计量经济学课设2.doc

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辽宁XX大学

计量经济学课程设计（论文）

题目：

我国税收收入的影响因素分析

院（系）：

X

专业班级：

XX

学号：

X

学生姓名：

XX

指导教师：

XXX

教师职称：

起止时间：

X

课程设计（论文）任务及评语

院（系）：

经济学院教研室：

X

学号

学生姓名

专业班级

X

课程设计（论文）题目

课程设计（论文）任务

计量经济学课程设计是国际经济与贸易专业学科技术基础课程的实践课。

进行计量经济学课程设计，使学生运用所学知识和基本方法发现问题和解决问题，做到理论和实践的有机结合，从而提高学生的实践能力和综合素质。

本课程设计的主要目的和任务是：

（1）掌握并能运用软件进行数据分析；

（2）运用计量原理在获得数据的基础上解决实际问题；

（3）设计模型并能广泛应用；

（4）培养学生创新意识、严肃认真的治学态度和严谨求实的工作作风；

（5）结论具有一定的应用价值。

变量：

被解释变量：

解释变量：

样本容量：

报告字数：

指导教师评语及成绩

成绩：

指导教师签字：

年月日

辽宁工业大学计量经济学课程设计

第一章绪论

经济决定税收，税收又反作用于经济。

要实现经济的持续发展，必须要求与经济紧密关联的税收符合其发展的要求，即政府筹集的税收收入应尽可能的满足其实现职能的需要，同时又小至于损害经济的发展，影响未来的需要。

改革开放以来，随着经济体制改革的深化和经济的快速增长，中国的财政收支状况发生了很大的变化，中央和地方的税收收入1978年为519.28亿元，到2010年增加至73210.79亿元。

为了研究影响中国税收收入增长的主要原因，分析中央和地方税收收入的增长规律，预测中国税收未来的增长趋势，我们需要对影响税收的各个因素加以分析，从结构上对税收收入的影响做出一个很好的了解，有助于我们运用政策工具对税收结构进行优化。

影响中国税收收入增长的因素很多，但据分析主要的因素可能有：

①从宏观经济看，经济整体增长是税收增长的基本源泉。

②公共财政的需求，税收收入是财政收入的主体，社会经济的发展和社会保障的完善等都对公共财政提出要求，因此对预算支出所表现的公共财政的需求对当年的税收收入可能会有一定的影响。

③物价水平。

我国的税制结构以流转税为主，以现行价格计算的GDP等指标和经营者的收入水平都与物价水平有关。

④税收政策因素。

我国自1978年以来经历了两次大的税制改革，一次是1984~1985年的国有企业利改税，另一次是1994年的全国范围内的新税制改革。

税制改革对税收会产生影响，特别是1985年税收陡增251.42%。

但是第二次税制改革对税收增长速度的影响不是非常大。

因此，可以从以上几个方面，分析各种因素对中国税收增长的具体影响。

从进入21世纪以来，我国的经济发展面临着巨大的挑战与机遇，在新的经济背景下，基于知识和信息的产业发展迅速，全球一体化日渐深入，中国已是WTO的一员。

新形势的经济发展是经济稳定和协调增长的结果，由于税收具有敛财与调控的重要功能，因而它在现实的经济发展中至始至终都发挥着重要的作用，所以研究影响我国税收收入的主要原因具有非常重要的作用。

第二章我国税收收入的影响因素分析

2.1定量分析——变量的选择

为了全面反映中国税收增长的全貌，选择包括中央和地方税收的“国家财政收入”中的“各项税收”（简称“税收收入”）作为被解释变量，以反映国家税收的增长；选择“国内生产总值（GDP）”作为经济整体增长水平的代表；选择中央和地方“财政支出”作为公共财政需求的代表；选择“商品零售物价指数”作为物价水平的代表；选择“进出口总额”作为对外经济的代表。

由于财政体制的改革难以量化，而且1985年以后财税体制改革对税收增长影响不是很大，可暂不考虑税制改革对税收增长的影响。

所以解释变量设定为可观测的“国内生产总值”、“财政支出”、“商品零售物价指数”、“进出口总额”等变量。

2.2数据收集

中国税收收入及相关数据

年份

税收收入（Y）

/亿元

国内生产总值（X1）/亿元

财政支出（X2）

/亿元

商品零售价格指数（X3）

/%

进出口总额（X4）

/亿元

1991

2990.17

21617.8

3386.62

102.9

7225.80

1992

3296.91

26638.1

3742.20

105.4

9119.60

1993

4255.30

34634.4

4642.30

113.2

11271.00

1994

5126.88

46759.4

5792.62

121.7

20381.90

1995

6038.04

58478.1

6823.72

114.8

23499.90

1996

6909.82

67884.6

7937.55

106.1

24133.80

1997

8234.04

74462.6

9233.56

100.8

26967.20

1998

9262.80

78345.2

10798.18

97.4

26849.70

1999

10682.58

82067.5

13187.67

97.0

29896.20

2000

12581.51

89468.1

15886.50

98.5

39273.20

2001

15301.38

97314.8

18902.58

99.2

42183.60

2002

17636.45

104790.6

22053.15

98.7

51378.20

2003

20071.31

135822.8

24649.95

99.9

70483.50

2004

24165.68

159878.3

28486.89

102.8

95539.10

2005

28778.54

184937.4

33930.28

100.8

116921.80

2006

34804.35

216314.4

40422.73

101

140971.45

2007

45621.97

265810.3

49781.35

103.8

166740.19

2008

54223.79

314045.4

62592.66

105.9

176413.99

2009

59521.59

340902.8

76299.93

98.8

149518.39

2010

73210.79

401202

89874.16

103.1

196879.63

注：

数据来自《中国统计年鉴2010》

2.3模型假设

根据1991-2010年我国税收及其主要影响因素的统计数据，把模型设定为：

解释变量：

X1：

国内生产总值

X2：

财政支出

X3：

商品零售价格指数

X4：

进出口总额

被解释变量：

Y：

税收收入

2.4模型的分析

利用Eviews软件估计模型参数，回归结果如表1：

表1：

根据表1中的数据，模型估计到结果为：

2.4.1拟合优度检验

由表1回归结果可得：

可决系数R2=0.9988和修正后的可决系数可知，模型对数据的拟合程度比较好，但是这只能说明列入模型中的解释变量对被解释变量联合影响程度比较大，并不能说明模型中的各个解释变量对被解释变量都有显著影响，因此，需要做进一步的检验，即t检验。

2.4.4回归方程的异方差性检验

怀特（White）检验：

表2

根据表2的结果可得：

TR2=13.69，由White检验知，在显著水平α=0.05下，查χ2分布表，得临界值，因为TR2=13.69<,所以该回归模型不存在异方差。

2.4.5回归方程的自相关检验

DW检验：

根据表1结果：

DW=1.56，对于样本容量为20，4个解释变量，显著水平α=0.05，查DW统计表可得，,,DW值在（）之间，此时不能判别是否存在一阶自相关。

那么，选用LM检验法进行检验。

LM检验：

结果如表3：

表3

LM=TR2=0.86，在显著水平α=0.05下，查χ2分布表得，，因为TR2=0.86<,所以回归模型不存在一阶自相关。

2.4.6回归方程的多重共线性检验

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