两个多重相关变量组的统计分析

第一篇：两个多重相关变量组的统计分析

两个多重相关变量组的统计分析

摘 要

本文介绍两组相关变量问的典型相关与典型冗余分析的统计分析方法，以及在SAS软件包中如何实现，文中给出了一个典型的例子。关键词：统计分析；典型相关；典型冗余分析

在实际问题中，经常遇到需要研究两组变量间的相关关系，而且每组变量中间常常存在多重相关性。比如工厂生产的产品质量指标与原材料、工艺指标间的相关关系；体育科研中运动员的体力测试指标与运动能力指标间的相关关系；经济领域中投资性变量与国民收入变量间的相关关系；教育学中学生高考各科成绩与高二年级各主科成绩间的相关关系；医学研究中患某种疾病病人的各种症状程度与用科学方法检查的一些指标间的相关关系等等。

研究两个变量组之间相关关系的常用方法是多元统计中的典型相关分析(参考[2]和 [3])。如果进一步研究这两组多重相关变量间的相互依赖关系，即考虑多对多的回归建模问题，除了最小二乘准则下的多对多回归分析、双重筛选逐步回归分析，以及提取自变量成分的主成分回归等方法外，还有近年发展起来的偏最小二乘(PLS)回归方法。关于多对多回归建模问题，我们将另文介绍。本文介绍典型相关与典型冗余分析，它是偏最小二乘回归的理论基础。

一 典型相关分析的基本思想与解法

第一组变量记为X=(X1Xp)，第二组变量记为Y=(Y1Yq)(不妨设p≤q)。典型相关分析借助于主成分分析提取成分的思想，从第一组变量X提取典型成分V(V是X1,„,Xp的线性组合)；再从第二组变量Y提取典型成分W(W是Y1,„,Yq的线性组合)，并要求V和W 的相关程度达到最大。这时V和W 的相关程度可以大致反映两组变量X和Y的相关关系。

X11 12记p+q维随机向量Z=的协差阵∑=其中∑11一是X的协差阵，，21 22Y∑22：是Y的协差阵，∑l2=∑21是X，Y的协差阵。我们用X和Y的线性组合 V=aX和W=bY之问的相关来研究X和Y之间的相关。我们希望找到a和b，使ρ(V，W)最大。由相关系数的定义，ρ(V，W)=

Cov(V,W)Var(v)Var(w)

分析上式将发现：在使得V,W的相关达最大的同时，V和W的方差将达最小，这说明按此准则得到的典型成分V和W，对原变量组X和Y的代表性最差，它们无法更多地反映原变量组的变异信息。另方面因V，W任意线性组合的相关系数与 V，W 的相关系数相等，即使得相关系数最大的V=aX和W=bX并不唯一。故在典型相关分析解法中附加了约束条件：

Var(U)= a∑11a = 1 Var(V)= b∑22b = 1。

问题化为在约束条件Var(U)=1，Var(V)=1下，求a和b，使得ρ(U,V)= a∑l2b达最大。

X定义l 设X=(X1Xp)，Y=(Y1Yq)，p+q维随机向量Y的均值向量为

O，协差阵∑>O(不妨设p≤q)。如果存在a1 =(al1，„，alp)和b1 =(b1l，„，b1q)使得

ρ1=ρ(a1X，b lY)=

Var(,X)1,Var(,Y)1max(X,Y)

则称aX ,b Y是X，Y的第一对典型相关变量，它们之间的相关系数称为第一个典型相关系数。

如果存在ak(ak1,akp)和bk(bk1,akq)使得

①akX , b kY和前面 k-1对典型变量都不关；

②Var(akX)= l，Var(b kY)= 1；

③akX与b kY的相关系数 k最大，则称akX , b kY是X，Y的第k对典型相关变量，它们之间的相关系数k称为第k个典型相关系数(k2,,p)。

已知p+q维总体Z的n次中心化观测数据阵为:

x11x12x1px21x22x2pZn(pq)xn1xn2xnpy11yn1y12yn2y21y22y1qy2qXnpynqY nq若假定Z~Npq(0,),则协差阵∑的最大似然估计为

11XXSZZnnYXXYS11S12 YYS21S22下面我们将从样本协差阵S出发，来讨论两组变量问的相关关系。

令TS111/2SS121/222为p×q阵，则p×q阵和q×q阵TT的非零特征根相同，且非零特征根均为正的。若rk(T)=rk(S12)=r≤p(因p≤q)，非零特征根依次为 1≥2≥„≥T >O(且λi>O，i=1，„，r)。记r阶对角阵D=diag(λi，„，λr)。利用p×q阵T的奇异值分解定理(参考[4])有 222T(a,,a)D(,,)

1r12pqrr其中口ai(i=l，„，r)为TT对应于i2的单位正交特征向量；i(i=1，„，r)为TT对应于i2的单位正交特征向量，且ai与i满足关系式：iai1/2S11i,容易验证与满足：biai(i1,r)1/2S22ibi1iTi。令

11/2aibiS111/2i(i1,r)

i1iS22i则ViaiX,WibiY为X,Y的第i对样本典型相关变量，i为第i个样本典型相关系数。

二 典型相关系数的显著性检验

总体z的两组变量X=(X1Xp)和Y=(Y1Yq)如果不相关，即Cov(X,Y)= ∑12=0，以上有关两组变量典型相关的讨论就毫无意义.故在讨论两组变量间的相关关系之前，应首先对假设H0：∑l2=0作统计检验，它等价于检验H0：ρl=0。

设总体Z~Npq(0,)，用似然比方法可导出检验H0：∑l2=0的似然比统计量Λ，利用矩阵行列式及其分块行列式的关系，可得出

SS11||S222IpS11S12S22S21(11)

i111p其中p+q阶方阵s是∑的最大似然估计量，Sy分别是∑ij(i,j=1,2)的最大似然估计i2(i1,,p)是TT的特征值。

统计量Λ的精确分布已由Hotelting(1936年)等人给出，但表达式很复杂。由Λ统计量 出发可导出检验H0的近似检验方法，如 Willksλ统计量，Pillai的迹，Hotettintg-Lawley迹和Roy的极大根等(参阅[2])。

当否定H0时，表明X,Y相关，进而可得出至少第一个典型相关系数ρ1≠0。相应的第一 对典型相关变量V1,W1可能已经提取了两组变量相关关系的绝大部分信息。两组变量余下的部分可认为不相关，这时ρ1≈(i=2,„,p)。故在否定H0后，有必要检验H0:i(i2,,p)即第i个及以后的所有典型相关系数均为0。利用似然比方法可导出检验H0的似然比统计量，并给出该统计量的近似分布。从i=2开始逐个检验，直到某个i0，使H0相容时为止。这时说明第i0个及以后的所有典型相关系数均为0。假定经检验，前m个典型相关系数显著地不等于0(m≤p)。

(t)(t)(t)三 典型结构与典型冗余分析

1．典型结构

求出典型变量后，进一步可以来计算原始变量与典型变量之问的相关系数阵——典型结 构。

记A=(al，a2，„，ar)为P×r矩阵，B=(bl，b2，„，br)为q×r矩阵，典型随机向量V(V1,,Vr)(a1X,arX)AX;W(W1,Wr)(b1y,brY)BY；随机向量Z的11 12S11S12S协差阵为∑=>0，随机向量的协差阵为S21S22是∑的最大似然21 22然估计。则

Cov(X，V)=Cov(X，AX)=∑11A，Cov(X，W)=Cov(X，BY)=∑12B，Cov(Y，V)=Gov(Y,AX)= ∑12A，Cov(Y，W)=Coy(X，BY)=∑22B。

用Sij代替以上公式中的∑ij(i，j=1，2)，即可计算出原始变量与典型变量之间的协差阵。由协差阵还可以计算原始变量与典型变量之间的相关系数阵。若假定原始变量均为标准化变量，则以上计算得到的原始变量与典型变量的协方差阵就是相关系数阵。

若计算这四个相关系数阵中各列(或各行)相关系数的平方和，还将得出下面一些有关的概念。2．几个概念 类似于主成分分析，把Vk看成是由第一组标准化变量X提取的成分，Wk看成是由第二组标准化变量Y提取的成分，由相关阵R(X，V)=S11A=[r(Xj，Vk)](p,r)和R(Y，W)=S11B=[r(Xj，Vk)](q,r)分别计算第k列的平方和。记

1p21p2Rd(X,Vk)r(Xj,Vk),Rd(Y,Wk)r(Yj,Vk)(k1,,r)

pj1qj1并称Rd(X,Vk))(或Rd(Y,Wk))为第k个典型变量 Vk(或Wk)解释本组变量X(或Y)总变差的百分比。记

1mp21mq2Rd(X;V1,,Vm)r(Xj,Vk),Rd(Y;W1,,Wm)r(Xj,Vk)

pk1j1qk1j1并称Rd(X;V1,,Vm)(或Rd(Y;W1,,Wm))为前m(m≤r)个典型变量V1,,Vm(W1,,Wm)解释本组变量X(或Y)总变差的累计百分比。

在典型相关分析中，从两组变量分别提取的两个典型成分首先要求相关程度最大，同时也希望每个典型成分解释各组变差的百分比也尽可能的大。百分比的多少反映由每组变量提取的用于典型相关分析的变差的多少。

类似于主成分分析，还可以引入前m个典型变量对本组第j个变量Xi(或Yj，)的贡献等概念(参考[1])。3．典型冗余分析

我们进一步来讨论典型变量解释另一组变量总变差百分比的问题。在典型相关分析中，因所提取的每对典型成分保证其相关程度达最大，故每个典型成分不仅解释了本组变量韵信息，还解释了另一组变量的信息。典型相关系数越大，典型成分解释对方变量组变差的信息也将越多。

类似可以定义Rd(X;Vk))(或Rd(Y;Wk))为Wk(或Vk)解释另一组总变差的百分比。以下给出利用典型变量解释本组变差的百分比来计算解释另一组变差百分比的公式：

Rd(X;Vk)1prj1p2(Xj,Vk)2,,r)kRd(X;Vk)(k12，Rd(Y;Vk)1qrj1p(Xj,Vk)2,,r)kRd(Y;Wk)(k1事实上，由典型变量的系数ak与bk之间的关系： ak1kS11S12bkkakS11S12bkkS11akS11S11S12bkS12bk以及典型111变量与原始变量(假定已标准化)的相关阵即得：r(Xj，Wk)= λk(Xj;Vk)，故有Rd(X;Wk)=2kRd(X;Vk)，类似可证明另一式。

Rd(X;Wk)表示第一组中典型变量解释的变差被第二组中典型变量重复解释的百分比，简称为第一组典型变量的冗余测度；Rd(X;Vk)表示第二组中典型变量解释的变差被第一组中典型变量重复解释的百分比，简称为第二组典型变量的冗余测度。

冗余测度的大小表示这对典型变量能够对另一组变差相互解释的程度大小。它将为进一步讨论多对多建模提供一些有用信息。

四 应用例子一康复俱乐20名成员测试数据的典型相关分析

康复俱乐部对20名中年人测量了三个生理指标：WEIGHT(体重)，WAIST(腰围)，PULSE(脉膊)和三个训练指标：CHINS(拉单杠次数)，SITUPS(仰卧起坐次数)，JUMPS(跳高)(数据见以下数据行)。试分析生理指标和训练指标这二组变量间的相关性。

解 使用SAS/STAT软件中的CANCORR过程来完成典型相关分析。首先把测试数据生成SAS数据集，SAS程序如下：

data da20x6;input weight waist pulse chins situps jumps@@;label wight =’体重’ waist=’腰围’ pulse=’脉搏’ chins=’单杠’

situps=’仰卧起坐’ jumps=’跳高’;

cards;191 36 50 5 162 60 189 37 52 2 110 60 193 38 58 12 101 101 162 35 62 12 105 37 189 35 46 13 155 58 182 36 56 4 101 42 211 38 56 8 101 38 167 34 60 6 125 40 176 31 74 15 200 40 154 33 56 17 251 250 169 34 50 17 120 38 166 33 52 13 210 115 154 34 64 14 215 105 247 46 50 1 50 50 193 36 46 6 70 31 202 37 62 12 210 120 156 33 54 15 225 73 138 33 68 2 110 43;run;proc cancorr data=da20x6 all vname=’生理指标’wname=’训练指标’;var weight waist pulse;with chins situps jumps;run;DATA步创建康复俱乐部测试数据的SAS数据集(名为DA20X6)，它有20个观测，6个变量。

CANCORR过程用于对输入数据集DA20X6做典型相关分析。选项ALL要求输出所有可选择的计算结果；VNAIVIE=给出VAR语句中变量组的标签为生理指标 ；WNAIVIE=对WITH语句给出的第二组变量规定标签为训练指标。VAR语句列出第一组变量的名字，WITH列出第二组变量的名字。部分计算结果见输出1至输出5。

输出1 均值、标准差和两组变量问的相关系数

— 输出1列出6个变量的均值和标准差及生理指标和训练指标之间的相数。理指标和训练指标之间的相关性是中等的，其中WAIST和SITUPS 相关系数最大为-0.6456。

输出2 典型相关分析系数及显著性检验

— 输出2给出典型相关分析的一般结果。第一典型相关系数为07956，它比生理指标和训练指标两组间的任一个相关系数都大 检验总体中所有典型相关均为O的零假设时显著性概率为0.0635(即Pr>F的值)，故在α=0.10的显著水平下，否定所有典型相关为0的假设。也就是至少有一个典型相关是显著的。从后面的检验结果可知，只有第一典型相关系数是显著不等于0的。因此，两组变量相关性的研究可转化为研究第一对典型相关变量的相关性。

输出3 标准化后典型变量的系数

— 输出结果中还给出原始变量和标准化变量的典型相关变量的系数。因六个变量没有用相同单位测量，我们来分析标准化后的系数(见输出3)。来自生理指标的第一典型变量V1为(右上角带“*”的变量表示标准化变量)： V1=-0.7754WEIGHT* + 1.5793WAIST*1054SITUPS* + O．7164JUMPS*

它在SITUPS*上的系数最大 这一对典型变量主要是反映腰围(WAIST*)和仰卧起坐(SITUPS)的负相关关系。

输出4 典型结构—原始变量和典型变量的相关系数阵

—由输出4可看出来自生理指标的第一典型变量v1与腰围(WAIST)的相关系数为0.92，V与体重(WEIGHT)的相关为0.6206，它们都是正的。但典型变量V1在体重上的系数为负的(-0.7754)，即体重在V1的系数和它与V1的相关反号。来自训练指标的第一典型变量Wl与三个训练指标的相关都是负值，其中跳高(JUMPS)在W1的系数(0.7164)和它与Wl的相关(-0.1622)也是反号。因此，体重和跳高在这两组变量中是一个校正(或抑制)变量。

一个变量同典型变量的相关与在典型变量上的系数符号相反似乎是矛盾的。下面以体重为例来说明这一现象，我们知道肥胖性同腰围和体重之间的关系很密切的。一般说来，有理由认为胖的人比瘦的人仰卧起坐的次数少。假定这组样本中没有身高非常高的人，因此体重和腰围之间的相关(0．8702)是很强的。· 腰围大的人倾向于比腰围小的人胖。因此腰围与仰卧起坐为负相关(-0.6456)。· 体重大的人倾向于比体重小的人胖。于是体重与仰卧起坐为负相关(-0.4931)。

考虑用多元回归方法由WAIST*(腰围)和WEIGHT*(体重)来预测SITUPS*(仰卧起坐)，得到的回归式为：SITUPS* =0.2833 WEIGHT* – 0.8921 WAIST*，回归式中WEIGHT* 系数的符号为正似乎不合理，关于系数的符号可解释如下：

· 若固定体重的值，腰围大的人倾向于较强壮和较胖，故而仰卧起坐次数少，于是腰围的多元回归系数(-0.8921)应是负的。

· 若固定腰围的值，体重大的人倾向于比较高和比较瘦，故而仰卧起坐次数多；因此体重的多元回归系数(0.2833)应为正的。这里体重与仰卧起坐的相关同体重的回归系数符号相反。

因此，第一典型相关一般解释为以体重(WEIGHT)和跳高(JUMPS)作为校正(或抑制)变量来强化腰围(WAIST)和抑卧起坐(SITUPS)之间的负相关关系。

输出5 CANCORR过程产生的典型冗余分析结果

—输出5给出典型冗余分析的结果。我们来分析标准化的方差，第一典型变量vl可以解释45．08％组内变差，并解释25．84％的另一组(训练指标)的变差；而典型变量wl可以解释40.81％组内变差，并解释28．54％的另一组(生理指标)的变差。可见第一对典型变量V1和Wl都不能很好地全面地预测另一组变量。第二和第三对典型变量实际上都没有给出什么信息，三个典型变量解释另一组总变差的累计百分比分别为0.2969和0.2767。

输出5中第4张表格给出训练指标组中各个变量被生理指标变量组提取的前M个(M=1，2，3)典型变量V1，„，VM解释变差的累计百分比(即多重相关的平方和：r2(Y1,Vk))，可以看出只有CHINS(O.3351)和SITUPS(0.4233)可被对k1M方变量组的第一典型变量Vl预测，Vl对JUMPS(O.0167)几乎没有预测能力。从第3张表格类似可得出，而来自训练指标的第一典型变量Wl对WAIST(O.5421)有相当好的预测能力，对WEIGHT(0.2438)较差，而对PULSE(0.0701)几乎没有预测能力。

[参考文献]

[ 1]王惠文.偏最小二乘回归方法及其应用[M]．北京：国肪工业出版社，2000． [2]高惠璇等.SAs系统SAS/STAT软件使用手册[M]．北京：中国统计出版社，1998.[3] 高惠璇.实用统计方法与SAS系统[M]北京：北京大学出版社，2001． [4] 高惠璇.统计计算[M]北京：北京大学出版社，1995． [5]王学民.应用多元分析[M]上海：上海财经大学出版社，1999

第二篇：单变量统计分析方法总结（写写帮推荐）

单变量统计分析方法总结

一、计量资料

1.两组独立样本比较

1.1资料符合正态分布，且两组方差齐性，及独立性，可直接采用t检验。1.2资料不符合正态分布

（1）数据转换（如对数转换等）→使之服从正态分布→转换后的数据采用t检验；（2）直接采用非参数检验（如Wilcoxon检验）。1.3资料方差不齐

（1）t’检验（前提是资料满足正态性）；（2）采用非参数检验（如Wilcoxon检验）。2.两组配对样本的比较

2.1 两组差值服从正态分布，采用配对t检验。

2.2 两组差值不服从正态分布，采用wilcoxon的符号配对秩和检验。3.多组完全随机样本比较

3.1资料符合正态分布，且各组方差齐性，直接采用完全随机的方差分析。

如检验结果为有统计学意义，则进一步作两两比较，两两比较的方法有LSD检验，SNK法，Bonferroni法，tukey法，Scheffe法等。3.2资料不符合正态分布，或各组方差不齐

（1）数据转换（如对数转换等）→使之服从正态分布或方差齐性→转换后数据采用F检验；（2）直接采用非参数检验（如Kruscal－Wallis法）。

如果检验结果为有统计学意义，则进一步作两两比较，一般采用Bonferroni法校正P值，然 后用两组的Wilcoxon检验，或秩变换方法。4.多组随机区组样本比较

4.1资料符合正态分布，且各组方差齐性，直接采用随机区组的方差分析。

如果检验结果为有统计学意义，则进一步作两两比较，两两比较的方法有LSD检验，Bonferroni法，tukey法，Scheffe法，SNK法等。

4.2资料不符合正态分布，或各组方差不齐，则采用非参数检验的Fridman检验法。如果检验结果为有统计学意义，则进一步作两两比较，一般采用Bonferroni法校正P值，然 后用符号配对的Wilcoxon检验。★需要注意的问题：

（1）一般来说，如果是大样本，比如各组例数大于50，可以不作正态性检验，直接采用t检验或方差分析。因为统计学上有中心极限定理，假定大样本是服从正态分布的。

（2）当进行多组比较时，最容易犯的错误是仅比较其中的两组，而不顾其他组，这样作容易增大α。正确的做法应该是，先作总的各组间的比较，如果总的来说差别有统计学意义，然后才能作其中任意两组的比较，这些两两比较有特定的统计方法，如上面提到的LSD检验，Bonferroni法，tukey法，Scheffe法，SNK法等。**绝不能对其中的两组直接采用t检验，这样即使得出结果也未必正确**

二、分类资料

1.四格表资料

2检验。

1.2 n≥40，且至少一个理论数1≤T＜5，则用校正的2检验。1.1 n≥40，且所有理论数T＞5，则用普通的Pearson 1.3 n＜40，或有理论数T＜1，则用Fisher’s确切概率法检验。2.R×C表资料的统计分析

2.1 列变量和行变量均为无序分类变量，则（1）n≥40，且理论数1≤T＜5的格子数目占总格子数目＜20％，则用普通的Pearson

2检验。

（2）超过理论数1≤T＜5的格子数目占总格子数目20％，可采用似然比卡方检验或Fisher’s确切概率法检验（总例数不应太大，因为这种算法计算机也要算半天才能出结果）。2.2 需要统计分析变量为等级资料变量，另一变量为分组变量，采用非参数检验。两组的Wilcoxon秩和检验，或多组的 Kruskal-Wallis检验。如果总的来说有差别，还可进 一步作两两比较，以说明是否任意两组之间的差别都有统计学意义。

2.3 列变量和行变量均为等级资料变量，如果要做两变量之间的相关性，可采用Spearson 相关分析。

3.配对分类资料的统计分析 则用McNemar配对检验。

第三篇：实习九 数值变量资料的统计分析

（二）应用题

1.某市100名7岁男童的坐高

（2）计算均数=66.65(cm)

（3）计算标准差=2.06(cm)

2.用玫瑰花结形成试验检查13名流行性出血热患者的抗体滴度，结果如下，求平均滴度。G=lg-1(lg20+lg20+...+lg40)13

=lg-11.95=89.00

第四篇：深化开展“两个分量有多重”专题教育的实施方案

深化开展“两个分量有多重”专题教育的实施方案

为学习贯彻党的十九届六中全会精神，引导全市教育系统广大党员干部忠诚拥护“两个确立”、忠实践行“两个维护”，全面深化习近平总书记关于“两个分量有多重”的重要批示精神，把群众工作做深做实，把为民服务融入血脉、化为行动，根据xx市委组织部《关于印发<深化开展“两个分量有多重”专题教育的实施方案>的通知》(x组发(2021)x号)文件精神，决定在全市教育系统各级党组织和广大党员干部中深化开展“老百姓在干部心中的分量有多、干部在老百姓心中的分量就有多重”专题教育(以下简称“两个分量”专题教育)，提出如下实施方案。

一、总体要求

坚持以习近平新时代中国特色社会主义思想为指导，把学习贯彻党的十九届六中全会精神作为当前和今后一个时期的重大政治任务，紧紧围绕习近平总书记关于“两个分量”的重要批示精神，全面落实“六讲六做”要求，按照“忠诚、担当、公道、为民、廉洁、忧患”十二字要求，持续加强党员干部宗旨意识教育和作风建设，进一步提升党员干部精气神、战斗力，进一步密切党群干群关系，进一步巩固党的执政基础，为打造“瑞有安育”“瑞有安学”品牌，全面铸造“全省一流、长三角领先、全国有影响”的未来教育新高地提供坚强保障。

二、主要内容

1.组织专题学习大讨论。各级党组织要通过集中轮训、主题党日等活动，运用好《党的十九届六中全会〈决议〉学习辅导百问》等辅导材料，结合党史教育，原原本本学习党的十九届六中全会精神和“老百姓在干部心中的分量有多重、干部在老百姓心中的分量就有多重”重要批示精神，推动广大党员干部深刻领会六中全会精神，牢固树立“人民至上”理念，自觉践行初心使命汲取砥砺奋进力量，争做“两个确立”的忠诚拥护者、“两个维护”的示范引领者、“红色根脉”的坚定守护者、新时代“重要窗口”的优秀建设者、人民至上的不懈奋斗者、“八八战略”的忠实践行者、高质量发展促进共同富裕的先行探路者。广大党员干部要深度对标“两个分量”重要批示精神，结合个人思想实际、成长经历和岗位职责，对照党章党规、对照先进典型，从思想认识、工作方法、作风形象等方面深入自我剖析，条目式列出存在的突出问题。2022年1月20日前，各支部要结合组织生活会开展一次专题剖析，党员干部要对照要求严肃开展批评与自我批评，深入查找存在突出问题短板，明确整改提升方向。

2.开展为民解难大服务。深入开展“我为群众办实事、我为企业解难题、我为基层减负担”专题实践活动，把深化“两个分量”专题教育与解决群众“急难愁盼”问题紧密结合起来，全体局班子领导成员,局机关(含教育学区、教师发展中心)中层正副职干部深入开展“十个一”活动，即联系一个学区，挂钩一所学校品牌创建，帮扶一所薄弱学校提升，结对一位教师，结对一个学生，完成一篇课题调研文章，打造一个创新亮点项目，助力一个重点建设工程项目，办理一件重点人大建议(政协提案)，上一堂党课(或办理一件重点信访件)。进一步增强群众获得感、幸福感和安全感。

3.实施履职践诺大检视。广大党员干部要结合自身定位、工作实际，充分发挥先锋模范作用，把开展履职大检视贯穿到全过程和全领域。两新组织党员干部要突出“党建强、发展强”，不断汇聚两新党组织发挥实质作用的强大合力;机关党员干部要以“建设清廉机关、建设模范机关”为目标，不断提升机关效能作风和服务质量;学校党员干部要突出“高质量德育、高水平办学”，以党员教师为重点，培养选拔一批教育名家、未来名师、未来骨干教师。

4.推动作风建设大提升。各级党组织要把加强作风建设作为“两个分量”专题教育的重要内容，以提高行政效率、强化效能建设为手段，大力推动作风建设和党的政治建设、思想建设、组织建设、纪律建设、制度建设和反腐倡廉建设一体部署、互相促进，形成强力抓落实的良好风气。要大力提振党员干部担当，通过学习担当作为好事迹、设置担当作为示范岗、举办担当作为大讲坛等形式，大力弘扬担当精神，选树一批先进典型，不断提升专题教育实效。要切实加强党风廉政建设，以反面典型引以为戒，时刻保持警醒，经得起各种诱惑和考验，守住廉洁自律的底线，做到“自重、自警、自省、自励”。广大党员干部要对标“想群众之所想，急群众之所急，解群众之所难”，积极找短板、抓整改、促提升，以敢于争先、勇于进取的决心和魄力，掀起求真务实、狠抓落实的热潮，营造起比拼争先、担当干事的浓厚氛围。

三、时间安排

1.动员部署(2022年1月)。各级党组织要根据本次专题教育的工作要求，认真制定工作方案，列出工作清单，明确责任分工，通过召开专题会议、印发工作方案、组织培训学习等方式，做好动员部署。

2.全面推进(2022年2月至6月)。各级党组织要按照工作方案安排，结合实际组织专题学习大讨论、开展为民解难大服务、实施履职践诺大检视、推动作风建设大提升，把“两个分量”专题教育落深落细落实。

3.总结提炼(2022年6月)。各级党组织要对“两个分量”专题教育进行总结，尤其要对专题教育中涌现出来的好经验好做法，以制度的形式固定下来，不断提高为民服务的能力水平。

四、有关要求

1.加强组织领导。局机关(直属单位)各党组织，各教育学区党委，各中小学(幼儿园、培训机构)党组织要把专题教育作为深入实施“红色根脉强基工程”的重要内容，精心组织、周密部署、扎实推进。学区党委要通过专项督导、随机抽查、实地暗访、民意调查等多种方式，了解掌握工作开展情况，指导抓好落实。

2.压实工作责任。把专题教育开展情况作为党组织书记抓基层党建述职评议的重要内容，确保责任到位、工作到位。各单位党组织要强化责任落实，将专题教育纳入党员民主评议、单位考绩重要内容，推动专题教育走深走实。

3.强化宣传引导。充分运用黑板报、宣传栏、微信等，广泛宣传专题教育的重要意义、主要措施、经验成效等内容，激发广大干部群众的参与热情。要及时选树先进典型，总结推广好经验好做法，推动形成奋发学习、比学赶超的浓厚氛围。

第五篇：中组发〔2010〕15号和组通字〔2010〕48号两个文件

中共重庆市江津区委组织部电子公文

电子公文专用章 津委组„2010‟112号 核收：

中共江津区纪律检查委员会 中共重庆市江津区委组织部 江津区监察局

关于转发《中央纪委、中央组织部、监察部关于

严厉整治干部选拔任用工作中 行贿受贿行为的通知》等文件的通知

各镇党委、街道党工委，区委各部委，区属各党组（党委），区管事业单位党组织：

根据重庆市纪委、市委组织部、市监察局《印发<关于严厉整治干部选拔任用工作中行贿受贿行为的实施方案>的通知》（渝委组„2010‟160号印发）的要求，现将中央纪委、中央组织部、监察部《关于严厉整治干部选拔任用工作中行贿受贿行为的通知》（中组发„2010‟15号）和中央纪委、中央组织部印发《坚决刹住用人上的不正之 风——关于12起违规违纪用人典型案件的通报》（组通字„2010‟48号）（以下简称两个文件）转发给你们，并就学习贯彻相关文件精神提出如下要求：

一、请区委办公室、区人大办公室、区政府办公室和区政协办公室将《给领导干部的函》（附后）和两个文件一并分送区委、区人大、区政府、区政协的市管领导干部。

二、各单位将《给领导干部的函》和两个文件一并分送所在单位的区管领导干部，并将两个文件印发至所有科级以上领导干部。通过召开支部学习会、专题组织生活会等形式组织全体党员干部认真学习，警示教育广大党员干部从中吸取教训、引以为戒。

三、区委理论学习中心组要将两个文件列入学习的重要内容，并在近期组织专题学习讨论。

四、各单位党委（党组）中心组要将两个文件列入学习内容，认真组织专题讨论，对照各自工作实际，深入查找干部选拔任用工作中存在的薄弱环节和突出问题，制定整改措施，抓好整改落实。

五、各单位要充分认识严肃组织人事纪律、整治用人上的不正之风、提高选人用人公信度的极端重要性。党委（党组）要切实负起首要责任，进一步加强组织领导，落 实责任措施，强化工作考核，以更加坚决的态度、更加有力的措施，坚决防止用人上的不正之风和腐败现象。

六、各单位学习贯彻两个文件的情况，请于2010年11月底前书面报告区纪委和区委组织部。

区纪委党风室 联系电话：47545794 区委组织部干部监督科 联系电话：47547577

中共重庆市江津区纪委 中共重庆市江津区委组织部

重庆市江津区监察局

2010年11月15日

给领导干部的函

党的十七届四中全会明确提出，要匡正选人用人风气，坚决整治跑官要官、买官卖官、拉票贿选等问题。最近，中央纪委、中央组织部、监察部联合印发的《关于严厉整治干部选拔任用工作中行贿受贿行为的通知》（中组发„2010‟15号），对干部选拔任用工作中行贿受贿行为（简称“买官卖官”）作出了部署安排。同时，市纪委、市委组织部转发了中央纪委、中央组织部联合印发的《坚决刹住用人上的不正之风——关于12起违规违纪用人典型案件的通报》（组通字„2010‟48号），通报了近两年查处的湖南省株洲市人大原副主任龙国华受贿卖官等12起违规违纪用人案件，要求各级干部引以为戒。

现将两个文件送给您，请认真学习，严格遵守组织人事纪律，坚决抵制买官卖官等用人上的不正之风。如您发现买官卖官行为，请及时向组织报告和反映，提供查核线索，组织人事部门将按照有关规定严格做好保密工作。

中央组织部举报电话：（010）12380 中央组织部举报网站：http://www.xiexiebang.com 江津区委组织部举报电话：47554455

中共重庆市江津区委组织部

2010年11月15日 中共中央纪律检查委员会 中 共 中 央 组 织 部 监

察

部 关于严厉整治干部选拔任用工作中

行贿受贿行为的通知

中组发„2010‟15号

各省、自治区、直辖市纪委、党委组织部、监察厅（局），中央和国家机关各部委、各人民团体纪检组（纪委）、组织人事部门，中央纪委各派驻纪检组，监察部各派驻监察局（监察专员办公室），新疆生产建设兵团纪委、党委组织部，部分国有重要骨干企业和中央管理的金融机构党组（党委），部分高等学校党委：

党的十七届四中全会明确提出，要坚决整治跑官要官、买官卖官、拉票贿选等问题。当前，干部选拔任用工作总体上是好的。但是，一些地方和部门选人用人公信度不高，干部选拔任用工作中行贿受贿等问题屡禁不止，败坏用人风气，损害党的形象。为进一步匡正选人用人风气，提高选人用人公信度，经研究决定，从现在开始，集中一段时间，对干部选拔任用工作中行贿受贿问题进行重点整治。现作如下通知：

一、在干部选拔任用工作中，以谋取职务的晋升、调 任、转任、留任或者提高职级待遇等为目的，给予党和国家工作人员及其特定关系人财物的行为，属于行贿行为；党和国家工作人员利用职务上的便利，为他人谋取职务的晋升、调任、转任、留任或者提高职级待遇等而索取、非法收受或者变相索取、非法收受他人财物的行为，属于受贿行为。

二、对在干部选拔任用工作中有行贿受贿行为的，一律先予停职，再根据情节轻重进一步给予组织处理或者纪律处分；涉嫌犯罪的，移送司法机关依法处理。通过行贿手段获取的职务一律无效。因干部选拔任用工作中行贿受贿行为受到组织处理或者纪律处分的人员，原则上不得在党委、政府领导班子等重要岗位担任领导职务，其任职安排严格按照《党政领导干部选拔任用工作责任追究办法（试行）》第十六条规定执行。

三、畅通群众监督渠道。各级纪检监察机关和组织人事部门要向社会公布举报电话和举报网站，鼓励实名举报，切实发挥群众监督作用。组织人事部门还要充分发挥12380“三位一体”举报平台的作用，全面开通省一级的网上举报。

四、梳理排查举报线索。各级纪检监察机关和组织人事部门，分别对近两年来受理存查的信访举报件进行一次全面梳理，并对梳理出的涉嫌在干部选拔任用工作中行贿 受贿的问题线索，认真进行甄别和排查，提出具体办理意见。

五、加大案件查办力度。实行举报专办制度，对群众举报反映和梳理排查出的干部选拔任用工作中行贿受贿问题，各级纪检监察机关和组织人事部门要组织专门力量，及时认真进行查核，依规依纪严肃处理。组织人事部门收到群众反映的内容具体、线索清楚的干部选拔任用工作中行贿受贿问题举报必须进行调查处理，也可会同纪检监察机关进行调查处理；纪检监察机关收到的举报，需要组织人事部门配合的，组织人事部门协助查核；对涉嫌严重违纪违法、影响恶劣的典型案件，纪检监察机关和组织人事部门要加强配合，严肃查办。

各级组织人事部门要充分运用组织处理手段，加大对干部选拔任用工作中行贿受贿行为的组织处理力度。对查实在干部选拔任用工作中有行贿受贿行为的，要根据情节轻重，及时给予调离岗位、责令辞职、免职、降职等组织处理。

六、严格查核工作责任制。各级纪检监察机关和组织人事部门对涉嫌干部选拔任用工作中行贿受贿问题的受理、查核、审理各个环节都要明确具体承办人。所有案件线索的排查报告、调查报告、审理报告均由承办人署名后报审。对瞒案不报、压案不查、弄虚作假或查处不力的，要追究有关单位领导人员和相关人员的责任。

七、加大案件通报力度。充分发挥案件查处的惩戒功能，对查处的干部选拔任用工作中行贿受贿案件，要及时在一定范围内的领导干部中进行通报，警示教育干部；对群众关注度高、反映强烈，特别是网络媒体热议的案件，要适时适度向社会公开，取信于民。

八、积极稳妥地做好舆论引导和舆情应对工作。各地各单位要建立舆情应急处臵机制，对整治工作中出现的突发情况，要迅速处理、妥善应对，正确引导社会舆论，防止产生负面影响。要坚持内外有别、把握分寸，未经纪检监察机关、组织人事部门批准，不得擅自公开案件查核的具体情况。

九、建立信息沟通机制。组织人事部门收到干部选拔任用工作中行贿受贿问题的举报以及对涉及干部选拔任用工作中行贿受贿人员的组织处理情况，要定期提供给纪检监察机关；纪检监察机关对干部选拔任用工作中行贿受贿人员的查核处理情况，要定期提供给组织人事部门，对作出的处分决定中涉及的干部选拔任用工作中行贿受贿问题和在查办案件过程中发现的干部选拔任用工作中行贿受贿问题，要及时移送组织人事部门进行组织处理；组织人事部门要加强与审判和检察机关的信息沟通，及时了解审判机关生效司法判决和检察机关已提起公诉案件中 涉及的干部选拔任用工作中行贿受贿的情况。

十、各级纪检监察机关和组织人事部门要在党委（党组）领导下开展整治工作，坚持惩教结合、注重警示防范，坚持有案必查、做到查实必究，坚持依纪依法、从严从快处理，坚持齐抓共管、形成整治合力。各地各单位要充分发挥干部监督工作联席会议的作用，组成工作协调小组，负责协调和指导整治工作。要加强对下级开展整治工作的督促检查，及时了解掌握进展情况，解决工作中遇到的新情况新问题。要加强对典型案件的综合分析，总结教训，探索规律，健全制度，努力形成防治干部选拔任用工作中行贿受贿问题的长效机制。

2010年底前，各级纪检监察机关、组织人事部门要对本地区本单位整治工作进行阶段性总结，报上一级纪检监察机关、组织人事部门。

中共中央纪律检查委员会 中 共 中 央 组 织 部 监 察 部

2010年8月17日中共中央纪律检查委员会 中共中央组织部

印发《坚决刹住用人上的不正之风——关于12起

违规违纪用人典型案件的通报》的通知

（组通字„2010‟48号）

各省、自治区、直辖市纪委、党委组织部，各副省级城市纪委、党委组织部，中央和国家机关各部委纪检组（纪委）、组织人事部门，中央纪委各派驻纪检组，中央直属机关纪工委，中央国家机关纪工委，各人民团体组织人事部门，新疆生产建设兵团纪委、党委组织部，部分国有重要骨干企业党组（党委），部分高等学校党委：

经中央纪委、中央组织部领导同志同意，现将《坚决刹住用人上的不正之风——关于12起违规违纪用人典型案件的通报》印发你们。各地区各部门要将通报发至县处级以上领导干部、县（市、区、旗）党委管理的科级领导干部，并采取有效形式组织全体党员认真学习通报内容。要将通报作为贯彻落实四项监督制度的配套材料，列入党委（党组）中心组学习的重要内容，近期组织专题学习讨论，充分发挥警示教育的作用。各地区各部门要将学习贯 10 彻通报精神的情况书面报告上一级纪检监察机关和组织人事部门。

中共中央纪律检查委员会 中共中央组织部

2010年8月23日

„此件请转发至市（地、州、盟）纪委、党委组织部，县（市、区、旗）纪委、党委组织部‟

坚决刹住用人上的不正之风

——关于12起违规违纪用人典型案件的通报

严肃组织人事纪律，坚决防止和纠正用人上的不正之风，是党中央的一贯要求。2008年5月，中央纪委、中央组织部印发了《关于深入整治用人上不正之风进一步提高选人用人公信度的意见》，强调对违规违纪用人问题必须坚决纠正、严肃查处。两年多来，各级党委（党组）、纪检监察机关和组织人事部门发扬敢战斗、能战斗、会战斗的精神，采取有力措施，共查处违规违纪用人问题10716起，对1665名有关责任人进行了严肃处理，切实维护了组织人事纪律的严肃性，对匡正选人用人风气，提高选人用人公信度起到了有力的促进作用。现将其中12起案件通报如下：

一、河北省石家庄市团市委原副书记王亚丽造假骗官案。王亚丽，女，本名丁增欣，1969年9月出生，2007年4月任石家庄团市委副书记。经查，王亚丽通过编造虚假身份、干部档案、工作经历等，被违规录用为国家干部并入党。2002年7月由石家庄市交通局养路稽征处到鹿泉市经济技术开发区挂职任副主任，期间伪造正科级干部任免表，调入西柏坡纪念馆任馆长助理，2003年7月被推荐为副县级后备干部，2003年9月被任命为鹿泉市开发区党委书记，2007年4月被提拔为石家庄团市委副书记。根据查明事实，王亚丽被开除公职，其虚假党员身份不予承认，涉嫌犯罪问题移送司法机关处理，相关责任人受到责任追究。其中，时任石家庄市委副书记张振江受到党内严重警告处分；时任鹿泉市委书记张国亮受到党内严重警告处分并免去现任辛集市委书记职务；时任石家庄市委宣传部部长栗建华受到党内警告处分；时任石家庄市文化局人事处处长杨路群被开除党籍、开除公职并移送司法机关处理；时任石家庄市委宣传部副部长耿震环被开除党籍、开除公职并移送司法机关处理；时任西柏坡纪念馆馆长、党委副书记赵贵世受到留党察看二年、由正处级降为正科级处分；时任石家庄市委宣传部干部处处长柳泽启，时任鹿泉市委常委、组织部长张志敏，时任鹿泉市委组织部干部科科长房建文，时任鹿泉市委组织部干部科科员付志勇等也分别受到党内警告处分。

二、陕西省西乡县粮食局原局长王安武“带病提拔”问题。王安武，男，1961年9月出生，1984年12月因流氓罪被判处有期徒刑4年，1987年1月减刑获释后被重新安排到西乡县五金公司工作，1993年6月被聘任为西乡县五金交电化公司经理，后任西乡县商业总公司副经理、县五金纺织总公司经理，2002年8月任西乡县粮食局副局长（正科级），2003年8月任西乡县粮食局局长。2008年6月因涉嫌贪污受贿被立案调查，2009年7月因犯贪污罪、挪用公款罪、受贿罪被判处有期徒刑16年。在王安武被聘任为西乡县五金交电化公司经理时，西乡县委对其个人品质和前科问题审查把关不严，导致王安武由一名刑满释放后重新就业的企业普通职工，直接成为正科级企业法人代表；在王安武被任用为县粮食局副局长、局长过程中，西乡县委没有按照规定进行组织考察和任前公示。根据查明事实，陕西省委组织部责成时任西乡县委书记、现任汉中市人大副主任吕阳平写出书面检讨，作出深刻检查。汉中市委决定，免去时任西乡县委副书记杜永安现任汉中市委副秘书长的职务；免去时任西乡县委常委、组织部长，现任城固县委常委、副县长王建森的县委常委职务。

三、河南省许昌市委组织部原部长王国华受贿卖官案。王国华，男，1963年1月出生，2006年12月任许昌市委常委、组织部部长。经查，王国华在任临颍县副县长、县长、县委书记，许昌市副市长，许昌市委常委、组织部 部长期间，利用职务便利受贿折合人民币1259.4万元。其中，在职务晋升、工作调整、安排就业等方面为他人谋取利益，受贿141.4万元人民币和2000美元。根据查明事实，2008年12月，王国华被开除党籍、开除公职。2009年11月，被判处有期徒刑15年，并处没收个人全部财产。

四、江苏省赣榆县孙承敏等6名干部行贿买官案。经查，2004年至2005年，江苏省赣榆县盐务局原局长孙承敏、计生委原主任倪佃杰、教育局原局长金立谱、政法委原副书记谢士荣、人事局原局长鲁守洛、民政局原党组书记郑彩梅等6人先后向时任赣榆县委书记孙荣章行贿，以达到调整岗位的目的。2009年4月，孙荣章因受贿罪被判处有期徒刑14年。8月24日，赣榆县委免去孙承敏、倪佃杰、金立谱、谢士荣等4人的职务（鲁守洛、郑彩梅此前已因年龄问题被免职）；县纪律检查委员会给予孙承敏党内严重警告处分，给予倪佃杰、金立谱、谢士荣、鲁守洛、郑彩梅等5人党内警告处分。

五、湖南省株洲市人大原副主任龙国华突击提拔调整干部和受贿卖官案。龙国华，男，1956年3月出生，2000年10月任株洲县委书记，2007年2月任株洲市人大副主任。经查，2006年12月19日，湖南省委同意提名龙国华为株洲市人大副主任候选人；2007年1月11日，株洲市委免去其株洲县委书记职务。期间，龙国华分别于2007年1月8日、1月17日主持召开县委常委会研究通过了 118名干部的任免。其中，临时动议2人，提拔不符合任职资格的4人，超职数配备33人。对上述违规任用干部问题，株洲市委组织部督促株洲县委进行坚决纠正，取消了118名干部的任免决定。湖南省纪委对龙国华涉嫌严重违纪问题进行立案调查，查明其存在受贿411.936万元人民币、1.54万美元等犯罪事实，其中涉及受贿卖官问题。2010年3月，龙国华因犯受贿罪被一审判处无期徒刑，剥夺政治权利终身，并处没收个人全部财产。

六、云南省昆明市工商局原局长王爱中突击调整干部问题。王爱中，男，1955年8月出生，2000年7月任昆明市工商局党组书记、局长。经查，2009年10月24日，云南省委组织部对王爱中作为拟提拔交流使用的副厅级领导干部人选进行了考察。10月26日，省委常委会议研究决定王爱中作为省直部门副厅级领导干部拟任人选；同日，王爱中主持局党组会议研究决定调整10名干部，并将方案上报省工商局党组。10月28日，省工商局党组讨论批准了昆明市工商局党组上报的干部调整方案。省工商局党组和王爱中的上述行为，违反了《党政领导干部选拔任用工作条例》第六十三条第七项“不准在机构变动和主要领导成员工作调动时，突击提拔调整干部”的规定。根据查明事实，云南省委研究决定对王爱中副厅级领导职务不予任用；责成省工商局党组向省委作出书面检查并免去王爱中昆明市工商局党组书记、局长职务，撤销10名干 部职务任免的批复，将省工商局、昆明市工商局人事部门主要负责人调离组织人事工作岗位。

七、福建省福清市人民法院原院长陈孝铭突击调整干部问题。陈孝铭，男，1963年5月出生，2007年1月任福清市人民法院党组书记、院长。经查，2009年12月3日，福州市委组织部在福州市中级人民法院召开民主推荐大会，推荐两名正处级领导干部。陈孝铭意识到自己可能被调整，于4日主持召开院党组会议，突击研究了7名干部的调整事项。根据查明事实，福建省委组织部和福州市委决定，免去陈孝铭福清市人民法院院长职务，取消其主持研究的干部任用事项，并予以通报。

八、江西省抚州市临川区委违规提拔调整干部问题。经查，2009年12月初，临川区委研究拟提拔、调整干部232人。其中，42名事业编制干部、1名单位性质未定的干部和1名聘用制干部拟提拔到《公务员法》实施机关和参照单位任副科级领导职务。接到群众举报后，江西省纪委、省委组织部及时派出调查组，制止了这起大批量违规提拔调整干部问题。根据查明事实，江西省委研究决定，免去负主要领导责任的叶建青抚州市委常委、委员职务，抚州市委免去其临川区委书记、常委、委员职务；抚州市委决定对临川区委常委、组织部长吴茂发进行诫勉谈话，并责令其向省委组织部和市委写出书面检查。

九、黑龙江省齐齐哈尔市政府原秘书长李维群在后备 干部推荐考察中拉票问题。李维群，男，1955年10月出生，2008年7月任齐齐哈尔市政府秘书长。经查，2009年9月7日，李维群得知省委组织部考察组即将到齐齐哈尔市进行地厅级后备干部推荐考察后，先后给180多名领导干部发送410多条手机短信进行拉票。根据查明事实，黑龙江省委组织部决定，取消李维群的副厅级后备干部考察人选资格，齐齐哈尔市委免去其市政府党组成员、秘书长职务。

十、湖北省教育厅学位办主任韩习祥拉票问题。韩习祥，男，1961年1月出生，2008年5月任湖北省教育厅学位办主任。经查，2010年1月12日，省委组织部在省教育厅进行副主任督学和副巡视员的民主推荐期间，韩习祥通过给有关领导和同事打电话、发手机短信等形式要求在民主推荐中予以关照。根据查明事实，湖北省纪委、省委组织部决定取消韩习祥副主任督学考察对象资格和省教育厅后备干部资格，一年内不得提拔任用。

十一、云南省德宏州中级人民法院原副院长杨华相拉票问题。杨华相，男，1968年12月出生，2003年2月任德宏州中级人民法院副院长。经查，2009年11月26日至28日，全省法院系统民主推荐部分州市中级人民法院院长人选期间，杨华相先后给法院系统多名干部打电话、发短信，请求他人为自己拉推荐票或在推荐时给予关照。根据查明事实，云南省委决定取消杨华相州市中级人民法院院 长候选人资格，德宏州委决定免去其州中级人民法院副院长职务，并给予党内严重警告处分。

十二、原环境保护总局行政体制与人事司司长李建新违反组织人事纪律受贿案。李建新，男，1952年4月出生，2003年3月任原环保总局行政体制与人事司司长。经查，李建新在2004年至2006年担任环保总局行政体制与人事司司长期间，利用职务上的便利，在为他人办理进京调动、解决工作和住房、军队转业干部安臵、学生进京就业安排等请托事项中，多次收受贿赂折合人民币44.6万余元；在公务活动和社会交往中收受人民币和有价证券40余万元。根据查明事实，李建新被判处有期徒刑十年，并被开除党籍、开除公职。

王国华等人身为党员领导干部，本应模范遵守党的干部政策法规和组织人事纪律，却臵党的原则和纪律于不顾，在干部选拔任用工作中违规违纪甚至违法犯罪，影响十分恶劣。他们受到严肃查处，充分体现了各级党委（党组）、纪检监察机关和组织人事部门深入整治用人上不正之风的坚定决心和维护组织人事纪律的鲜明态度。广大党员和干部要从中汲取教训、引以为戒。各级领导班子和领导干部要从事关党和国家长治久安的战略高度和推动科学发展的大局出发，充分认识严肃组织人事纪律、整治用人上不正之风、提高选人用人公信度的极端重要性，进一步增强责任感和使命感，以更加坚决的态度、更加有力的 措施、更加扎实的工作，坚决遏制用人上的不正之风和腐败现象。

一是进一步加大四项监督制度执行力度，确保取得实效。前不久，中央办公厅印发了《党政领导干部选拔任用工作责任追究办法（试行）》，中央组织部配套印发了《党政领导干部选拔任用工作有关事项报告办法（试行）》、《地方党委常委会向全委会报告干部选拔任用工作并接受民主评议办法（试行）》、《市县党委书记履行干部选拔任用工作职责离任检查办法（试行）》。这四项监督制度，针对干部选拔任用工作中容易出现的问题，形成了事前报告、事后评议、离任检查、违规失职追究的监督链条，为深入整治用人上不正之风提供了有力的制度化武器。各级党委（党组）和组织人事部门要不折不扣执行四项监督制度，领导干部特别是党委（党组）主要负责人要带头遵守四项监督制度。要高度重视并切实提高制度的执行力，加强对选人用人法规制度和监督制度落实情况的监督检查，真正做到有章必依、执行必严、违规必纠。

二是进一步加大案件查处力度，严格责任追究。严肃查处是整治用人上不正之风的有效手段。对群众反映强烈的违规违纪用人问题，要坚持有案必查，发现一起查处一起，让那些想搞不正之风的人心生畏惧、自我收敛。要综合运用组织处理和纪律处分两种手段，切实加大问责力度，严格进行责任追究。要及时通报查实案件，警示教育 干部，做到查处一起、通报一起、震慑一批、教育一片。今年，要在继续整治拉票贿选问题的同时，重点对买官卖官问题进行整治。各级组织人事部门要与纪检监察等执纪执法机关紧密配合，严肃查处拉票贿选、买官卖官、带病提拔和带病上岗、突击提拔调整干部以及群众反映强烈的其他违规用人问题，适时曝光典型案件，加强案件剖析，切实发挥案件查处的惩戒和治本功能。

三是进一步加大干部人事制度改革力度，注重源头治理。防治用人上的不正之风，根本出路在改革。要深入贯彻落实《2010-2020年深化干部人事制度改革规划纲要》，毫不动摇地推进干部人事制度改革，从根本上解决选人用人方面的突出问题。要认真研究解决干部人事制度改革中出现的新情况新问题，将经过实践检验的成功做法及时上升为制度，形成科学的干部选拔任用工作监督机制，努力从制度上消除用人上不正之风滋生的土壤和条件，用制度和机制遏制“潜规则”。要逐步扩大干部选拔任用信息公开的内容和范围，不断增加干部工作透明度，让选人用人权在阳光下运行。

严肃组织人事纪律、整治用人上不正之风、提高选人用人公信度，各级党委（党组）负有首要责任。要建立和落实深入整治用人上不正之风工作责任制，党委（党组）、纪检监察机关和组织人事部门主要负责同志要切实负起责任，把深入整治用人上不正之风工作作为落实党风廉政 建设责任制的重要内容和考核党委（党组）工作实绩的重要指标，一并部署、一并落实、一并考核。各级组织人事部门要把深入整治用人上不正之风工作作为组织工作让人民满意的重中之重来抓，内部各有关工作机构要按照职责分工，认真抓好整治工作任务的落实。各级纪检监察机关要认真履行职责，严肃查处违反组织人事纪律案件。组织人事部门和纪检监察机关要加强合作，及时沟通有关情况，形成整治用人上不正之风工作的合力。

主题词：干部监督 行贿受贿 转发 通知

中共重庆市江津区委组织部办公室 2010年11月15日