西部五省（精选6篇）
西部五省 篇1
“丝绸之路”是一条具有深远历史意义、在人类经济文化交流上扮演着“交通大动脉”重要角色的国际通道,但到21 世纪,这条曾经盛极一时的交通大动脉与其他通道相比,却已萧条冷清了许多。沿线城市均位于中国内陆腹地,这些曾在历史上商旅不绝的城市拥有着丰富的石油、天然气、矿产等宝贵的自然资源,由于交通基础设施长期落后,导致这些地区经济发展停滞,曾经辉煌一时的古丝绸之路反而成为制约当代西部地区发展的“瓶颈”,严重困扰着该地区境外贸易的推进,在中国、中亚地区之间形成了一个经济凹陷带。“2007 欧亚经济论坛”将打造“新丝绸之路”这条“黄金之路”的计划被提上日程。欧亚国家决定联手投资192 亿美元,复兴这条曾为人类文明做出巨大贡献的“经济大动脉”。在“十二五”区域协调发展的重要时期,深入分析“新丝绸之路”经济带交通基础设施投资与经济增长的动态关系,解决此类问题具有重要的理论与现实意义。
一、文献综述
20 世纪40 年代以前,国外学者并不将基础设施投资作为一个变量引入经济增长分析,只是将基础设施投资与技术、政治等因素一起归结到技术变量中。20 世纪40 年代后,Boarnet等率先提出了基础设施投资应作为经济增长的因素之一引入分析。Aschauer(1987)首次将基础设施投资作为内生变量引入产出模型中,得出了交通等基础设施对经济增长有重要作用的结论,开启了整个90 年代的基础设施弹性估算热潮。Aschauer(1989)以政府基础设施投资对私人部门总产出的影响为研究对象,认为基础设施资本的增加导致了经济的增长,以基础设施对总产出(GDP)的效应为对象的研究表明经济增长带动了基础设施资本的增加。
国内学者20 世纪80 年代关于基础设施投资研究偏重介绍和引进国外理论,较早的研究文献是沈越编译的关于苏联基础设施建设与经济增长的研究。刘伦武(2005)通过研究基础设施投资模型对经济增长推动作用的动态计量模型,运用误差修正模型定量分析了中国及其东、中、西部地区基础设施对经济增长推动作用,在模型中,分析了基础设施投资GDP的弹性系数,其弹性越大,推动效率越高,得出基础设施投资在国民经济中起重要的作用,能够极大地刺激GDP的增长。张学良(2007)通过对中国交通基础设施水平与区域经济增长之间的关系的研究,揭示了交通基础设施水平与中国区域经济增长之间的关系,并讨论了交通先行在中部崛起中起的作用。钱晓英等(2007)运用协整检验对我国1980—2005 年物流发展水平、固定资产投资和国内生产总值的年度经济数据进行了分析,指出三者存在长期稳定关系。
二、实证分析
1、变量定义
GDP是衡量一个国家或地区经济水平的重要指标和方法,它是指一个国家或地区在一年内所有常住单位生产活动的最终成果的价值形态。以GDP为被解释变量。根据中国统计年鉴对于交通运输业的统计指标的定义,本文选取的交通基础设施投资包括交通运输、仓储、邮电业基础设施投资额。以陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆五省的交通基础设施投资额为解释变量,用TR表示。
2、模型构建
由于大多数经济时间序列是非平稳的,如果直接将非平稳的时间序列当作平稳的时间序列进行回归分析,则可能带来不良的后果,如伪回归问题,在利用时间序列分析问题的时候,首先需要检验时间序列是否平稳,目前最常用的方法是单位根检验。然后分析经济增长与交通基础设施投资之间是否存在协整关系,当且仅当多个非平稳变量之间具有协整性时,由这些变量建立的回归模型才有意义,具有协整关系的非平稳变量可以用来建立误差修正模型。由于误差修正模型把长期关系和短期动态特征结合在一个模型中,因此既可以克服传统计量模型忽视伪回归的问题,又可以建立差分模型忽视水平变量信息的弱点。
本文中的数据来源于《中国统计年鉴》中1986—2013年的数据,且已经折算为1985 年不变价计算的实际值,从而剔除了价格变动波动的影响。为了消除异方差性,对GDP、TR分别进行了对数转换。
3、单位根检验———ADF检验
从表1 中可看出:GDP、TR的ADF值均大于1%水平下的临界值,接受原假设,即说明时间序列是非平稳的。经过一阶差分后,ADF统计量均小于1%显著性水平下的临界值,即拒绝了原假设,说明时间序列是平稳的。也就是说,GDP、TR是一阶单整序列,可用于协整检验。
4、协整检验
为了证明非平稳变量之间是否蕴含着长期稳定的均衡关系,需要进行协整检验。本部分采取E-G两步法对LNGDP和LNTR进行协整检验。
(1)首先运用最小二乘法对LNGDP和LNTR时间序列进行回归分析,得到如下方程:
拟合优度分析。根据可决系数R^2 可以看出,该线性回归模型拟合度很高,即很好地将所有数据拟合在一条直线上。
显著性检验。从回归结果可知,在显著性水平位5%的情况下,T值显著大与临界值,故拒绝原假设,系数显著不为零。
自相关检验。本文采用DW检验法,通过查表可知,当n=28,k=1 时,d L=1.328,Du=1.476,在5%的显著性水平下,该模型不存在自相关。
(2)残差序列平稳性检验
从表2 的检验结果可看出,在10%的显著性水平下,ADF值小于临界值,从而拒绝原假设,表明残差序列不存在单位根,是平稳序列,说明GDP、TR之间存在长期均衡的协整关系。
5、误差修正模型
协整检验中的方程反映两者之间的长期均衡关系,而长期均衡是由短期波动的不断调整来实现的,长期均衡的协整方程将短期的非均衡状态拉回均衡状态。这种长短期的调整力度可由误差修正模型来反映,为此将长期均衡模型所产生的残差序列作为解释变量引入,得出的误差修正模型如下:
上述估计结果表明,国内生产总值的变化不仅取决于交通基础设施投资的变化,而且还取决于上一期国内生产总值对均衡水平的偏离,误差项 ξt-1估计的系数0.0421 体现了对偏离的修正,上一期偏离越远,本期修正的量就越大,即系统存在误差修正机制。
三、结论与建议
本文以“丝绸之路”经济带西部五省为样本,分析了交通运输基础设施投资对经济增长的影响作用,从推动系数看,西部五省的交通运输基础设施投资对国内生产总值的推动作用是显著的。“丝绸之路”经济带的交通基础设施建设和中国经济增长存在着长期稳定的均衡关系,交通基础设施投资促进了经济增长。在建设“丝绸之路”经济带的宏观背景下,有必要加大对西部省区的交通基础设施投资。
基于以上结论,并结合“丝绸之路”经济带省区的实际情况,对该区域的交通基础设施建设提出以下政策建议。
第一,构建一种以政府为主导、通过市场进行调节的高效的交通基础设施投资和运营机制。坐落于“丝绸之路”经济带的西部几个省区的经济基础较为薄弱,民间投资并不活跃,因此单纯的市场行为并不能解决资金不足的问题;而过多地依赖国家资金投入,又容易造成效率低下等问题,不利于长远发展。因此可以采用特殊政策吸引国内外开发主体联合投资和合作经营,同时利用BOT等形式吸引外资或者东部发达地区的民间资本。
第二,陆空并进,科学规划,构建持久高效的综合性交通网络体系。根据本文的分析,交通基础设施建设对经济增长的推动作用是长期递增的,但是在投资的初期并不显著,因此,铁路、公路、地下管道以及空中通道的布局,还有交通枢纽城市的选择都需要从长远考虑,另外西北地区地处特殊的生态地带,生态环境脆弱,交通基础设施建设还需要考虑环境因素,尽可能采用低能耗、高技术的绿色交通工具。
参考文献
[1]张学良:中国交通基础设施投资与经济增长的区域比较分析[J].财经研究,2007(8).
五省八市入围国家首批低碳试点 篇2
国家发展和改革委员会近日公布, 将首先在广东、辽宁、湖北、陕西、云南五省和天津、重庆、深圳、厦门、杭州、南昌、贵阳、保定八市开展“发展低碳产业、建设低碳城市、倡导低碳生活”的试点。
根据《国家发展改革委关于开展低碳省区和低碳城市试点工作的通知》, 试点省区和试点城市要将应对气候变化全面纳入本地区“十二五”规划, 研究制定试点省区和试点城市低碳发展规划;综合考虑调整产业结构、优化能源结构、节能增效、增加碳汇, 提出本地区控制温室气体排放的行动目标、重点任务和具体措施, 降低碳排放强度, 探索低碳绿色发展模式。
具体而言, 试点地区还被要求制定支持低碳绿色发展的配套政策, 建立以低碳排放为特征的产业体系, 建立温室气体排放数据统计和管理体系, 倡导低碳绿色生活方式和消费模式。
西部五省 篇3
据悉, 根据协议内容, 中国移动将积极利用自身的传输网络、结合成都军区现有通信网, 提供各种基于移动技术的信息化业务与服务, 支持军区信息化建设, 提高军队通信保障能力和保密性, 为军区员工在执行任务时, 提供高效、快速的通信保障。同时, 成都军区在日常行政办公、对公众信息服务等方面, 优先选择中国移动网络, 并在各项信息化建设合作中优先选择中国移动作为技术合作伙伴, 并提供技术指导和专家咨询。
李正茂表示, 中国移动将继续发挥信息化服务的优势, 按照国家信息化战略的总体要求, 以集中化、标准化、信息化为基石, 为部队提供一系列安全、科技、高效的信息服务产品方案, 为我军实现更加高效、安全的通信应用, 提供强有力的支持。
王坦代表总参通信部对本次协议签订表示了衷心的祝贺, 并对成都军区与西南五省 (区、市) 移动公司的军民合作给予了高度的肯定和赞扬。同时, 他要求成都军区和各省公司必须积极加强沟通和协作, 整合双方一切资源, 保证所有协议条款的快速有效落实。
西部五省 篇4
为了建立真实的气候序列, 国内外许多学者和专家在气候资料均一性检验和订正方面开展了大量的探索性工作, 并取得了一定的进展, 许多方法已经应用于各国科研部门的研究中和气候资料服务业务中[14,15,16]。近年来, 由加拿大环境部气候研究中心对原有的二相回归和标准正态化检验方法进行了较大的改进, 提出了惩罚最大F检验和惩罚最大T检验方法, 并且集合成为RHtest软件。该软件对气候序列均一性进行检验和订正的可行性和合理性已得到广泛的验证。近年来, 该方法也被我国科研人员用来进行均一性的检验和研究。如曹丽娟等[17]用该方法对我国的年平均风速进行了均一性检验, 结果表明, 该方法适用于我国年平均风速的均一性检验, 其中仪器变化和台站迁移是引起年平均风速非均一的主要原因。曾红玲等[18]利用RHtest软件对三峡库区的气压资料进行了均一性检验, 并且对检验出非均一性序列进行了订正, 订正结果和利用周围台站插值订正的结果作了对比分析, 结果表明, 2种订正方法的订正结果较为接近并且都能够对非均一的气压气候序列进行订正。笔者采用均一性订正前后的气候数据对西北五省气温变化特征影响进行分析, 旨在为相关研究提供参考。
1 资料来源与研究方法
1.1 资料来源
该研究所用资料为国家气象信息中心提供的经过初步质量控制的我国2 400个台站1961—2010年的月平均气温、最高和最低气温资料和681个台站的迁站元数据信息。其中, 年序列和季节序列由月值序列通过计算得到。考虑到站点的区域分布和序列记录的完整程度都会影响到检验结果和区域气温平均气温的变化, 因此该研究选取我国西北五省的142个国家气象台站作为研究对象。所选台站的分布情况见图1。
1.2 均一化方法介绍
该研究采用常用的二相回归方法, RHtest软件集成的惩罚最大F检验和惩罚最大T检验3种方法对所选的观测台站进行检验。现对这3种方法进行简单介绍。
1.2.1 二相回归
对于气候序列{Xt}建立模型:
式中, μ1、μ2为截距;α1、α2为回归趋势系数;{εt}代表序列的误差序列。
建立回归模型:
式中, SSEFull、SSERed分别为μ1≠μ2, α1≠α2和μ1=μ2, α1=α2时的残差平方和。取序列{Fi}的最大值, 即: 。当Fmax大于标准值时, 就认为a是一个间断点, 否则认为a为非间断点。
1.2.2 惩罚最大F检验
假设{εt}代表变量误差序列, 其平均值为0, 方差为σ2。对于时间序列{Xt}, 假设其线性趋势为β, 若检验t=k时刻是否为序列的一个突变点, 则原假设为:
假设其存在间断点如下:
式中, μ1, μ2为截距, 且μ1≠μ2。如果上式成立, 则t=k就为一个间断点。用突变值△=|μ1-μ2|来度量突变值的大小。通过大量试验建立了经验函数, 则其显著性判据可以改写为:
其中P (k) 为通过试验得到的经验函数。
式中, SSE0、SSEA分别为原回归方程和存在间断点的回归方程的残差平方和; 分别为μ1、μ2、β的估计值; 为μ1=μ2=μ条件下的估计值。当检验值大于标准值时, 该点为非均一点, 否则该点为均一点[19]。
1.2.3 惩罚最大T检验
假设{Xt} (t=1, …, N) 为正态分布的序列, 即:
式中, μ, σ2为序列{Xt}的平均值和方差。
假设:
式中, μ1≠μ2, 若式 (10) 成立, 则称t=k为间断点。若序列{Xt}服从高斯分布, 其判据通过转化, 可以转化为求下式的最大值:
式中:
式中, X1、X2分别为断点前后序列的平均值。则其显著性判据即求 的值。为了消减序列内部自相关的影响, 通过一系列的试验, 得到了一个经验性的惩罚函数。其判定函数为:
式中, P (k) 为试验得到的经验函数。经过实践证明, 发现这种方法能够提高对真实非气候断点的判断, 较SNHT检验方法有较大的改进和提高[20,21]。
2 均一性检验及其结果分析
用于均一化检验的参考序列本身应该是相对均一的且可以代表所要研究站点的气候变化特征。较为常见的做法是选取待检台站周围3~5个质量较好的台站作为参考台站, 然后利用一定的加权平均方法, 建立出待检台站序列的参考序列, 来对待检台站进行均一性的检验。为了提高参考序列的质量, 该研究选用1 290个在1961~2010年没有缺测的台站作为建立参考序列的备选参考站。首先采用一级差分方法, 选定待检序列周围地区若干个与待检序列相关程度高并且距离近的台站作为参考台站, 最后将各个站点序列利用一阶差分模式转换后再求算术平均, 其转换公式为:
式中, {Tij}为时间序列;{Dij}为差值序列;r为选择的参考台站个数;xij为第j个参考台站序列的第i个值。通过这种变换, 求每个待检台站序列的参考序列就转化为所求选定的参考台站序列的平均序列, 然后将得到的平均以及方差序列按照上式反算, 就得到待检序列的参考序列。这样转换在尽可能利用更多站点数据的基础上, 既减少了序列的长度不一致对平均序列的影响, 又降低了奇异值对平均序列的影响。为了消除由于平均而产生个别数值过大或过小, 还利用非参数多元块排列检验方法 (MRBP) 对建立的参考序列进行了初步的检验和调整。
由于元数据在均一性检验中起着重要的作用, 因此当检验出的间断点有元数据支持时, 只要有1种方法检验出突变点, 且突变点出现时间与元数据中的迁站时间接近一致 (相差不超过6个月) , 就确定该点为非均一点;反之, 当检验出的间断点没有元数据支持时, 只有3种检验方法均检验出间断点且检验出的时间一致, 才认为该点为非均一点。笔者以青海茫崖站为个例介绍检验的具体流程。
青海茫崖站的二相回归检验结果见图2。由图2可以看出, 其检验值在1987年12月达到最大且超过了其判定标准, 初步确定该点为非均一点。通过对青海茫崖站进行0.95置信度的惩罚最大F检验和惩罚最大T检验的检验 (图3、4) , 可以发现茫崖站的原始序列和其与参考台站的差值序列在1987年12月存在一个明显的突变点, 超出了惩罚最大F检验和惩罚最大T检验的判定标准, 因此确定茫崖站的月气温序列在1987年12月存在突变点。查看台站位置的变化情况, 可以发现青海茫崖站1997年1月由海西自治州茫崖依吞布拉格迁至土沟镇, 迁站直线距离达60 km且海拔下降141.2 m。正是由于此次大距离的迁站, 造成了茫崖站的月平均气温序列在1987年12月出现非均一点。
对142个待检台站中的气温序列进行检验发现, 月平均气温、最高气温和最低气温分别存在46、35和47个非均一点, 所占待检台站的比例分别为32.4%、24.6%和33.1%。查看元数据发现, 大多数的非均一点都是由于台站迁移造成的。检验出的非均一台站的区域分布情况见图5~7。
3 均一化订正前后变化特征分析
RHtest软件提供了差值订正和QM (quantile matching) 订正2种订正方法。差值订正是采用待订正序列最后一段序列的趋势和其整体趋势之间的残差的平均值的差值作为订正量来对待订正序列进行订正。这种订正方法可以独立于参考序列直观的对月值序列进行订正, 因此对于偏远台站的订正具有独特的优势。QM订正首先根据待订正序列趋势和突变点所在位置来建立相应的累计分布函数, 然后利用待订正序列每段每个值所对应的累计分布函数值和对应的拟合曲线值来确定相应的订正量。
利用2种方法对青海茫崖站订正前后的年平均气温及其年回归趋势见图8。由图8可以看出, 经过均一性订正后茫崖站气温序列位于1987年的突变点消失, 变化趋势也与周围台站趋于一致。经计算, 茫崖站订正前的年回归系数为0.90℃/10a, 经差值订正和QM订正后分别变为0.44和0.52℃/10a, 订正后回归系数明显减小。和周围的诺木洪站 (回归系数为0.41℃/10a) 对比可以发现, 订正后茫崖站的回归系数变得和周围台站趋于一致, 气温序列的均一性得到了明显的提高。
经计算所选区域订正前后整体的年平均气温, 年平均最高和年平均最低气温均没发生变化, 由此可见对个别台站的均一性订正并没有改变区域整体气温。经计算, 订正前后的各个季节平均气温、最高气温、最低气温的区域平均气温均保持不变, 变化趋势也基本保持不变。
均一化订正并没有改变区域的平均气温和整体变化趋势, 但是经过均一化订正后, 区域整体的均一性和个别季节的变化趋势发生了明显的变化。对142个待检台站订正前后的线性回归系数进行空间插值 (图9~11) 可以发现, 区域整体呈现升温趋势, 中部的升温趋势较东西部的升温趋势变大, 且区域趋势的整体分布在订正前后变化不大。但订正后区域的增温较订正前稍微偏大并且在新疆南部出现一个正的增温中心。另外, 订正前位于新疆、青海和甘肃3省交界处的增温中心订正后移至青海省内且趋势线变得均匀, 经过分析可以发现, 订正前的增温中心是由于茫崖站的非均一而造成的虚假中心点。平均最高气温和平均最低气温的区域趋势分布情况与平均气温相类似。可以发现, 订正后区域中由于个别台站造成的虚假中心点得以滤去, 区域整体的均一性也得到了明显的提高。
注:单位为℃/a。
注:单位为℃/a。
所选区域春季最低温订正前后的滑动t检验结果见图12。由图12可以看出, 春季平均最低气温在订正前, 经过信度为0.95的滑动t检验, 发现其存在2次由冷到暖的转变, 分别出现在1996和2003年, 但经过2种方法订正后位于1996年的突变点没达到0.95置信度标准, 由显著变为非显著, 仅存在2003年1个由冷到暖的突变。除春季外, 其他季节订正前后突变性并没有发生明显的变化。由此看见, 经过均一化的订正, 个别季节的转变趋势发生了明显的变化。
4 结论与讨论
(1) 采用RHtest方法和二相回归方法结合台站迁移的元数据信息, 对我国西北五省142个国家基本站的月气温序列进行了均一化的检验, 并对订正前后的气温变化特征进行简单的分析, 发现: (1) 在待检的142个台站中, 月平均气温、最高气温及最低气温分别存在46、35和47个非均一点, 所占待检台站的比例分别为32.4%、24.6%和33.1%, 大多数的序列非均一都是由于台站迁移造成的。 (2) 所选区域年平均气温、最高气温、最低气温在订正前后均没有发生变化, 但是经过订正后的结果, 原来趋势分布不合理的区域得到了改善, 均一性状况得到了明显的改善。 (3) 所选区域的季节平均气温在订正前后存在明显的增温趋势, 增温速率略有差别, 但差别不大。个别季节的突变点个数和出现时间发生了变化, 春季最低气温突变点订正前存在2个, 分别出现在1996和2003年, 而经过订正后位于1996年的突变点由显著变为非显著, 位于2003年的突变点订正前后保持不变。 (4) 笔者采用了一种新的较为合理的均一化检验方法对我国西北地区的气温序列进行了均一化的检验, 但是由于资料有限, 该研究仅仅只是考虑了台站迁移这1个影响均一化的因素来进行了均一化的订正和分析, 未来需要考虑更多的对均一化有影响的因素来对气候资料进行均一化的研究和订正工作。
(2) 在对单站和区域气候的趋势和和变化进行研究和评估时, 必须考虑气温序列的均一性问题。该研究采用RHtest软件和二相回归方法并且结合台站迁移的元数据对我国西北五省的气温序列进行了均一化的检验和初步的订正工作。虽然订正后整体区域的均一性得到了明显的改善, 但是由于造成气温序列的非均一因素很多, 而该研究只是考虑台站迁移这1个因素进行了检验和分析, 造成有些非均一点的判断不是特别准确, 因此未来需要采用更多的元数据信息和更加合理的参考序列对气温序列进行检验和判断。
注:单位为℃/a。
西部五省 篇5
长江中下游五省是我国渔业主产区, 淡水养殖面积和产量占到全国的一半。今年春夏之际的特大干旱造成长江中下游湖泊、江河水位急剧下降, 不少湖泊水位跌至历史最低。受此影响, 天然水生生物资源、水域生态环境遭受严重破坏, 对渔业生产和渔民生活造成了很大影响。旱灾发生后, 党中央国务院高度重视, 专门进行了研究部署。按照国务院部署, 农业部及时启动了抗灾应急工作机制, 一手抓灾后复产、一手抓管理落实, 按照淡水损失海水补, 灾区损失全国补, 灾区少减产、不减产、促增产, 其他地区保增产的思路, 确保实现全年水产品产量增长, 保障全年水产品有效供给和市场稳定。
受灾五省高度重视渔业抗灾减灾工作, 把渔业抗灾救灾和恢复生产作为当前渔业工作的重中之重。早谋划、早部署、早启动, 力争把灾害造成的损失减少到最低程度, 确保大灾之年“不减产、不减收”, 确保渔业经济平稳运行。主动、深入地评估和分析灾害对渔业生产的影响, 研究采取许多有针对性的措施;认真落实各项救灾和恢复生产资金支持, 细化渔业救灾资金分配方案, 明确资金使用方向和重点, 抓紧政策落实;积极调动各方面力量, 明确责任分工、强化工作措施, 形成工作合力。为修复受损渔业资源和水生生态, 今年以来五省已举办各类增殖放流活动200余次, 放流经济鱼类苗种达17.65亿尾。
西部五省 篇6
2010年, 国务院常务会议研究部署发展家庭服务业的政策举措。会议指出, 发展以家庭为服务对象、向家庭提供劳务、满足家庭生活需求的家庭服务业, 对于增加就业、改善民生、扩大内需、调整产业结构具有重要作用。随后出台了《国务院办公厅关于发展家庭服务业的指导意见》 (国办发[2010]43号) 。各省在在该文件的指导下, 结合自身状况, 出台了一系列的关于加快发展家庭服务业的实施意见。本课题组选取江苏、浙江、山东、安徽、广东和河北六省促进家庭服务业发展实施的财税政策进行比较、分析, 从而为完善我省财税政策提供相关建议和意见。
二、各地扶持家庭服务业财税政策倾向
(一) 大力扶持员工制家庭服务业
从对江苏、浙江、山东、安徽、广东和河北六省扶持家庭服务业现行财税政策分析, 主要从税收政策、社会保险补贴等两个方面大力扶持员工制家庭服务业。首先, 在税收政策上, 六省均对符合条件的员工制家政服务企业免征3年的营业税。江苏省把免征对象企业界定为依法与员工签订劳动合同, 按规定足额缴纳社会保险, 通过银行等金融机构向员工支付工资, 经人力资源社会保障部门认定、税务机关审核的员工制家政服务企业。此外, 六省对家庭服务机构新增加的就业岗位, 当年新招用持《就业失业登记证》人员, 与其签订1年以上期限劳动合同并缴纳社会保险费的, 3年内按实际招用人数给予每人每年4800元定额依次扣减营业税、城市维护建设税、教育费附加和企业所得税优惠。其次, 在社会保险补贴方面, 六省均对员工制家政服务企业为员工缴纳的社会保险给予一定的补贴。浙江明确规定员工制家政服务企业在与家政服务员签订劳动合同期限内, 其签订劳动合同情况经当地人力社保部门认定符合条件的, 可按照“先缴后补、一年一补”的原则, 享受养老保险、医疗保险、失业保险补贴, 补贴标准为企业实际缴纳上述社会保险费的50%, 补贴期限不超过3年。
(二) 鼓励各行各业人员投身家庭服务业
为鼓励就业困难人群 (如城镇失业人员, 农村剩余劳动力等) 和素质较高的大中专毕业学生投身家庭服务业, 六省在社会保险补贴、行政事业收费等方面制定了一系列的优惠政策。第一, 在社会保险补贴方面, 山东与河北均规定就业困难人员在家庭服务业从事个体经营或灵活就业的, 从当地就业专项资金中给予社会保险补贴。广东省在此基础上把保险补贴对象扩展到投身于家政服务业的应届大中专和技校毕业生。第二, 在行政事业收费方面, 六省均对登记失业人员、残疾人、退役士兵以及普通高校毕业生, 从事家庭服务个体经营符合条件的, 自其在工商行政管理部门注册登记之日起3年内免收管理、登记和证照类行政事业性收费。
(三) 加大培训力度, 鼓励企业做大做强
六省均实施家政服务员、养老护理员和病患陪护员等家庭服务从业人员定向培训工程, 对家政服务、养老服务和病患陪护服务等机构招聘从业人员进行培训的, 按规定给予培训补贴。浙江省大力实施品牌战略。选择一批管理规范、运作良好、示范性强的家庭服务企业进行重点培育, 引导其规模化、网络化、品牌化发展。对新获得驰名商标、著名商标的家庭服务企业, 给予一次性奖励;江苏省对新获得驰名商标的家庭服务企业, 由省级现代服务业发展引导资金给予一次性100万元的奖励;安徽省打造“皖嫂”等一批在全国叫得响的家庭服务品牌;山东支持家庭服务业企业做大做强, 选择一批管理规范、运作良好、示范性强的服务业企业进行重点培育, 引导其规范化、连锁化、品牌化经营;广东省计划在“十二五”期间, 扶持培育员工制百强龙头企业, 其中, 广州、深圳市各10家以上, 珠江三角洲地区其他地级市各5家以上, 东西北地区每个地级市各3家以上。
三、各地扶持家庭服务业财税政策差异
(一) 扶持政策的出发点不同
由于各地经济发达程度不一样, 实施的财税政策出发点明显不同。经济发达省份, 财税政策的主要目的是发展本地家庭服务业满足本地需求。江苏、浙江、广东省加快发展家庭服务业的基本目标均是形成覆盖全省、惠及全民、较为健全的家庭服务体系, 总体发展水平与全面建设小康社会的要求相适应。而相对经济欠发达的地区, 除了满足本地需求之外, 还利用财税政策鼓励家庭服务业进行劳务输出。如河北省充分利用现有劳务基地资源, 对有组织介绍到县外省内家庭服务业就业的基层服务平台、职业中介机构和劳务派遣企业, 按照每人100元的标准给予劳务输出补贴;安徽省提出打造“皖嫂”等一批在全国叫得响的家庭服务品牌, 不仅满足本省的需求, 还要覆盖全国。
(二) 员工制企业员工社会保险补贴规定不一
从实施意见来看, 六省对于员工制企业员工的社会保险补贴程度不一。具体来看主要分为三类:第一类是明确规定政府对员工制企业社会保险补贴比例, 如浙江省明确规定, 员工制家政服务企业在与家政服务员签订劳动合同期限内, 其签订劳动合同情况经当地人力社保部门认定符合条件的, 可按照“先缴后补、一年一补”的原则, 享受养老保险、医疗保险、失业保险补贴, 补贴标准为企业实际缴纳上述社会保险费的50%, 补贴期限不超过3年。第二类用政府奖励来代替直接补贴社会保险, 如广东省实施意见中没有给予直接的社会保险补贴, 而是对年营业额达到300万元以上的、吸纳就业较多的员工制家庭服务企业, 按照企业当年实际缴纳的养老社会保险费的人数给予一定标准的奖励, 主要用于企业品牌形象宣传推广、改造和更新企业实施设备等方面。第三类则没有明确规定补贴社会保险的比例, 如江苏、安徽、山东、河北省仅规定对各类家庭服务机构招用就业困难人员, 签订劳动合同并缴纳社会保险费的, 按规定给予社会保险补贴, 并未明确给与补贴的比例。
(三) 培训补贴力度不明确
在实施意见中可以清晰的看出, 对家庭服务业培训师资、创业人员和从业人员培训是六省大力发展家庭服务业的重中之重, 加大对职业院校教材开发、师资培训、实训基地的投入, 并落实培训补贴政策, 统一培训补贴基本标准, 统一培训机构资质规范, 统一培训考核标准、程序和办法。但至于补贴多少, 具体补贴标准没有明确规定。仅河北在实施意见中规定凡尚未就业的城乡劳动力每年可享受一次家庭服务培训, 并按规定给予培训补贴, 所需资金从当地就业专项资金中统筹安排。创业培训补贴标准每人不超过1000元;技能储备培训、订单定向培训每人每课时补贴4元, 最高不超过1600元。各省对初次培训的必要性和后续培训的要求没有硬性规定, 只是鼓励从业人员参加培训。根据我们的调研结果显示, 除了少数高薪的月嫂、育儿嫂等服务外, 从业人员参加培训的比例并不高,
四、各地扶持家庭服务业财税政策存在的问题
(一) 扶持政策的覆盖面较小, 效力较弱
六省对家庭服务企业在税收、社会保险等方面的扶持主要集中在员工制家庭企业、品牌家庭服务企业、个体经营服务企业等三类。首先, 扶持家庭服务企业采取员工制, 规范化经营是各省发展家庭服务业的重中之重。据我们调研结果来看, 员工制企业少之又少, 50个家庭服务企业, 其中仅一家采用部分员工制, 另一家则由员工制转为中介制, 主要是企业难以承受高额的社会保险等费用。其次, 扶持家庭服务企业脱离小规模现状, 做大做强是政策的另一个倾向。浙江省对新获得驰名商标、著名商标的家庭服务企业, 给予一次性奖励。安徽省被认定为驰名商标、安徽省著名商标的, 所在地政府要予以重点扶持。江苏省对新获得驰名商标的家庭服务企业, 由省级现代服务业发展引导资金给予一次性100万元的奖励。广东省预计“十二五”期间, 扶持培育员工制百强龙头企业。但根据调研结果显示, 目前家庭服务企业主要以小规模为主, 能享受政府奖励的品牌企业甚少。最后, 各省对符合条件的登记失业人员、就业困难人员、高校毕业生等从事个体经营开展家庭服务业的, 扣减其当年实际应缴纳的营业税、城市维护建设税、教育费附加和个人所得税等优惠政策。从调研结果来讲, 目前从事家庭服务企业主要以中介个体运营为主, 本来政策的覆盖面应该很广, 但中介公司无一家反应目前税收负担重的。大多数中介公司一直都是零申报, 他们的收入只开收据, 顾客并不要求其开发票。
(二) 社会保险补贴不足
从六省的实施意见中均对员工制家庭服务企业员工社会保险费用给予了补贴或者奖励, 或对就业困难人员从事社会保险进行相应补贴, 只有浙江省明确规定给予企业所承担的社会保险费用的50%的补贴, 其他5省并没有明确规定。从调研结果来看, 目前阻碍家庭服务企业发展壮大, 走向员工制企业的主要障碍是从业人员的社会保险负担。实行员工制后, 根据《劳动合同法》规定, 企业必须为员工缴纳社会保险。清华大学教授白重恩认为, 中国五项社会保险法定缴费之和相当于工资水平的40%, 有的地区甚至达到50%, 这一比例超过了世界上绝大多数国家, 社保缴费负担非常重。世行2012年4月12日发布的最新中国经济季报认为, 对于低工资劳动者而言, 由于社保缴费的基数很高 (占所在城市平均工资的60%) , 其边际税负是极为沉重的, 这是很多人不愿意参与正式部门的社保项目的原因。政府应该在这方面加强财税政策的扶持, 减轻了员工制企业所承担的大量社保成本, 从而促进家庭服务企业从中介制向员工制的转变。
(三) 培训补贴政策未与持证上岗制度相结合
从六省实施意见中均提倡家庭服务机构坚持先培训后上岗制度, 完善技能水平和薪酬挂钩机制, 引导从业人员积极参加培训和鉴定考核, 鼓励家庭选择持有家庭服务职业资格证书的从业人员提供服务。江苏和山东省实施意见中规定, 到2015年, 从业人员数量显著增加, 职业技能水平不断提高, 家庭服务专业技术人员全部持证上岗;广东省则规定, “十二五”期间, 扶持培育100个家庭服务龙头企业, 从业人员技能素质明显提升, 持证上岗率达到60%以上。但各省仅仅是鼓励从业人员自愿参加培训, 持证上岗, 并没有硬性的规定无证不能上岗。因此, 由于培训时间、培训地点缺乏灵活性, 较多从业人员不愿参加培训, 自然持证上岗也就不可能实现。在调研中我们发现, 500名受访从业人员中, 有52%人从没参加过家庭服务相关的培训。参加培训的从业人员主要以育婴师、月子护理的培训人数较多, 因为该行业雇主要求高, 工资高, 需求大。
(四) 缺少对家庭服务业需求方的扶持
在六省家庭服务业发展的实施意见中, 对于家庭服务企业和各类从业人员, 在税收、小额贷款、社会保险、行政事业管理费等方面给予一系列优惠。但对于家庭服务需求方, 仅仅发现广东省在实施意见中提出, 鼓励开发家庭服务业公益性岗位, 适宜纳入基本公共服务体系的应当纳入, 并不断扩大覆盖范围。政府面向困难群众提供家庭服务类公共产品, 按照市场机制向社会购买。据我们调研情况来看, 目前老年人口, 尤其是不能自理的老人对家庭服务需求非常的旺盛, 但由于这类人群收入较低, 无法负担日益增长的家庭服务价格, 因此他们只能接受低质量低价格的家庭服务, 经常是六七十的不识字、没文化的老人为八九十不能自理的老人提供服务。缺乏对家庭困难的需求方提供财税扶持, 会导致家庭服务发展的不平衡, 从业人员只愿意从事价格高如月嫂、育儿嫂等服务, 家庭养老服务市场会进一步的萎缩和低迷。
参考文献
[1]浙江省人民政府办公厅.浙江省人民政府办公厅关于加快发展家庭服务业的实施意见, 浙政办发[2011]132号.
[2]山东省人民政府办公厅.山东省人民政府办公厅关于加快发展家庭服务业的实施意见, 鲁政办发[2011]3号.
[3]安徽省人民政府办公厅.安徽省人民政府办公厅关于加快发展家庭服务业的实施意见, 皖政办发[2011]49号.
[4]河北省人民政府办公厅.河北省人民政府办公厅关于加快发展家庭服务业的实施意见, 冀政办发[2011]10号.
[5]广东省人民政府办公厅.广东省人民政府办公厅关于加快发展家庭服务业的实施意见, 粤府办发[2012]54号.
[6]江苏省人民政府办公厅.江苏省人民政府办公厅关于加快发展家庭服务业的实施意见, 苏政办发[2011]49号.
[7]苏明等.我国发展家庭服务业促进就业的财税政策研究[J].经济研究参考, 2010, (52) :1-14