治理論課的學習心理問題并提煉其特點，從教師、學生、教學環境、教學內容、教學方式五個方面分析其成因，研究其對策。
一、調查對象與內容
此次問卷調查抽取了全國四所高校（南方醫科大學，廣東韓山師范學院，甘肅民族學院，湖南邵陽學院）的大學生進行了思想政治理論課的學習心理情況調查，共發問卷1667份，回收問卷1662份，有效答卷1660份，回收率為99.7%，問卷調查共設40個題目，其中單選題37個，多選題3個。問卷內容涉及學生學習心理的學習需要、學習動機、學習態度、學習動力等方面，并就學生對思想政治理論課的學習心理問題進行了原因分析。
二、調查的結果與分析
（一）調查結果顯示，當前大學生對思想政治理論課的學習心理問題歸納起來主要有以下四個特點。
1.學習需要上的被動性
有些大學生對思想政治理論課的學習需要意識不強，這些學生是學?！耙覍W”，而不是“我要學”，沒有真正意識到通過對思想政治理論課的學習能強化自身思想道德素質，提高政治素養，改善自我的思維方式，提升處世能力。他們視思想政治理論課的學習為一種外在的要求。問卷結果表明，有30.4%的學生認為學習思想政治理論課是為了拿學分，甚至有7%的學生認為沒有必要學習思想政治理論課，25.4%的學生認為學習思想政治理論課基本沒作用，31.6%的學生認為想政治理論課對今后的發展幫助不大。
2.學習動機上的功利性
“學習動機是推動、引導和維持人們進行學習活動的一種內部力量或內部機制，它是影響學生學習活動得以發動、維持、進行直至完成的內在動力”［2］。調查顯示，大學生對思想政治理論課的學習動機較為欠缺，大學生認為專業課的學習比思想政治理論課的學習更重要的占54.5.%，他們認為專業學習更為重要，思想政治理論課的學習只不過是政策的要求，它與將來的就業與發展聯系不大，即使被動地選擇學習思想政治理論課，也更多地把它看作獲取學分和評優評先之需。
3.學習態度上的消極性
大學生對上思想政治理論課普遍存在輕視學習的態度，甚至部分學生厭學情緒嚴重。問卷結果表明：有45.1%的學生認為自己上思想政治理論課會有遲到的情況，45.9%的學生認為自己上思想政治理論課會有曠課的現象，甚至4.3%的學生認為自己在上思想政治理論課時從來沒有認真聽講過。學習態度與學習興趣密切相關，大學生的學習興趣的強弱體現其學習態度的積極還是消極。當問及學生是否喜歡上思想政治理論課時，有46.5%的學生表示對上思想政治理論課沒感覺，興趣不大，這表明有相當一部分學生學習態度是消極的。
4.學習動力上的不足性
大學生對思想政治理論課的學習過程中普遍存在應付心理，缺乏學習的熱情與動力。這表現在：上課時，有的學生“人在曹營心在漢”，有的學生看其他書籍或者睡覺，缺乏主動參與課堂學習的動力。課余時間，更是逃避學習，很少看與思想政治理論課相關的書籍。調查表明：多數學生學習情感復雜，學習動力上存在明顯的不足，43.2%的學生反映學習的最大困惑是目標模糊、動力不足。
（二）大學生思想政治理論課學習心理問題的原因分析。
1.大學生自身方面的因素
（1）大學生存在“功利化的價值觀”取向，導致對思想政治理論課的學習需要意識淡薄。
功利化的價值觀，按鄭永廷教授的觀點，認為，其“信奉的是實用主義哲學，追求的是立竿見影的效果，衡量的是個體利益指標，隱藏的是浮躁的心態”［3］持這種價值取向的學生，在學習上往往把思想政治理論課的學習同專業課的學習對立起來，重視專業知識、科學知識能力的培養，而忽視思想道德素質，人文精神的培育；重視強化自身的工具意識（如：外語，電腦的學習和應用），而忽視對自身綜合素質的全面發展。這類學生往往從功利主義角度認為知識管用的就是自己所學的專業知識，因為它對自己找工作直接有用。與此相反，那些對大學生來說主要是間接有用、潛移默化有用、終身有用的思想政治理論課理論知識，就認為這些知識本身就是無用的，或者作用不大。因而，大學生在思想政治理論課學習上不如專業課及其他公共課那樣有強烈的需要意識，缺乏作為接受思想政治理論課的主體而去主動參與。這具體表現在：對思想政治理論課的學習提不起興趣，有的純粹是為了修學分而接受思想政治理論課，對思想政治教理論課表現出若即若離的態度，甚至有的學生認為思想政治理論課的開設是多余的。大學生這種功利主義價值觀，對思想政治理論課的需要意識的淡薄，導致了對思想政治理論課的學習缺乏主動性，沒有持續的動力和積極的學習態度來完成思想政治理論課的學習，由此而產生了學生在思想政治理論課學習中表現出學習需要的被動性，學習動機上的功利性，學習態度上的消極性。
（2）大學生自身存在的心理障礙及壓力。
大學生對思想政治理論課學習的心理障礙主要表現有“狂妄與自大、逆反心理、應付心理、自卑心理、厭倦心理、排斥心理”［4］，存在心理障礙的學生往往不能客觀與理性地對待自己的學習，一旦學習受挫，則容易意志消沉，自我意識易產生偏差，對學習沒有熱情，或對學習產生偏見，對思想政治理論課的學習也就會武斷地認為是非專業課可以放在一邊。同時存在心理障礙的學生也易受朋輩心理的影響，缺少自己的主見，學習情緒不穩定。
大學生在競爭壓力、學習壓力、就業壓力等各種壓力下，往往會以實用主義的心態應對，由此，重視專業知識、眼前利益，而沒想到要通過思想政治理論課的學習，確立理想信念，激發內在精神動力轉化外在壓力的價值取向的方向，
2.教師方面的因素
（1）部分教師的教育教學理念存在偏頗。
在教學實踐中，部分教師對思想政治理論課教育教學持教育“社會本位論”的觀點，而沒有注意到思想政治理論課教學有別于其他學科的知識傳授和技藝訓練，它更注重培養學生樹立正確的價值觀，并將其內化到學生的社會行為中。教師僅把教學當成是傳授知識的活動，在一定程度上忽視了學生的個性化及主體性，這就在根本的意義上淡化了思想政治理論課的育人功能，也壓抑了學生在思想政治理論課上學習的主動性、積極性和創造性。
（2）當前部分高校思想政治理論課教師自身素質還有待提高。
有些教師自身的政治理論和思想道德素質欠缺，對不堅定，不信仰，對自己的職業角色缺乏自豪感，事業心不強，因而在教學中表現為：沒有花更多時間去思考如何使教學內容更充實，授課更生動，更有吸引力。思想政治理論課需要教師具備一些經濟學、政治學、哲學、歷史學等相關學科知識，而有些教師知識面較窄，科學文化素質不高，甚至有些教師的人格及生理和心理素質欠缺。這些都會在不同程度上影響到教師的教學有效性，從而使學生在思想政治理論課的學習中表現出缺乏學習的熱情，學習動力不強。
3.思想政治理論課教學環境的因素
（1）社會環境中的消極因素。
當前社會正處于轉型期，社會上存在的浮躁、急功近利等不良現象，也給大學生帶來了一定的影響。在一些大學生中出現了講功利、圖實惠的實用主義學習觀和就業觀，因而對思想政治理論課的學習也易產生抵觸情緒。
當今社會也正處于信息網絡時代，互聯網知識資源共享給大學生帶來大量的知識和信息的同時，資產階級自由化思想，各種社會思潮等非思想也魚龍混雜而來。網上的這些消極信息對社會閱歷不深的大學生來說具有很大的迷惑性，一些缺乏良好的認知判斷能力的大學生極易受到消極負面信息的誘變，對正確的思想政治教育持存疑甚至排斥心理。
（2）學校環境中的消極因素。
一些高校較多注重專業學科建設，而對思想政治理論課的學科建設重視不夠，把較多的精力放在學校的硬環境建設上，而較少注重大學人文精神的培養及大學生思想政治教育工作等軟環境的建設。在教學管理機制上，有些高校簡單地把思想政治教育放在做學生工作的輔導員及思想政治理論課教師身上，忽視了思想政治教育工作是每一位教師的職責這一共識。這樣，學校的思想政治教育的有效性難以得到真正發揮，學生對思想政治理論課的學習興趣也就提不起來。
（3）家庭環境中的消極因素。
“一個人對客觀現實的認識，往往是從家庭環境、家長的言行舉止開始的，不同的家庭教育與環境產生的結果也會截然不同”［5］，家庭在學生成長的過程中，一直產生潛移默化的影響，有的家境貧寒，有的父母離婚，有的單親等，這客觀上容易使一些意志脆弱的學生產生自卑、自暴自棄的心理；有的父母對子女過分溺愛、嬌慣，導致部分大學生個人中心主義嚴重，集體主義觀念薄弱；有的家長自身思想素質不夠，自身榜樣力量不夠，很容易使其子女效仿，導致思想道德修養也不夠高。所有這些使得家庭環境應有的思想政治教育功能難以充分發揮，也制約了高校思想政治教育中學生積極性的培育與發揮，學生學習思想政治教育理論課也就覺得枯燥乏味。
4.思想政治理論課教學內容的因素
審視思想政治理論課的教學內容，部分課程的教學內容聯系實際不緊密，缺乏現實性、時代感，特別是道德品質養成教育的內容較為少見，而一些反映新時代要求和大學生精神發展需要的內容沒有及時納入教學體系，這些會在不同程度上導致學生對思想政治理論課不感興趣，學習的積極性降低。比如，在調查問卷中問及學生學習思想政治課的感受時，很多學生提及課堂設置的教學內容是理論性太強，講大道理，聯系學生的思想生活實際的內容較少，并且回避了一些社會現實和大學生思想實際的熱點、難點問題。這樣，學生覺得理論的東西太多，太抽象，提不起學習興趣，學習動力自然就不足了。
5.部分高校思想政治理論課教學方式多樣化不足
高校思想政治理論課教學實踐中，一些教師教學方式較為單一，在教學中“灌輸”得多，過多注重書本內容，脫離大學生的思想實際，導致大學生個性發展受制約、創造性思維受束縛；一些教師忽略學生知識、素養的內化過程，以思想政治理論、道德規范宣講取代思想政治及品性修養，淡化了學生在思想道德、政治品格上的養成教育；一些教師較少運用網絡進行思想政治理論課教學，這樣與學生的交流隨之減少；一些教師上完課就走，與學生溝通較少，缺乏親和力。在教學評價上，方式單一，要么是出些提綱讓學生背，要么是開卷考試，使得知性與德性分裂，這樣，自然影響到學生對思想政治理論課的學習興趣。
三、結論
綜上分析，我們必須在“以生為本”的教學理念指導下，有針對性地從教師、學生、教學環境、教學內容、教學方式五個方面下工夫，研究相應對策，努力化解影響當今大學生學習思想政治理論課的學習心理問題，增進大學生對思想政治理論課的學習興趣與動力，從而為我們在新形勢下不斷開創大學生思想政治教育新局面，樹立大學生正確的世界觀、人生觀、價值觀，更好地培養中國特色社會主義事業的合格建設者和可靠接班人做出踏實的努力。
參考文獻：
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調整管理論文范文5
論文關鍵詞：外商直接投資，環境庫茲涅茨假說，污染天堂假說
一、引言
隨著經濟發展，全球環境的承載壓力越來越大。經濟學家也密切關注環境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環境質量隨著經濟的增長呈現出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。
環境竟次理論是指不同國家或地區間對待環境政策強度和實施環境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環境標準而使本國的工業失去競爭優勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環境標準和次優的環境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經濟競爭時更低的環境標準，從而加劇全球環境惡化。
“污染天堂假說”認為在一國單方提高環境標準的情況下，國內企業和環境標準低的外國企業相比失去其競爭優勢，從而使高環境標準國家的企業將生產轉向低環境標準國家。若在實行不同環境政策強度和環境標準的國家間存在自由貿易，實行低環境政策強度和低環境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業所承受的環境成本相對要低。在該國進行生產時，其產品價格就會比在母國生產出同樣產品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產方面具有更大的優勢。這種由成本差異所產生的“拉力”會吸引國外的企業到該國安家落戶。
Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業運用的生產和污染消除技術通常比東道國本地的企業更先進和更有利于改善環境。如果這些企業能夠替代部分東道國同行業低效生產的企業， 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發現中國的FDI存量與環境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現出 “污染避難所”效應 [3]。
二、變量選取及模型構建
（一）東部和中部的FDI區域分布
改革開放以來，中國吸收外商直接投資數量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區，主要集中于東部地區項目管理論文，東部地區主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。
圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖2中國東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖3中國中部八省2003～2008年FDI區域分布（億美元）
（二）變量選取
考慮統計口徑一致和數據的連續性，選取工業廢氣排放總量（億標立方米）、工業廢水排放總量（萬噸）、工業固體廢物產生量（萬噸）、工業固體廢物排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業二氧化硫排放量（萬噸）為環境污染指標；人均地區生產總值（元）作為經濟增長指標，此外，考慮國際貿易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量，Y表示人均地區生產總值（元），FDI表示外商直接投資（萬美元）。環境污染指標數據根據1986至2009年中國統計年鑒相關數據整理項目管理論文，地區人均生產總值和外商直接投資數據根據1986至2009年?。ㄊ校┙y計年鑒相關數據整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數，LNY、LNFDI分別表示人均地區生產總值和外商直接投資的自然對數。本文中東部十一個?。ㄊ校閺V東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數據研究中國東部和中部?。ㄊ校〧DI的對環境影響的差異。
（三）模型設定形式
由于面板數據模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數估計的有效性。根據截距向量和系數向量中各分量限制要求的不同，面板數據模型可分為無個體影響的不變系數模型、變截距模型和變系數模型三種形式。在面板數據模型估計之前，需要檢驗樣本數據適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：
，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T
其中N表示個體截面成員的個數，T表示每個截面成員的觀察時期總數，參數表示模型的常數項，表示對應于解釋變量的k×1維系數向量，k表示解釋變量個數。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：
H1:個體變量系數相等；H2:截距項和個體變量系數都相等。
如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數混合估計；如果H2被拒絕，則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數。變系數、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3，面板個體數量為N，面板時間跨度為T，根據Wald定理在H2假設條件下構建統計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統計量F1，其中：
～F[(N-1)(K+1)，N(T-K-1)]
～ F[(N-1)K，N(T-K-1)]
若計算得到的統計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續檢驗假設H1。反之，則認為樣本數據符合無個體影響的不變系數模型。若計算得到的統計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。
三、東部和中部模型回歸結果分析
利用東部十一?。ㄊ校┖椭胁堪耸〉南嚓P數據，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩序列。回歸結果見表1-表8
（一）東部和中部地區FDI對工業廢水、工業廢氣影響差異分析
表1 東部地區 LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LnFS
LnFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
24.7998(1.8722***)
49.3840(4.0923*)
-3.6806(-1.4613***)
-13.1905(-3.2263*)
0.4188(1.4567***)
1.3574 (2.9634*)
-0.0158(-1.4541***)
-0.0440 (-2.5825*)
AR(1)
0.9958(42.3684*)
0.8089 (24.7612*)
海南--LNFDI
0.1027(1.2365)
-8.0449
0.1302 (0.9513)
-3.7321
河北--LNFDI
-0.0088(-0.1280)
3.8736
0.0835 (1.1098)
0.0014
上海--LNFDI
0.0259(1.0531)
-15.5458
-0.1318(-0.9580)
1.1533
浙江--LNFDI
-0.0384(-0.5847)
10.5687
0.0745 (1.3692)
-0.4913
遼寧--LNFDI
-0.0835(-1.6476***)
-5.4319
0.0426(0.3272)
0.1718
廣東--LNFDI
-0.0392(-0.3555)
6.3472
-0.0459 (-0.3756)
0.9825
北京--LNFDI
0.0135(0.3381)
-21.1233
-0.0295(-0.4951)
-0.8745
天津--LNFDI
-0.0078(-0.1072)
-5.6961
-0.0204(-0.1636)
-1.0105
江蘇--LNFDI
-0.0415(-0.7790)
7.6127
-0.1504(-2.2292**)
2.7120
福建--LNFDI
-0.0955(-0.7093)
12.4942
-0.0186 (-0.2712)
-0.2444
山東--LNFDI
-0.0727(-2.1787*)
11.0165
0.0366 (0.7316)
0.3737
R2
0.9996
0.9985
F
21721.19
5607.094
D-W
2.2587
1.8888
注:括號內為t值，*表示1%的顯著水平項目管理論文，**表示5%的顯著水平，***表示10%顯著水平，表7-表8同。
東部工業廢水與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、上海、北京的FDI對工業廢水排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢水排放量產生負影響，遼寧在10%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。遼寧的FDI每增加1個百分點，工業廢水排放量將減少0.0835個百分點。
東部工業廢氣與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、山東的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，但t統計量不顯著。上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，江蘇在5%的水平下顯著。其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。江蘇的FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1504個百分點。
表2 中部地區LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LNFS
LNFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
16.6018(7.9671*)
11.6524(3.9031*)
-1.1320(-2.3466*)
-1.2244(-1.8624**)
0.0587(2.1385**)
0.0967(2.6877*)
AR(1)
0.7772(15.2270*)
0.8699(24.1079*)
湖南--LNFDI
-0.0333(-1.0065)
0.8689
0.0030(0.0929)
0.0309
山西--LNFDI
5.29E-05(0.0022)
-0.5998
-0.0116(-0.5248)
0.9869
吉林--LNFDI
0.0224(1.3361)
-0.8116
-0.0138(-0.8731)
-0.1019
安徽--LNFDI
0.0068(0.3212)
-0.1071
0.0848(2.0050**)
-0.5360
黑龍江--LNFDI
-0.0691(-1.3522)
0.4276
0.0047(0.1391)
-0.1447
河南--LNFDI
0.0396(1.6098***)
-0.0902
0.0587(1.1488)
-0.1023
江西--LNFDI
0.0148(0.4637)
-0.3718
0.0410(0.9293)
-0.7326
湖北--LNFDI
-0.0348(-0.7651)
0.8336
-0.0194(-0.4111)
0.6340
R2
0.9992
0.9985
F
11085.59
6243.136
D-W
1.6877
1.6591
中部地區工業廢水與人均地區生產總值呈正U型關系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI對工業廢水排放量產生正影響，山西、安徽在5%的水平下顯著，河南和江西在1%的水平下顯著，吉林的t統計量不顯著，影響最大的河南為0.1444項目管理論文，其次是江西。湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業廢水排放量產生負影響，黑龍江在1%的水平下顯著，湖南和湖北的t統計量不顯著。黑龍江的FDI每增加1%，工業廢水排放量將減少0.1025%。
中部地區工業廢氣與人均地區生產總值呈正U型關系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，湖北在5%的水平下顯著，其他省都在1%的水平下顯著。影響最大的河南為0.0819，其次是安徽。吉林、黑龍江的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，且都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.1521，即FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1521個百分點，其次是吉林。
（二）東部和中部地區FDI對工業煙塵、工業粉塵影響差異分析
表3 東部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
32.7262(2.8164*)
52.9893(3.8847*)
-10.5024(-2.6944*)
-18.5026(-4.0342*)
1.2657(2.9653*)
2.2848(4.5435*)
-0.0505(-3.2386*)
-0.0927(-5.0305*)
AR(1)
0.4000(6.1657*)
0.3097(4.5813*)
海南--LNFDI
0.0477(0.3532)
-4.19200
-0.2814(-1.2742)
-0.4495
河北--LNFDI
-0.0335(-0.3842)
0.5242
0.0267(0.2515)
-0.0456
上海--LNFDI
-0.1521(-2.7826*)
0.5767
-0.2069(-2.4847*)
0.3125
浙江--LNFDI
-0.0627(-0.8102)
-0.0833
-0.0941(-0.9720)
0.6786
遼寧--LNFDI
-0.0934(-1.0676)
1.3496
-0.0855(-0.9936)
0.9432
廣東--LNFDI
0.0402(0.4283)
-1.1402
-0.0525(-0.4761)
0.6557
北京--LNFDI
-0.2631(-2.2266**)
1.3044
0.1188(0.2863)
-2.7899
天津--LNFDI
0.0139(0.1345)
-1.7711
-0.2062(-3.3778*)
-0.2964
江蘇--LNFDI
-0.1082(-2.3398**)
1.4371
-0.0810(-1.0884)
0.7549
福建--LNFDI
-0.0546(-0.6975)
-0.9522
-0.0017(-0.0179)
-0.8758
山東--LNFDI
-0.1649(-2.4789*)
2.2796
-0.0876(-1.2915)
1.1267
R2
0.9829
0.9773
F
487.359
326.259
D-W
2.0287
2.1269
東部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、廣東、天津的FDI對工業煙塵排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、上海、浙江、遼寧、北京、江蘇、福建、山東的FDI對工業煙塵排放量產生負影響，上海、山東在1%的水平下顯著項目管理論文，北京和江蘇在5%的水平下顯著，其他省（市）的t統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2631，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2631個百分點。
東部地區工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。河北、北京的FDI對工業粉塵排放量產生正影響，但不顯著。海南、上海、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，上海、天津在1%的水平下顯著，其他省（市）t統計量不顯著。影響最大的上海為-0.2069，即FDI每增加1%，工業粉塵排放量將減少0.2069%。
表4 中部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
42.0185(1.8447**)
89.1652(3.1244*)
-13.5462(-1.6467***)
-32.1750(-3.1544*)
1.6143(1.6440***)
3.9980(3.3162*)
-0.0636(-1.6339***)
-0.1632(-3.4480*)
AR(1)
0.3172(4.1467*)
0.4488(6.0984*)
湖南--LNFDI
-0.0019(-0.0419)
-0.8825
0.0495(0.6818)
-0.8836
山西--LNFDI
-0.0189(-0.3482)
-0.0711
0.0357(0.7816)
-0.8062
吉林--LNFDI
-0.1284(-3.0416*)
0.3904
-0.1267(-3.4817*)
-0.4546
安徽--LNFDI
-0.0772(-1.4121)
-0.3836
-0.0923(-1.5097)
0.1776
黑龍江--LNFDI
-0.2387(-3.8292*)
2.0898
-0.2454(-3.2349*)
1.0407
河南--LNFDI
0.0198(0.3755)
-0.5630
-0.0493(-0.7333)
0.2108
江西--LNFDI
-0.0365(-0.7702)
-1.0183
-0.0689(-1.2353)
-0.1311
湖北--LNFDI
-0.1321(-2.4864*)
0.3379
-0.1383(-2.3095*)
0.7561
R2
0.9486
0.8592
F
155.442
46.2631
D-W
1.9311
2.1184
中部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省FDI對工業煙塵排放量產生負影響，湖南、山西和河南的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2609，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2609個百分點，其次是吉林項目管理論文，再其次是湖北。
中部工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省的FDI對工業粉塵排放量都產生負影響，湖南、山西、河南、江西的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、湖北的t統計量在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.3797，即FDI每增加1個百分點，工業粉塵排放量將減少0.3797個百分點，其次是吉林，再其次是湖北。
（三）東部和中部地區FDI對工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量影響差異分析
表5 東部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
63.4898(5.0320*)
8.7117(5.0309*)
-17.5778(-4.2654*)
-0.8248(-3.5953*)
1.7727(3.9784*)
-0.0581(-3.6181*)
AR(1)
0.8177(27.0287*)
0.5104(8.6360)
海南--LNFDI
0.2352(1.4884)
-4.4831
4.9656(3.7795*)
-49.2073
河北--LNFDI
0.2510(2.1371**)
-0.2996
0.2615(1.1668)
-0.3946
上海--LNFDI
-0.0111(-0.2948)
0.5235
2.3659(2.0572**)
-26.9802
浙江--LNFDI
0.1614(2.5550**)
-1.0426
-0.0413(-0.2534)
0.9621
遼寧--LNFDI
0.0401(0.6324)
1.9015
-0.6868(-1.5997***)
11.0885
廣東--LNFDI
-0.0459(-0.3341)
1.7425
0.2184(0.6742)
-0.9511
北京--LNFDI
0.05877(1.4172***)
-0.7293
-0.7027(-2.0111**)
10.3680
天津--LNFDI
0.1134(1.4843***)
-1.7596
0.2503(0.4228)
-2.4523
江蘇--LNFDI
0.0285(0.5063)
1.2896
0.3357(0.4981)
-2.2678
福建--LNFDI
0.0139(0.1094)
0.9179
-0.1359(-0.5610)
2.9014
山東--LNFDI
0.0754(0.5823)
1.2289
-0.7350(-3.1354*)
8.6788
R2
0.9988
0.8743
F
7269.704
53.5716
D-W
2.0843
1.8612
東部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，河北和浙江在5%的水平下顯著，北京和天津在10%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。影響最大的河北為0.2510，其次是浙江，再其次天津。上海、廣東的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，但都不顯著。
東部地區工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈遞減型關系。海南、上海、廣東、天津、江蘇的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，海南在1%的水平下顯著項目管理論文，上海在5%的水平下顯著，與其他?。ㄊ校┫啾然貧w結果反差很大，其他?。ㄊ校﹖統計量不顯著。浙江、遼寧、北京、福建、山東的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響。遼寧在10%的水平下顯著，北京在5%的水平下顯著，山東都在1%的水平下顯著，其他?。ㄊ校﹖統計量不顯著。影響最大的山東為-0.7350，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少-0.7650%。
表6 中部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
41.3077(3.8757*)
1991.625(1.8463*)
-11.3227(-2.9668*)
-941.7224(-1.8373**)
1.2302(2.7211*)
166.8861(1.8333**)
-0.0421(-2.3692*)
-13.0867(-1.8269**)
0.3829(1.8173**)
AR(1)
0.4372(6.4688*)
0.5462(7.7679*)
湖南--LNFDI
-0.0192(-0.6301)
-0.1254
0.1453(0.7240)
-3.5711
山西--LNFDI
0.0619(3.2135*)
-0.0267
0.1310(0.7933)
-1.5068
吉林--LNFDI
-0.0386(-2.2811**)
-0.3432
-0.1869(-1.3899)
-2.2181
安徽--LNFDI
0.0208(1.1657)
-0.2012
-1.0940(-3.7083*)
5.2815
黑龍江--LNFDI
-0.1889(-6.3619*)
1.8097
-0.9583(-1.7057***)
4.9852
河南--LNFDI
0.0880(4.0322*)
-0.9111
-0.3186(-1.6994***)
-0.2906
江西--LNFDI
0.0263(1.0920)
0.0630
-0.1247(-0.6319)
-1.8346
湖北--LNFDI
-0.0037(-0.2067)
-0.2943
-0.2196(-0.9938)
-0.5911
R2
0.9988
0.9100
F
7004.577
75.3401
D-W
1.8913
2.1274
中部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、安徽、河南、江西的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，安徽和江西的t統計量不顯著，山西和河南在1%的水平下顯著，影響最大的山西為0.0698，其次是河南。 湖南、吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，湖北的t統計量不顯著，湖南、吉林、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2256項目管理論文，即FDI每增加1個百分點，工業固體廢物產生量將減少0.2256個百分點，其次是吉林。
中部工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈四次曲線關系。湖南、山西的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，山西在10%的水平下顯著。吉林、安徽、黑龍江、河南、江西、湖北的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響，河南、江西在5%的水平下顯著，湖北在10%的水平下顯著，吉林、安徽、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-1.4849，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少1.4849%，其次是安徽，就FDI對工業固體排放量的影響來說，兩省與其他省形成很大反差。
（四）東部和中部地區FDI對工業二氧化硫排放量影響差異分析
表7 東部地區LNSO2模型參數估計結果
LnSO2
變量
參數
固定效應
α
1.7784(10.4264*)
0.2475(7.8184*)
AR(1)
0.3621(5.9372*)
海南--LNFDI
0.3036(4.0824*)
-6.565940
河北--LNFDI
-0.0529(-2.2161**)
1.448053
上海--LNFDI
-0.1001(-3.0210*)
0.746609
浙江--LNFDI
-0.0234(-0.8374)
0.436150
遼寧--LNFDI
-0.0544(-0.9538)
1.100451
廣東--LNFDI
0.1235(2.4580*)
-1.469815
北京--LNFDI
-0.2192(-3.0616*)
1.380896
天津--LNFDI
-0.0549(-0.8785)
-0.400097
江蘇--LNFDI
-0.0603(-2.5470*)
1.401587
福建--LNFDI
0.0628(1.1849)
-1.772079
山東--LNFDI
-0.1212(-3.8939*)
2.635766
R2
0.9960
F
2306.281
D-W
2.1367
東部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈遞增型關系。海南、廣東、福建的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，海南和廣東在1%的水平下顯著項目管理論文，福建的t統計量不顯著。影響最大的海南為0.3036，其次是廣東。河北、上海、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，河北在5%的水平下顯著，上海、北京、江蘇和山東在1%的水平下顯著，浙江、遼寧、天津和福建的t統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2192，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.2192個百分點，其次是山東，再其次是上海。
表8 中部地區LNSO2模型參數估計結果
LNSO2
變量
參數
固定效應
α
49.7283(2.7411*)
-16.4410(-2.5267*)
1.9236(2.4931*)
-0.0729(-2.3995*)
AR(1)
0.4471(6.3202*)
湖南--LNFDI
-0.0502(-1.6367***)
0.5336
山西--LNFDI
-0.0027(-0.0862)
0.3643
吉林--LNFDI
-0.0347(-1.1924)
-0.6959
安徽--LNFDI
-0.0331(-1.0058)
-0.1321
黑龍江--LNFDI
-0.0817(-1.8392**)
-0.0178
河南--LNFDI
0.0577(1.3970)
-0.4663
江西--LNFDI
-0.0021(-0.0525)
-0.5978
湖北--LNFDI
-0.1256(-3.4697*)
1.1308
R2
0.9859
F
591.498
D-W
2.0540
中部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、河南的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，但t統計量不顯著。湖南、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，湖南、安徽、江西在5%的水平下顯著，吉林、黑龍江、湖北在1%的水平下顯著。影響最大的湖北為-0.1255，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.1255個百分點項目管理論文，其次是黑龍江，再其次是吉林。
從以上回歸結果分析顯示，東部十一?。ㄊ校┑奈廴局笜伺c人均地區生產總值大多呈現倒N型關系。相對來說，上海、北京、山東、江蘇、天津和遼寧的FDI是“清潔”的。東部多數?。ㄊ校┑腇DI對工業廢水、工業廢氣、工業粉塵、工業煙塵、工業二氧化硫產生負向影響，而多數?。ㄊ校┑腇DI對工業固體廢物的排放量和工業固體廢物產生量產生正向影響。中部八省的污染指標與人均地區生產總值呈現正U型和倒N型關系，工業固體廢物排放量出現四次曲線關系。中部地區FDI相對較“清潔”的是黑龍江、吉林和湖北。中部八省只有部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣、工業固體廢物、工業二氧化硫排放量和工業固體廢物產生量產生負向影響，即有利于環境改善，大部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣產生正影響。
四、結論
東部地區的遼寧、山東的FDI對工業廢水排放量產生顯著的負影響；中部地區只有河南的FDI對工業廢水排放量產生顯著的正影響。東部地區江蘇的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的負影響；中部地區安徽的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的正影響。東部地區的上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響。上海、天津的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、浙江、北京天津的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響；中部的地區的吉林、黑龍江的FDI對工業固體產生量產生顯著的負影響，山西的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響。東部地區的遼寧、北京、山東的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響，海南和上海的FDI對工業固體排放量產生顯著的正影響；中部地區的安徽、黑龍江、河南的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響，海南、廣東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的正影響；中部地區的湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響。東部地區FDI最“清潔”的是北京，其次是上海；中部地區FDI最“清潔”是黑龍江，其次是吉林。需進一步研究北京的FDI產業分布，借鑒經驗調整中國FDI的區位和產業分布。東部和中部省（市）的FDI對污染指標的影響存在較大差異，總的來說，東部地區的FDI比中部地區的更清潔，這可能是因為中國的FDI主要集中于東部地區，因而存在有結構效應和規模效應。寬松的環境管制是吸引外商直接投資進入的一個重要因素，具有一定的“污染避難所”效應特征，但中國并未成為一個世界的“污染避難所”。
參考文獻
[1]Grossman G，Krueger A.Environment Impactsof The North American Free Trade Agreement.NBER， [R] Working Paper，No3914，1991
[2]Eskeland，G.S.and Harrison，A.E.“Moving to Greener Pasture? Multinationalsand the Pollution Haven Hypothesis，”Journalof Development Economics. 2003，70 (1)：1- 23.
調整管理論文范文6
【概述】 由美國次貸危機引發的金融風暴已經席卷全球,銀行業、保險業等虛擬經濟資金鏈的斷裂,導致制造業等實體經濟受到沖擊,我國以出口為主的外向型經濟受到的影響更大。外部總體環境的不確定和經營環境的惡化,要求為管理決策提供信息支持的管理會計更具戰略視野,本文擬就金融危機環境下戰略管理會計的應用進行探討。
一、戰略管理會計的內涵及其發展過程
二、戰略管理會計的認識
1、戰略經營系統對管理會計的沖擊
2、決策會計與業績評價會計的融合
三、金融危機下我國企業經營環境分析
1、 國外需求減少,出口受阻
2、 國際競爭加劇,貿易保護主義抬頭
3、 國家宏觀調控力度大,效果顯著
四、金融危機環境下戰略管理會計應用研究
1、戰略目標制定
2、戰略成本管理
3、戰略性經營投資決策
4、戰略業績評價
五、責任會計再造：現金流量的視角
1、現金流量評價的重要性
2、責任會計中責任概念的變遷
3、資金責任會計：現金流量經營的產物
六、小結
戰略管理會計是面向未來和面向市場的動態的管理會計,注重提供長遠的、全局的、戰略性的管理決策信息。而金融危機是短暫的,其對企業的影響是暫時的,它既會提高企業的經營風險,也會帶來某些機遇。管理者應當注意到危機引起的經營環境變化,適當調整短期經營計劃,以規避經營風險;更應該審時度勢,用長遠的放眼全球的戰略視野,抓住企業發展的契機,取得更好的發展?；趹鹇越洜I系統的管理會計研究試圖探求新的管理方式和實踐方法去適應時代變遷的新潮流，并把新的管理會計理論與方法轉化為實際的商業行為。如果在企業實踐中管理會計創新活動能夠得到很好的理解和正確的應用的話，企業經營過程中的風險將被降到最低，而機會則更大。
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