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一、 研究的目的要求 税收是我国财政收入的基本因素,也影响着我国经济的发展。取得财政收入的手段有多种多样，如税收、发行货币、发行国债、收费、罚没等等，而税收则由政府征收，取自于民、用之于民。经济是税收的源泉，经济决定税收，而税收又反作用于经济，这是税收与经济的一般原理。这几年来，中国税收收入的快速增长甚至“超速增长”引起了人们的广泛关注。科学地对税收增长进行因素分析和预测分析非常重要，对研究我国税收增长规律，制定经济政策有着重要意义。。 改革开放以来，中国经济高速增长，1978-2008年的31年间，国内生产总值从2亿元增长到314045亿元，一跃成为世界第二大经济体。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也发生了很大的变化，中央和地方的税收收入1978年为28亿元，到2008年已增长到79亿元，31年间平均每年增长76%。税收作为财政收入的重要组成部分，在国民经济发展中扮演着不可或缺的角色。为了研究影响中国税收增长的主要原因，分析中央和地方税收收入的增长规律，以及预测中国税收未来的增长趋势，我们需要建立计量经济模型进行实证分析。 影响税收收入的因素有很多，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，而国内生产总值是反映经济增长的一个重要指标。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。 为了全面反映中国税收增长的全貌，我们选用“国家财政收入”中的“各项税收”（即税收收入）作为被解释变量，反映税收的增长；选择“国内生产总值”（即GDP）作为经济整体增长水平的代表；选择“财政支出”作为公共财政需求的代表；选择“商品零售价格指数”作为物价水平的代表。另外，由于财税体制的改革难以量化，而且从数据上看，1985年以后财税体制改革对税收增长影响不是很大，在此暂不考虑税制改革对税收增长的影响摘之文库，你可以去看下。
计量经济学论文可以研究的问题有多种，期中比较简单的就是根据数据，建立方程，研究变量之间的关系，主要运用的工具就是计量经济学的初等知识和Eviews软件，思路、要求和注意事项我觉得这么说对你的帮助不大，所以给你一篇我的论文做参考，也许对你有帮助，如果你觉得看的不是很明白的话，可以再留言给我，我把什么思路等告诉你。 计量经济学 期末实验报告 实验名称：大中城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析 姓 名： 学 号： 班 级： （）级统计学系（）班 指导教师： 时 间： （上面是论文封皮） 23个城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析（题目） 一、 经济理论背景 近几年来，中国经济保持了快速发展势头，投资、出口、消费形成了拉动经济发展的“三架马车”，这已为各界所取得共识。通过建立计量模型，运用计量分析方法对影响城镇居民人均消费支出的各因素进行相关分析，找出其中关键影响因素，以为政策制定者提供一定参考，最终促使消费需求这架“马车”能成为引领中国经济健康、快速、持续发展的基石。 二、 有关人均消费支出及其影响因素的理论 我们主要从以下几个方面分析我国居民消费支出的影响因素： ①、居民未来支出预期上升，影响了居民即期消费的增长 居民的被动储蓄直接导致购买力的巨大分流, 从而减弱对消费品的即期需求，严重地影响了居民即期消费的增长，进而导致有效需求的不足，最终导致经济增长的乏力。90年代末期以来，我国的医疗、养老、失业保险、教育等一系列改革措施集中出台，原有的体制被打破，而新的体制尚未建立健全，因此目前的医疗、养老、失业保险、教育体制对居民个人支出的压力较大，而且基本上都是硬性支出，支出的不确定性也很大，导致居民目前对未来支出预期的上升。 ②、商品供求结构性矛盾依然突出 从消费结构上看，我国消费品市场已发生了新的根本性变化：居民低层次消费已近饱和，而更高水平的消费又未达到。改革开放20多年来，城乡居民经过了一个中档耐用消费品的普及阶段后，目前老百姓的收入消费还不足以形成一个新的、以高档产品为内容的主导性消费热点，如轿车、住房等还远不能纳入大多数人的消费主流，居民现有的购买力不能形成推动主导消费品升级的动力。 ③、物价总水平持续在低水平运行，通货紧缩的压力较大，不利于消费的增长 加入WTO之后，随着关税的降低和进口规模的扩大，国外产品对我国市场的冲击将进一步加大，国际价格紧缩对国内价格变化将产生负面影响。物价的持续下降，不利于居民的消费增长。因为从居民的消费心理上看，买涨不买降是居民购物的习惯心理。由于居民对物价有进一步下降的预期，因此往往推迟消费，不利于居民消费的增长。另外，从统计上分析，由于物价的下降，名义消费增长往往低于实际消费的增长，这在一定程度上也不利于消费增长幅度的提高。 ④、我国现阶段没有形成大的消费热点，难以带动消费的快速增长 经过近几年的培育和发展，我国目前已经形成了住房消费、居民汽车消费、通信及电子产品的消费、节假日消费及旅游消费等一些消费亮点，可以促进消费的稳定增长，但始终未能形成大的消费热点，因此不能带动消费的高速增长。 三、 相关数据收集 相关数据均来源于2006年《中国统计年鉴》： 23个大中城市城镇居民家庭基本情况（表格） 地区 平均每户就业人口（人） 平均每一就业者负担人数（人） 平均每人实际月收入（元） 人均可支配收入（元） 人均消费支出（元） 北京 6 8 1 2 9 天津 4 0 6 8 8 石家庄 4 0 3 0 9 太原 3 2 9 9 5 呼和浩特 5 9 2 8 7 沈阳 3 1 5 7 1 大连 6 8 8 1 5 长春 8 7 1 1 2 哈尔滨 4 0 8 5 4 上海 6 9 0 1 3 南京 4 0 4 0 6 杭州 5 9 0 9 2 宁波 5 8 4 2 4 合肥 6 8 5 1 9 福州 7 9 5 4 8 厦门 5 9 7 3 7 南昌 4 8 0 1 4 济南 7 7 3 8 4 青岛 6 8 6 5 7 郑州 4 1 2 2 3 武汉 5 0 5 2 1 长沙 4 1 9 9 8 广州 7 8 6 1 1 四、 模型的建立 根据数据，我们建立多元线性回归方程的一般模型为： 其中： ——人均消费支出 ——常数项 ——回归方程的参数 ——平均每户就业人口数 ——平均每一就业者负担人口数 ——平均每人实际月收入 ——人均可支配收入 ——随即误差项 五、实验过程 （一）回归模型参数估计 根据数据建立多元线性回归方程： 首先利用Eviews软件对模型进行OLS估计，得样本回归方程。 利用Eviews输出结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:08 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -180 506 -282633 2159 X1 3490 2332 427889 1704 X2 1209 7866 498528 1513 X3 552510 629371 466766 0239 X4 -180652 742107 -590947 1290 R-squared 721234 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 659286 SD dependent var 1711 SE of regression 8502 Akaike info criterion 77564 Sum squared resid 9 Schwarz criterion 02249 Log likelihood -9199 F-statistic 64259 Durbin-Watson stat 047936 Prob(F-statistic) 000076 根据多元线性回归关于Eviews输出结果可以得到参数的估计值为： , , ， ， 从而初步得到的回归方程为： Se= (506) (2332) (7866) (629371) (742107) T= (-282633) (427889) (498528) (466766) (-590947) F=64259 df=18 模型检验：由于在 的水平下，解释变量 、 、 的检验的P值都大于05，所以变量不显著，说明模型中可能存在多重共线性等问题，进而对模型进行修正。 （二）处理多重共线性 我们采用逐步回归法对模型的多重共线性进行检验和处理： X1： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:28 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 8238 6688 296574 7697 X1 0964 4840 531833 1405 R-squared 100508 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 057675 SD dependent var 1711 SE of regression 6105 Akaike info criterion 68623 Sum squared resid 2 Schwarz criterion 78497 Log likelihood -3917 F-statistic 346511 Durbin-Watson stat 770750 Prob(F-statistic) 140491 X2： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:29 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 641 2658 632596 0156 X2 -1146 9597 -218861 2364 R-squared 066070 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 021597 SD dependent var 1711 SE of regression 7371 Akaike info criterion 72380 Sum squared resid Schwarz criterion 82254 Log likelihood -8237 F-statistic 485623 Durbin-Watson stat 887292 Prob(F-statistic) 236412 X3： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:29 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 8827 8342 326831 1988 X3 540400 095343 667960 0000 R-squared 604712 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 585888 SD dependent var 1711 SE of regression 2575 Akaike info criterion 86402 Sum squared resid 5 Schwarz criterion 96276 Log likelihood -9362 F-statistic 12577 Durbin-Watson stat 064743 Prob(F-statistic) 000013 X4： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:30 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 7094 8178 141465 2665 X4 596476 124231 801338 0001 R-squared 523300 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 500600 SD dependent var 1711 SE of regression 4178 Akaike info criterion 05129 Sum squared resid 1 Schwarz criterion 15003 Log likelihood -0898 F-statistic 05284 Durbin-Watson stat 037087 Prob(F-statistic) 000096 由得出的数据可以看出， 的调整的判定系数最大，因此首先把 引入调整的方程中，然后在分别引入变量 、 、 进行OLS得： X1、X3 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:32 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -8991 9081 -644388 5266 X1 8101 2070 275533 2167 X3 517213 095693 404899 0000 R-squared 634449 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 597894 SD dependent var 1711 SE of regression 1510 Akaike info criterion 87276 Sum squared resid 2 Schwarz criterion 02087 Log likelihood -0368 F-statistic 35596 Durbin-Watson stat 032110 Prob(F-statistic) 000043 X2、X3 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:33 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 5536 1435 451015 6568 X2 -00981 0392 -110678 9130 X3 536856 102783 223221 0000 R-squared 604954 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 565449 SD dependent var 1711 SE of regression 7747 Akaike info criterion 95036 Sum squared resid 0 Schwarz criterion 09847 Log likelihood -9292 F-statistic 31348 Durbin-Watson stat 063247 Prob(F-statistic) 000093 X3、X4 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:34 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 7015 5882 326290 0306 X3 766892 553402 192782 0046 X4 -473721 656624 -244390 0363 R-squared 684240 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 652664 SD dependent var 1711 SE of regression 1157 Akaike info criterion 72634 Sum squared resid 0 Schwarz criterion 87445 Log likelihood -3529 F-statistic 66965 Durbin-Watson stat 111635 Prob(F-statistic) 000010 由数据结果可以看出，引入X4时方程的调整判定系数最大，且解释变量均通过了显著性检验，再分别引入X1、X2进行分析。 X1、X3、X4 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:37 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 6693 8464 479562 6370 X1 29944 6512 366505 7180 X3 652622 646003 558228 0192 X4 -345001 757634 -775265 0919 R-squared 686457 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 636950 SD dependent var 1711 SE of regression 0712 Akaike info criterion 80625 Sum squared resid 3 Schwarz criterion 00373 Log likelihood -2719 F-statistic 86591 Durbin-Watson stat 082104 Prob(F-statistic) 000050 X2、X3、X4 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:38 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 60939 2088 127981 8995 X2 1557 9303 575948 5714 X3 886588 600027 144175 0053 X4 -596394 701018 -277251 0345 R-squared 689658 Mean dependent var 2913 Adjusted R-squared 640657 SD dependent var 1711 SE of regression 3798 Akaike info criterion 79599 Sum squared resid 8 Schwarz criterion 99347 Log likelihood -1539 F-statistic 07429 Durbin-Watson stat 143110 Prob(F-statistic) 000046 由输出结果可以看出，在 的水平下，解释变量 、 的检验的P值都大于05，解释变量不能通过显著性检验，因此可以得出结论模型中只能引入X3、X4两个变量。则调整后的多元线性回归方程为： Se= (5882) (553402) (656624) T= (326290) (192782) (-244390) F=66965 df=20 （三）异方差性的检验 对模型 进行怀特检验： White Heteroskedasticity Test: F-statistic 071659 Probability 399378 Obs*R-squared 423847 Probability 351673 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/11/07 Time: 16:53 Sample: 1 23 Included observations: 23 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 50 9 266460 7929 X3 9623 1924 394723 6977 X3^2 -071268 187278 -380548 7080 X4 -6779 3390 -467114 6460 X4^2 121138 229933 526841 6047 R-squared 192341 Mean dependent var 87 Adjusted R-squared 012861 SD dependent var 54 SE of regression 59 Akaike info criterion 12207 Sum squared resid 60E+09 Schwarz criterion 36892 Log likelihood -9038 F-statistic 071659 Durbin-Watson stat 968939 Prob(F-statistic) 399378 由检验结果可知， ，由White检验知，在 时，查 分布表，得临界值 (20)=1435，因为 < (5)= 1435,所以模型中不存在异方差。 （四）自相关的检验 由模型的输出结果可知，估计结果都比较满意，无论是回归方程检验，还是参数显著性检验的检验概率，都显著小于05，D-W值为111635，显著性水平 =05下查Durbin-Watson表，其中n=23，解释变量的个数为2，得到下限临界值 ，上限临界值 ， =543 上周通宵了4个晚上,也没啥进展,我室友人家直接找的毕业论文网代做的,百度里搜 毕业论文网 第一个就是的，记得网站是 Lw54 的那个，居然直接过了，这周我也想开了，不行就找人写，宋思明说了，能用钱解决的问题都不是问题。 已发 计量经济学课程论文 小组成员： 组长： 指导教师： 日期：2010/年5月27日 2006年我国各城市的GDP变动的多因素分析 摘要：本文主要通过对各城市同一时期的GDP进行多因素分析，建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。 关键词：GDPY(亿元） 多因素分析 模型 计量经济学 检验 一、引言部分 GDP（国内生产总值）指一个国家（或地区）所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，从价值形态看，它是所有常住单位在一定时期内生产的全部货物和服务价值超过同期中间投入的全部非固定资产货物和服务价值的差额，即所有常住单位的增加值之和。GDP在创造的同时也被相应的生产要素分走了，主要体现为劳动报酬和利润。在现代社会政府还要以税收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就业人数L（万人）、各地区资本形成总额K(亿元）剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）之后对各城市同一时期的GDP的影响。 二、文献综述 注： 2006年各城市同一时期的GDP总量的数据来源于《中国统计年鉴2007》； 2006年就业人数L（万人）的数据来源于《中国统计年鉴2007》； 2006年资本形成总额K(亿元）的数据来源于《中国统计年鉴2007》,本表按2006年价格计算； 2006年商品零售价格指数P（上年=100）的数据来源于《中国统计年鉴2007》； 三、研究目的 通过研究各个城市在同一时期的GDP建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。 四、实验内容 根据生产函数理论，生产函数的基本形式为: 。其中，L、K分别为产出GDP的过程中投入的劳动与资金,本文未考虑时间变量 即技术进步的影响。上表列出了我国2006年我国各个城市的GDP的有关统计资料；其中产出Y为各城市同一时期的GDP（可比价），L、K分别为2006年年末职工人数和各地区资本形成总额（可比价）。 五、建立模型并进行模型的参数估计、检验及修正 （一） 我们先建立Y1与L的关系模型： 其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元) L——2006年年末职工人数（万人） 模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验 利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与L的散点图如下： 利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得： Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 14:45 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -264 2169 -184861 0034 L 99417 712549 04299 0000 R-squared 938534 Mean dependent var 979 Adjusted R-squared 936415 SD dependent var 139 SE of regression 545 Akaike info criterion 66266 Sum squared resid 74755513 Schwarz criterion 75517 Log likelihood -7712 F-statistic 8073 Durbin-Watson stat 503388 Prob(F-statistic) 000000 可见，L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，劳动每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加9941， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为936415，F值为8073，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于05,所以通过了P值检验 （二）建立Y1与K1的关系模型： 其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元) K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元） 模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验 利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与K1的散点图如下： 利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得： Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 17:16 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -0563 0357 -793873 0833 K1 241106 086751 83385 0000 R-squared 958357 Mean dependent var 979 Adjusted R-squared 956921 SD dependent var 139 SE of regression 537 Akaike info criterion 27332 Sum squared resid 50647333 Schwarz criterion 36583 Log likelihood -7364 F-statistic 3880 Durbin-Watson stat 697910 Prob(F-statistic) 000000 可见，K1的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加241106， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为956921，F值为3880，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于05,所以通过了P值检验 通过两个模型的可绝系数 、调整可决系数 、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的 ，Y1与K1的关系模型优于Y1与L的关系模型。因此，在以Y1与K1的关系模型为基础模型的条件下，建立二元关系模型。 （三）建立Y1与K1和L的二元关系模型 其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元) K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元） L——2006年年末职工人数（万人） 利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得 Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 17:23 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -643 2218 -516968 0001 K1 336796 176104 590936 0000 L 522268 190606 478107 0000 R-squared 979900 Mean dependent var 979 Adjusted R-squared 978464 SD dependent var 139 SE of regression 3899 Akaike info criterion 60943 Sum squared resid 24446367 Schwarz criterion 74820 Log likelihood -4462 F-statistic 5040 Durbin-Watson stat 633165 Prob(F-statistic) 000000 可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为978464，F值为5040，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,所以通过了P值检验。 通过两个模型的可绝系数 、调整可决系数 、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的 ，Y1与K1和L的关系模型优于Y1与K1的关系模型。因此，建立二元关系模型更符合实际经济情况。 （四）建立非线性回归模型——C-D生产函数。 C-D生产函数为： ，对于此类非线性函数，可以采用以下两种方式建立模型。 方式1：转化成线性模型进行估计； 在模型两端同时取对数，得： 在EViews软件的命令窗口中依次键入以下命令： GENR LNY1=log（Y1） GENR LNL=log（L） GENR LNK1=log（K1） LS LNY1 C LNL LNK1 则估计结果如图所示。 Dependent Variable: LNY1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 17:29 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 242345 198180 222853 2316 LNK1 666500 082707 058538 0000 LNL 493322 088128 597775 0000 R-squared 988755 Mean dependent var 504486 Adjusted R-squared 987951 SD dependent var 037058 SE of regression 113834 Akaike info criterion -416379 Sum squared resid 362831 Schwarz criterion -277606 Log likelihood 95388 F-statistic 946 Durbin-Watson stat 295173 Prob(F-statistic) 000000 可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为987951，F值为946，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,所以通过了P值检验。 通过对以上模型的可决系数 、调整可决系数 、F检验的比较，明显的 ，该模型最优。因此，选用该模型为以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立的最优多元线性回归模型。 六、总结 综上所述，我们采用截面数据拟合的模型成功的反映各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）间的数量关系，是一个成功的模型。从模型中看出，各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）有非常密切的关系，与柯布-道格拉斯 （C-D）生产函数密切吻合，验证了柯布-道格拉斯 （C-D）生产函数的正确。 参考文献： 1、《国民经济核算——国家统计年鉴2007》 2、《价格指数——国家统计年鉴2007》 3、《中国国内生产总值核算》,作者：许宪春 编著， 我们也要做，怎么办 我有，去年计量实验考试交的 不知道你还要不哈哈 计量经济学课程论文产业结构对我国经济增长影响的实证分析学号：2008324030924学院：商学院 班级：财务管理0802班姓名：王玉娟产业结构变动对我国经济增长影响的实证分析（河北农业大学商学院 财务管理0802班 王玉娟 2008324030924）摘要：经济发展是以经济增长为前提的，而经济增长与产业结构变动又有着密不可分的关系。本文采用1981年至2010年的统计数据，通过建立多元线性回归模型，运用最小二乘法，研究三大产业增长对我国经济增长的贡献，从而得出调整产业结构对转变经济发展方式，促进我国经济可持续发展的重要性。关键字：经济增长；三大产业；最小二乘法；产业结构；可持续发展The change of industrial structure to the economic growth in China empirical analysis of the influenceAbstract: Economic development is the premise of economic growth, and economic growth and the change of industrial structure and the inseparable This paper adopts from 1981 to 2010 by establishing the statistical data of multiple linear regression model, using the least squares, research to our country economy three industry growth contribution to the growth of adjust the industrial structure, thus draws for transformation of the mode of economic development, and promote the sustainable development of China's economic Key word: economic growth; Three industries; Least squares; Industrial structure一、引言经济增长通常是指在一个较长的时间跨度上，一个国家人均产出（或人均收入）水平的持续增加。经济增长率的高低体现了一个国家或地区在一定时期内经济总量的增长速度，也是衡量一个国家或地区总体经济实力增长速度的标志。它构成了经济发展的物质基础，而产业结构的调整与优化升级对于经济增长乃至经济发展至关重要。一个国家产业结构的状态及优化升级能力，是经济发展的重要动力。十六大报告提出，推进产业结构优化升级，形成以高新技术产业为先导、基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局。十七大报告明确指出，推动产业结构优化升级，这是关系国民经济全局紧迫而重大的战略任务。《十二五规划纲要》又将经济结构战略性调整作为主攻方向和核心任务。产业结构优化升级对于促进我国经济全面协调可持续发展具有重要作用。二、模型设定及数据说明1、模型设定通过对数据观察，根据搜集的1981年至2010年的统计数据，建立模型。其模型表达式为：Yt=α+β1X1+β2X2+β3X3+µi (i=1,2,3)其中：Y表示国内生产总值(GDP)的年增长率，X1、X2、X3分别表示第一、二、三产业的年增长率，α表示在不变情况下，经济固有增长率。可近似认为，表明国内生产总值增长为三次产业增加值增长率的加权和，而βi分别表示各产业部门在经济增长中的权数；βi Xi则表示各产业部门对经济增长的贡献。µi表示随机误差项。通过上式，我们可以了解到，各产业每增长1个百分点，国内生产总值(GDP)会如何变化。从而进行经济预测，为产业政策调整提供依据与参考。2、数据说明以下数据来自财新网，见表1表1 单位：％年度 GDP 第一产业 第二产业 第三产业 年度 GDP 第一产业 第二产业 第三产业 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率1981 2 98 87 42 1996 10 1 11 431982 1 53 56 98 1997 3 5 48 721983 9 33 37 17 1998 8 5 91 371984 2 88 48 35 1999 6 8 14 331985 5 84 57 16 2000 4 4 43 751986 8 32 22 04 2001 3 8 44 261987 6 7 69 36 2002 1 9 83 441988 3 54 52 16 2003 10 5 67 51989 1 07 77 36 2004 1 3 11 061990 8 33 17 33 2005 3 2 1 21991 2 4 85 87 2006 7 5 4 11992 2 7 15 44 2007 2 7 1 161993 14 7 87 19 2008 6 4 9 41994 1 4 36 09 2009 2 2 9 61995 9 5 88 84 2010 3 3 2 5三、模型参数估计运用1软件，采用最小二乘法，对表一中的数据进行线性回归，对所建模型进行估计，估计结果见下图。（图1）从估计结果可得模型：Yt=6902+1869X1+4564X2+2875X3四、模型的检验通过上述线性回归得到模型，现在就其具体形式进行检验：1、经济意义检验通过估计所得到参数，可进行经济意义检验：⑴ α=6902，表示当三大产业保持原有规模，我国GDP仍能增加6902个百分点。这种结果符合经济发展规律，合理。⑵ β1 =1869,表示在其他条件不变的情况下，第一产业每增长1个百分点，GDP增加1869个百分点；反之，降低1869，符合经济现实。⑶ β2=4564,表示在其他条件不变的情况下，第产业每增长1个百分点，GDP增加4564个百分点；反之，降低4564，符合现实。⑷ β3 =2875,表示在其他条件不变的情况下，第一产业每增长1个百分点，GDP增加2875个百分点；反之，降低2875，合理。 综上可知，该模型符合经济意义，经济意义检验通过。 2、统计检验⑴ 拟合优度检验① 样本决定系数R^2的值越接近1，说明回归直线对观测值的拟合程度越好；反之，R^2的值越接近0，说明回归直线对观测值的拟合程度越差。由图1参数估计结果可得，样本决定系数R^2=965032＞8，可见其拟合优度不错。② 调整后的样本决定系数因解释变量为多元，使用调整的拟合优度，以消除解释变量对拟合优度的影响。调整后的R^2=960997＞8，所以，其拟合程度不错。⑵方程显著性检验有模型可知总离差平方和TSS的自由度为29(n-1),回归平方和ESS的自由度为3。所以，残差平方和的自由度为26(n-k-1)。H0: βi =0 H1: βi≠0 在H0成立的条件下，统计量F= (ESS/k)/(RSS/(n-K-1))=1760而在α=05,n=30,k=3时，查表得F05(3,26)=98＜1760，由此可知，应拒绝原假设，接受H1，认为回归方程显著成立。⑶参数显著性检验H0: βi =0 H1: βi≠0在H0成立的条件下，统计量Ti=(^βi-βi)/S(^βi)当βi =0时，T1=970619、T2=04468、T3=837076；在α=05,n=30,k=3时，查表得T025(26)=056,得Ti＞T025(16)=056,则拒绝原假设，接受备选假设，即认为βi显著不为0 。3、计量经济学检验⑴解释变量之间的多重共线性检验在这里采用Frisch综合分析法，检验模型各解释变量间是否存在多重共线问题：① 通过做简单回归得到下表：表2回归方程 Tα Tβ R^2 DWY1=4776+1292 X1 49 62 01 94Y2=6885+5537 X2 87 95 81 79Y3=5273+6727 X3 30 18 65 44根据经济理论和统计检验，X2最重要，从而得出最有简单回归方程Y= 6885+5537 X2 。②将其余变量逐一引入Y=6885+5537X2，从而得出Y=6902+1869X1+4564X2+2875X3为最优模型。说明该模型不存在多重共线性问题，可能与选取变量为相对数有关，降低了其共线性问题发生的可能性。将其余变量逐一引入综上所述，该模型不存在共线性问题。⑵随即扰动项序列相关检验在给定α=05，n=30,k=3,查D-W统计表，得dL=21,dU=55。由DW=5372＜dL=21，可知随机误差项存在一阶正序列相关，即μt=ρμt-1+νt。经软件处理可得图2，ρ1估计值为8643，并且T检验显著，说明该模型确实存在一阶序列相关。DW=2963，α=05，n=29,k=3,，查表得dL=20，dU=65， dU=65＜DW=2963＜4-dU=35，表明模型已经不存在一阶序列相关性。因此，模型已消除序列相关性影响，经济增长率与各产业增长率的回归方程为：Yt=4168+2506X1+4002X2+3852X3由模型可知，当第一产业增长1个百分点时，我国经济增长2506个百分点；当第二产业增长1个百分点时，我国经济增长4002个百分点；当第三产业增长1个百分点时，我国经济增长3852个百分点。五、对策建议根据模型得出1981-2010年，三大产业对经济增长的贡献率和产业构成情况如下图所示：由图可以看出，由前面对实证分析结果可以看出，改革开放以来，第二产业对经济增长的贡献率最高，其次是第三产业、第一产业；第二、三产业所占比重逐年增大，其中，以第三产业增速最快，而第一产业在国民经济中所占比重逐年下降。1、坚持科学发展观，加快转变经济发展方式，推动产业优化升级，形成以高技术产业为先导，基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局；形成由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变的新局面，实现我国经济可全面协调持续发展。2、加大对农业的投入，调整农业内部产业结构，提高我国农业的科技化、产业化、现代化水平。改革开放以来，尤其是市场经济建立以来，虽然第一产业在国民经济中所占比重逐年下降，但第一产业对经济增长的贡献率却逐年上升，说明科教兴农、农业产业化、财政支持等农业产业政策的支持下，我国农业的综合竞争力在提升，但就总体而言，仍是我国的弱智产业。加强农业财政投入，提高农业科技化、产业化、现代化水平，调整农业内部产业结构，提高我国农业的市场竞争力。尤其应加大资本、技术等要素的投入，建立健全农村资本金融市场和生产要素流动市场，提高要素资源的使用效率。提高农村居民受教育水平，培养具有创新精神和时代感的社会主义新农民。3、要坚持走中国特色新兴工业化道路，着重改造提升制造业，培育发展战略性新兴产业，建立创新型国家，提高我国核心竞争力。自建国以来，工业尤其是重工业是我国经济发展的支柱，工业内部结构、地区结构都存在差异。调整工业内部产业结构，提高基础工艺、基础材料、基础元器件研发和系统集成水平。积极有序发展新一代信息技术、节能环保、新能源、生物、高端装备制造、新材料、新能源汽车等产业，加快形成先导性、支柱性产业，切实提高产业核心竞争力和经济效益。4、加快推进服务业发展，把推动服务业大发展作为产业结构优化升级的战略重点。推进服务业发展，不仅能够有效改变我国产业结构现状，更能够提高就业率，稳定民生，提高人们的生活水平和质量。推进服务业发展，重点是建立健全流通和服务部门，提高流通、服务质量；拓展服务业新领域，发展新业态，培育新热点，推进规模化、品牌化、网络化经营。推动特大城市形成以服务经济为主的产业结构。 参考文献：⑴ 陈华中国产业结构变动与经济增长[J]．统计与决策，2005,3⑵ 刘云峰辽宁省产业结构与经济增长实证分析[J]．东北亚论坛，2004，9⑶ 高鸿业西方经济学北京：中国人民大学出版社，2004⑷ 张润清计量经济学北京：中国农业出版社，2007⑸ 刘伟，李绍荣产业结构与经济增长[J]．中国工业经济5，⑹ 王怜产业结构变动与经济增长影响的实证分析[J]．商业现代化5 呵呵 我可以帮你 【摘要】本文旨在对1999我国城镇年人均收入变动对年人均各种消费变动的影响进行实证分析。首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。一．问题的提出随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。投资的增加促使了商品的多元化快速发展。90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。与此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。二．经济理论陈述<一>西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说（一）凯恩斯绝对收入假说对于 有（1） ，即 会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。（2） ，即 由 可知 有 ，即收入的平均消费倾向递减。绝对收入假说下的消费函数通常采用线性形式 ， 此时 ，函数 符合假说 和 （二）杜森贝利相对收入假说1．由于消费的示范效应，消费支出不仅受消费者自身收入影响，而且受他人消费支出和收入影响。2．由于消费的棘轮效应，消费支出不仅受消费者当前收入影响，而且受他过去收入和消费支出影响，尤其受具高峰时期收入和消费支出影响。即 表示过去最高消费水平，对 有 其中 表示过去最高收入水平。（三）弗里德曼持久性收入假说该假说把收入 分解为持久性收入 和暂时性收入 ，把 分解为持久性消费 和暂时性消费 ，有 ， 假定：1．从而 2． ，其中 ， 是由利息率 ，消费者非人力资本财富 其他因素 决定的，认为 通常是相对稳定的常数。 与 ， 与 ， 与 不相关，即 ， ， ，从而 ，因此 ，进而有 。所以：消费函数 不清 ，在假设 下，函数形式 成为弗里德曼持久性收入假说消费函数的修正形成或弱形式。〈二〉有关消费结构对居民消费影响的理论（一）消费结构是消费者为满足不同方面的需要，用于不同方面的消费支出在总消费支出中所占的比例关系。它是居民消费行为的重要内容。消费结构根本上说是由生产力发展水平决定的同时，又反过来对生产力发展水平产生重要影响。研究居民消费结构，对于正确引导消费，实现消费结构合理化，为产业结构调整提供理论依据，以促进经济发展有重要意义。西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下3种，（1） 按吃、穿、住、用划分；（2） 按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务（3） 按消费的社会功能分为生理消费和社会消费。消费结构变化取决于多方面因素，其中志决定作用的是人均收入水平。恩格尔定律揭示了两者的关系，用恩格尔系数= ，作为衡量个人家庭消费结构，以至一国居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准，一般也随着收入的增加，恩系趋于下降。（二）从整个人类社会发展过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化（1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化。（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化。还有好多穿不上来 加我qq 532657535请采纳。 实现我国税收制度绿色化的政策建议 一、开征系列环境税 我国在环保方面采取的税收措施很少，生态税收严重滞后于环境和资源保护对税收提出的要求。严格地讲，我国目前还不存在纯粹法律意义上的环境税。因此，我国实现税制绿色化的第一步应当考虑将现行的一些宜于以税收形式管理的环保收费项目纳入征税范围，根据环境保护的需要逐步设立环境税。 （一）环境污染税。目前，我国环境污染税缺位，治污资金主要通过征收排污费筹集。而现行的排污收费，由于缺乏强制性和规范性，征收困难，任意拖欠现象严重。在我国环境污染日趋严重、环保资金严重不足的情况下，有必要改排污收费为征税，对排污企业课征污染税。 水污染税。对直接或间接排放废弃污染物和有毒物质而造成水体污染的活动或行为从量征收。开征水污染税的目的，在于减轻和防止现有水资源的进一步毒化和污染，保护我国有限的水资源。 大气污染税。主要包括二氧化硫税和碳税。我国目前已有对二氧化硫的排污收费，可通过“费改税”，开征二氧化硫税。至于碳税则可在条件成熟时考虑开征。 固体废物税。可先对工业废弃物征税，然后逐步考虑对农业废弃物、生活废弃物征税。具体税种可考虑饮料容器税、旧轮胎税、润滑油税、化肥税等。 噪音税。可借鉴国外经验，按飞机着陆次数对航空公司征税，并将所得收入用于补偿机场周围居民。 （二）环境保护专项税。我国环保投入严重不足，仅占GDP的7%～8%，而发达国家已占5%～5%，这也是造成我国现在环境问题的原因之一。加大环保投入，迫在眉睫。建议开征环境保护专项税，为环境保护筹集专项资金。可借鉴意大利的经验，开征废物垃圾处置税，专门用于处理城市废物垃圾。 二、调整现行税制，改革和完善现行资源税 1994年税制改革后，我国与环境保护有着直接或间接联系的税种主要有：资源税、消费税、车船使用税和固定资产投资方向调节税。尽管这些税与环保有一定联系，但其设立之初一般也很少直接出于保护环境的考虑。借鉴国外的经验，我们对现有税制的完善就应渗透环保意识，采取对环境友好的态度，以为环保服务（特别是对资源税和消费税的调整与完善上）。如对能源（煤炭、石油、水电和天然气）、交通工具（主要是机动车）和汽车燃料（含铅汽油和无铅汽油）这样一些产品间接税收（消费税、销售税或增值税）中就可多考虑环境问题，根据保护环境的日益需求，根据其污染程度的大小，调高或降低税率。具体谈到关于我国现行资源税的改革与完善，建议措施如下： （一）扩大资源税的征收范围。我国现行资源税仅对矿产品和盐类资源课税，征收范围过窄，基本上只属于矿藏资源占用税。这与我国资源短缺、利用率低、浪费现象严重的情况极不相称。资源税的开征不仅是取得财政收入的一种形式，也应起到全面保护资源，提高资源利用效率的税收作用。因而应将目前资源税的征税对象扩大到矿藏资源和非矿藏资源。首先，增加水资源税，以解决我国日益突出的缺水问题。第二，增加森林资源税和草场资源税，以避免和防止生态破坏行为。待条件成熟后，再对其他资源（如土地、海洋、地热、动植物等资源）课征资源税，并逐步提高税率，对非再生性、非替代性、稀缺性资源课以重税。 （二）完善计税办法。应将现行资源税计税依据由按应税资源产品销售数量或自用数量计征改为按实际生产数量计征，对一切开发、利用资源的企业和个人按其生产产品的实际数量从量课征，尽可能减少产品的积压和损失，使国家有限的资源得到充分利用，杜绝浪费。 （三）规范资源税制。我国现行税制中对土地课征的税种有土地使用税、耕地占用税、土地增值税等，各税种自成体系，相对独立。一方面税种多，计算复杂；另一方面税制内外有别；同时征收范围过窄，减免过宽，税率过低，不利于土地资源的合理配置。鉴于土地课征的税种属于资源性质，为了使资源税制更加规范、完善，建议将土地使用税、耕地占用税、土地增值税并入资源税中，共同调控我国资源的合理开采、开发。同时应扩大对土地征税的范围，并适当提高税率，严格减免措施，统一内外税制。 三、对环保产业实行税收优惠政策 税收优惠是国家对生产者改进技术和工艺流程，减少污染物排放、资源损耗所给予的一种正面的税收鼓励或间接的财政援助，作为一种环境保护手段，在西方国家中颇受重视。在税收方面，对环保产业生产者给予适当的税收减免补偿非常必要。 四、在不加重微观经济主体负担的前提下实现税制绿色化 综合的绿色税制改革通常是在一种收入中性的背景下进行的，即为了不加重纳税的总体财政负担，新增的生态税将通过降低其他一些税的税负来加以抵消。西方国家在实现税制绿色化的过程中，非常注意保持微观经济主体现有的总体税负基本不变，比如在开征新的环境税的同时，降低企业的其他税收负担（如所得税负担）。这一点尤其值得我们借鉴。因为目前我国企业的负担（尤其是费）已经相当重，实现税制绿色化应该建立在不加重企业负担的基础上，主要是做好相关的“费改税”工作。结合目前税费制度的改革，在开征上述生态税收之后，应及时将企业缴纳的大多数环保方面的收费（如排污收费、水资源收费等）并入生态税收中一并征收，以避免重复征收，加重纳税人负担。另外，还应做好环境税与其他相关税种的衔接工作，实现统一、高效运行。根据收入中性的原则，对现有税种不当的税收，评估其对环境的有害影响，以对环境有利的生态税取而代之。 我国税制改革的建议 经济全球化是世界经济发展的必然趋势，WTO是适应和推动经济全球化要求而产生的。加入WTO对我国进一步改革和完善税收制度提出了新的要求。就我国工商税制中的地方税而言，目前的状况是：税种多，收入少，立法层次较低，改革进度滞后，对内对外两套税制并存。加快我国地方税制的改革步伐，既是政治经济形势发展的迫切需要，也是我国进一步完善税制的内在要求。 笔者认为，我国地方税制改革的指导思想应该是：统一税法，公平税负，简化税制，合理分权，建立符合社会主义市场经济要求的地方税体系。应遵循的原则应是：（1）坚持国民待遇原则，减少优惠；（2）坚持透明度原则，简化税制；（3）发挥税收调控作用，保护国内幼稚产业；（4）适度调整税负，增加地方税收收入；（5）提高税收立法层次，适当下放税权；（6）清费立税，规范税制。具体地说，应该着重于以下几方面的改革： 一、改变现行对内对外两套税制并存的做法，制定统一的房产税、土地使用税、车船使用税税法 （一）房产税 对内对外应按统一的房产税税法征税；改变计税依据，与国际惯例接轨，把按房产原值减除一定比例后的余额计税的办法，改为按评估值计税，以公平税负，减少税收流失；改进税率设计，由中央统一制定幅度比例税率，以适应我国地域辽阔、地区间经济发展差别很大的实际情况，便于地方根据本地实际确定适用税率。 （二）土地使用税 目前，很多外资企业和大型内资企业，不是设在城镇，而是设在城镇以外的地区，因此，将原“城镇土地使用税”改为“土地使用税”更为确切；内外资企业及其他纳税人应统一征收土地使用税。建议修订《中外合资经营企业法》中有关外商投资企业不征收土地使用税的条款，以贯彻国民待遇原则。我国现行的《中华人民共和国城镇土地使用税暂行条例》是1988年制定的，10多年来随着经济的发展和物价水平的提高，原制订的税额已显得过低，不利于发挥调节土地级差收入、提高土地使用效益的作用，应适当调高税额，拉大级距，以适应我国地区间经济差距悬殊的状况，增加地方财政收入。 （三）车船使用税 内外资企业和其他纳税人在我国境内拥有并使用的车船，应统一征收车船使用税。我国现行的《中华人民共和国车船使用税暂行条例》是1986年制定的，随着经济的发展和物价水平的提高，原定税额过低，不适应分税制财政体制的需要，也需要调整税额，以贯彻公平税负原则。 二、改革城市维护建设税等税种，对外资企业也依法征收 城市维护建设税是我国地方税体系的重要组成部分。改革城市维护建设税应重新立法，建立独立的税种，外资企业同样也应缴纳，名称改为“城乡维护建设税”为宜；计税依据宜改为按生产经营收入额计征，以公平税负、稳定税基、便于征管；税率改为由中央制定幅度比例税率，各省、自治区、直辖市根据当地经济发展情况和城乡维护建设的需要确定具体的适用税率。这样，有利于地方政府将有关城建的收费并轨征收，规范征收行为，有利于保证城乡维护建设资金的需要，也有利于贯彻国民待遇原则。 三、取消筵席税，停征土地增值税 （一）筵席税 筵席税是1988年在特定情况下开征的一个税种，自开征以来，收入甚微，1994年全国共征收了87万元，至1997年也只征收了3089万元，对抑制不合理的高消费、提倡勤俭节约的社会风尚，效果也不显著；1994年国务院将此税下放给地方管理后，多数省、市已停征，建议在全国范围内取消筵席税。 （二）土地增值税 土地增值税是1994年1月1日开征的一个新税种，开征目的主要是为了抑制当时的房地产投机炒卖活动，防止国有土地收入的流失，增加财政收入。此税开征7年多来，收入很少，开征当年全国只征到了52万元，至1997年也只征收5亿元。近几年随着我国房地产业的正常快速发展，行业利润已逐步趋向平均化；根据实际情况和简化税制的原则，建议暂停征收土地增值税。 四、清费立税，开征社会保障税 （一）清理整顿乱收费 应采取多种渠道分流的方法：巧立名目或重复收取的乱收费，坚决取消；确需收取、具有“规费”和“使用费”性质的，可继续采取收费的形式征收；对那些不以提供公共设施或特定服务为基础，而以取得财政收入为目的的收费，应改费为税。这也有利于改善投资环境，吸引外商来华投资。 （二）适时开征社会保障税 建立完善的社会保障体系，是市场经济健康运行的重要保证。国际上多数国家都开征了社会保障税。我国目前的各种社会保险基金，虽有缴纳人直接受益性质，但主要内涵属于税，现在有的省、市已由税务机关征收。借鉴国际经验，应积极创造条件开征社会保障税，它能有效克服社会保险统筹基金在缴纳和使用管理上的混乱现象，充分发挥税收的职能作用，促进社会保障事业的健康发展。 五、推进农村税费改革，增强我国农业产品竞争力 我国加入WTO后，农产品市场将受到强烈冲击，必须加快推进农村税费改革，减轻农民负担，增强我国农业产品的市场竞争力。中央通过多方面的调查研究，已提出农村税费改革试点方案，坚决取消各种不合理的收费、集资和摊派，取消屠宰税，在农村原有税费综合负担减轻的原则下调整农业税税率，重新核定作为农业税计税依据的常年产量并使之保持长期稳定。这一改革方案，已在安徽全省和有些省市的部分县试点。从试点的实践来看，这一改革方案是可行的，要抓紧总结试点经验，及早全面推开。 六、提高税收立法层次，适度下放地方税管理权限 地方税收管理体制必须遵循“统一领导、分级管理”的原则，兼顾中央与地方两个积极性，实行中央集权与地方分权相结合的模式。为适应我国加入WTO的新形势需要，加快改革步伐，应提高立法层次，合理划分税权。 一是全国统一开征的地方税，由全国人民代表大会立法颁布；授权省、自治区、直辖市人民代表大会制定实施细则。授予省、自治区、直辖市人民政府一定的税收加征和减免等权力，以更好地贯彻提高民族产业国际竞争能力和保护幼稚产业的税收政策。 二是对不具备在全国范围内统一开征的地区性特有税源，赋予省、自治区、直辖市人民代表大会开征新税种的立法权，避免税源流失，增加地方收入。 地方制定的税收法规，都应上报中央备案；凡与国家法律、法规有抵触的，国家最高权力机关、国务院和国家税务总局有权纠正。 税收是一个古老的历史范畴，已经有几千年的历史。税收，是支撑起一个国家、一个社会的经济支柱。按时交税，是每个公民必不可少的义务。纳税光荣，逃税可耻。自从新中国成立以后，无论是计划经济年代还是市场经济年代，税收都扮演着重要的角色，它成为文教、卫生、国防、科技领域资金的重要来源。税收与我们的生活息息相关。它是共和国前进的基石，是经济平稳发展的保障。尽管税收如此重要，可还是有些人要逃税，死活不肯交。这是对祖国不负责任的表现！祖国养育了你，而你却不肯尽自己应尽的义务。这种人，是被大家所唾弃的。“税收促进发展，发展改善民生。”纳税光荣，逃税可耻，有了税收的支持，社会才会稳定进步，而发展又是为了让人民的生活更好，民生又是税收的来源。你瞧！税收与我们的生活息息相关。依法纳税，何乐不为？ 完善个人所得税制的研究 【摘 要】：个人所得税产生于18世纪末发展于20世纪初，是现代直接税产生发展的标志，在现代直接税制结构中个人所得税具有非常重要的地位和作用。本文共包括三个部分，主要从理论和实践出发，对完善个人所得税制作以系统深入的阐述。在第一部分，文章着重论述了个人所得税的含义、历史由来和具有的重要意义。在第二部分，文章对我国现行个人所得税的状况进行了全面论述。总结了我国个人所得税的基本情况，分析现行个人所得税制的弊端，并揭示个人所得税严重流失问题。在第三部分，文章提出完善我国个人所得税制应做好哪些工作。具体措施包括：建立一个分类与综合相结合的混合税制模式，并逐步过度到综合税制模式；调整税制设置，扩大税基，减少级次，合理调整税率和扣除项目、额度；加强宣传，提高公民依法缴纳个人所得税的自觉性；提高征管质量，建立收入监控体系，做到应收尽收，促进公平。【关键词】： 个人所得税 现状分析 制度完善1994年的新税制改革，个人所得税已成为各项税种中增长最快的一种。但随着市场经济的不断发展，再结合世界各国税制发展的总趋势，我国个人所得税在时实践中暴露许问题。因此，对我国个人所得税制度进行总结分析及其制度完善等问题的研究应是十分必要。一、个人所得税的含义、由来以及意义（一）含义（二）历史由来1、西方国家个人所得税的产生和发展 2、个人所得税在我国的产生和发展（三）征收个人所得税的重要意义1、课征个人所得税有利于增加财政收人2、课征个人所得税有利于实现社会公平3、课征个人所得税有利于发挥税收对经济的“自动稳定器”功能4、课征个人所得税有利于实现社会资源的优化配置二、我国现行个人所得税的状况研究（一）个人所得税的基本情况1、个人所得税概况2、个人所得税收入结构的变化（1）由以外国人纳税为主向以国内公民纳税为主的格局转化。（2）纳税主体由高收入阶层向工薪阶层转化。3、个人所得税征收率低（二）现行个人所得税制的弊端1、分类所得税制设计不合理（1）缺乏公平性，易诱发偷、逃税款的行为产生。（2）征管效率低。(3）易产生避税现象。（4）过分依赖扣缴的征管方法，不利于提高国民的纳税意识。2、费用扣除标准过低3、税率结构复杂，税负不公4、课税范围狭窄5、尚未形成良好的征管环境（三）个人所得税流失存在的问题1、纳税意识淡薄2、征管手段不力3、利用税收政策逃税三、完善个人所得税应做好如下工作（一）建立一个分类与综合相结合的混合税制模式，并逐步过度到综合税制模式1、分类模式的优缺点2、综合模式的优缺点3、采用分类与综合相结合模式的优越性（二）调整税制设置，扩大税基，减少级次，合理调整税率和扣除项目、额度1、科学地确定起征点2、简化税制结构3、逐步拓宽税基（三）加强宣传，提高公民依法缴纳个人所得税的自觉性1、广泛利用社会舆论力量和示范影响，加强宣传2、加强对扣缴义务人、纳税人的管理、培训，规范发展税务代理中介结构（四）提高征管质量，建立收入监控体系，做到应收尽收，促进公平1、推行个人所得税自行申报制度，强化申报审核2、建立收入监控体系，加强税收监管 经济学财政税收税收理论 - 我国宏观税收负担水平的选择和优化 据美国财经杂志《福布斯》发表的2005年度的“税负痛苦指数（Tax Misery Index）指出 ，从2000年开始进入福布斯的统计以来，中国的宏观税收负担指数便一路上扬，2002年位居第三，2004年位居第四，2005年更是以160的指数跃升全球第二。，我们无法客观评价该指数的合理性和真实性，但是，任何时候都需要合理确定政府税收收入规模，即确定一个合理的宏观税收负担水平。在这一水平下，既能满足政府对税收收入的需要，又在整个的承受能力之内，不会对社会产生负面。因此，理性地界定宏观税收负担的合理水平并实现其优化就显得尤为重要。 一、宏观税收负担水平的界定：影响因素与国际经验 （一）宏观税收负担水平的影响因素 宏观税负是指一个国家的总体税负水平，一般通过一个国家一定时期内税收总量占同期GDP的比重来反映。准确把握一定时期的宏观税负水平，需要全面、充分、地考察和影响宏观税负水平高低的因素，从中找出性的认识，正确处理宏观税负与这些影响因素之间的关系。一般说来，一定时期的宏观税负水平高低的决定因素主要有经济增长水平、政府职能范围和政府非税收入规模。 经济增长水平因素。一个国家一定时期宏观税负水平的高低与经济增长水平正相关。经济增长水平愈高，社会产品愈丰富，人均GDP的水平就愈高，这样税基就比较宽广，整个社会税收的承受能力就强。因此，经济增长水平较高的经济发达国家，其宏观税负水平要高于发展中国家。从上讲，宏观税负水平增长应与生产力发展水平协调同步。据有关专家测定，西方国家税收收入增长对GDP增长的弹性系数通常大于1，而这一弹性系数在我国保持在8左右是比较合适的。 政府职能范围因素。一定时期宏观税负水平的高低取决于政府职能范围的大小。政府职能范围宽、事权多，需要政府提供的公共产品和公共服务数量就多，宏观税负水平就应高一些，反之则低。社会中政府的规模和作用范围日益扩大。政府职能范围拓展，必将使政府支出的规模不断膨胀，要求有较大规模的税收来支持，这样必然要求宏观税负水平不断提高。在税收收入成为政府主要收入来源的情况下，我们可以用一定时期财政支出占税收收入的比重来反映税收对政府履行其职能的支持程度。根据灰色模型的测定量，税收规模对政府履行其职能提供稳定的支持，一般应满足：-03<政府职能税收支持的发展系数<+ 从非税收入规模因素。税收并不是政府筹集财政资金的惟一方式和渠道。在衡量宏观税负水平时，需要考察政府通过非税方式取得的收入规模的大小。因为一定时期内整个社会创造的可供分配使用的GDP是一个定量，政府的各种收入都来源于当期社会所创造的GDP，在满足政府一定支出需要的情况下，通过非税形式取得的收入规模大，通过税收取得的收入规模必然减少。在我国传统的计划经济体制下，国有以上缴利润代替税收，从而导致税制结构简单，税收数量减少，财政收入中企业利润的份额大，而税收的份额则相应少，宏观税负水平也随之较低。但是合理的税负，则要求税收收入与非税收入相结合，统筹安排。从各国财政收入构成看，都有或多或少的非税收入。如日本、美国、法国、荷兰、 加拿大、英国、澳大利亚等国中央政府的非税收入占税收收入的比重都在10%左右。发展中国家非税收入占财政收入的比重约为15%～25%所以，税收负担并不是纳税人的全部负担，政府取得财政收入也不仅仅只有税收一种形式。要保证宏观税负水平合理化，首先应保证政府收入形式规范化。按照灰色模型的测定量，在政府收入形式较为规范的条件下，实际税收状态与税收基本能力的发展系数的差距应小于 （二）宏观税收负担水平的国际经验 早在1983年，原世界银行部顾问基思？马斯顿采用实证分析，选择21个国家，通过比较分析揭示了宏观税负水平与经济增长的基本关系。他得出的结论是：低税国家的人均GDP增长率、公共消费与私人消费的增长幅度、投资增长率和出口增长率、社会就业与劳动生产率的增长幅度均大于高税国家。税收与经济增长之间的变量关系是：税收占GDP的比值每增加一个百分点，经济增长率就下降36%高税收负担是以牺牲经济增长为代价的，这几乎成为一个普遍的规律，而对低收入国家来说，提高宏观税负水平对经济增长的影响尤为明显。税收与经济增长之间的关系是各国在确定宏观税负水平时非常重视的一个重要因素。通过对各种类型国家宏观税负水平的比较分析可以看到，西方发达国家的宏观税负水平是逐步上升的，目前的平均水平为30%以上；发展中国家税负平均水平一般在16%~20%之间。 按照税收与经济增长关系理论进行综合分析，从发展中国家税负水平的一般情况看，15%～25％这个区间的宏观税负水平较为适宜，比较符合发展中国家的经济发展状况和平均利润水平。 二、我国宏观税收负担水平的分析 （一）宏观税收负担水平与经济增长水平的比较 一般认为，随着生产力发展水平的不断提高，一个国家人均GDP水平增加，宏观税负水平也不断提高。我国人均GDP水平自1991年以来一直保持着6%以上的年增长率，是宏观税负水平提高的基础。但是由表2可见，从1994年以后，税收占GDP比重的增长要高于人均GDP水平的增长速度。我国税收收入增长对GDP增长的弹性系数在1996年以前是小于1的，即税收增长速度低于经济增长速度。从1996年开始，税收收入增长对GDP增长的弹性系数超过1，在2005年达从税收收入增长对GDP增长的弹性系数的变化，可以明显地看出近几年我国宏观税负在多年下降滞后转向升高趋势，具有一定的恢复性质。但是，这一上升的过程恰好发生在经济增长速度下降时期，与宏观经济调控的方向相背离。 （二） 宏观税收负担水平与政府执行职能需要的比较 我国尚处于经济体制转轨时期，政府和市场的分工尚不完全清晰，政府职能的界定还存在不规范之处，这需要通过深化改革来调整。但应看到，虽然我国财政收入逐年增长，仍不能完全保证政府职能部门运转及公共支出的基本需要。不少基层政府仍是“吃饭财政”。我国财政在增加农业、、等重点支出方面虽然尽了很大努力，但仍然难以满足各方面发展的需要。以教育为例，我国财政用于教育的支出占GDP的比重1994年为19%，到2005年为54%，仍然大大低于世界平均水平。从发展的需要看，随着人均GDP的增长，公共产品和公共服务的需求也会不断地增加，公共支出占GDP比重的不断扩大已是被许多国家发展实践证明了的一个规律。目前我国在改善人民群众生活环境、缩小地区发展差异、促进要素流动、提高国际竞争能力等各方面都对公共支出水平有着越来越高的要求。 我国财政除了公共支出增长的压力以外，还存在着相当大的潜在的财政支出负担。多年的国债已经积累到相当规模，每年的国债还本付息支出已经占了财政收入一个不小的比例。虽然1997年以后国债规模的扩大与宏观经济调控的需要有关，并不完全是因为财政困难所致，但是财政每年要承担相当数量的国债还本付息任务。以2005年为例，国债还息支出达730亿元，占财政支出的2%；国债还本支出为82亿元，占当年债务收入的8%在新的社会保障制度运行和人口的老龄化过程中，为支付改革前参加工作的老职工的社会保障开支和承担越来越多的老龄人口的社会保障负担，也形成财政潜在负债。冲销部分国有银行呆账和地方政府偿还债务也将是财政不可回避的一个负担。从这些方面看，我国目前税收占GDP比重水平与政府职能履行所要求的财力水平是不够适应的。 （三）宏观税收负担水平与企业负担的比较 宏观税负水平与企业税负有关，但两者又是不同的。企业税负水平主要取决于其适用税种的实际税率的高低，在其他条件不变的情况下，企业税负水平的高低是影响宏观税负水平高低的基础性因素。宏观税负水平除了受税种和税率的影响之外，还受到税基和税源范围的影响，即使税种和税率不变，甚至有所减少和下降时，如果税基和税源扩大，也有可能导致宏观税负水平上升。如欧盟各国自20世纪90年代以来持续采取降低税率的措施，但其宏观税负仍不断上升，欧盟经济货币联盟区域2005年税收占GDP比率高达45%，使宏观税负达到新高，比美国和日本高出14%其原因就是欧盟各国在降低税率的同时，采取了扩大税基和加强征管的措施。因此企业的税负轻重并不能简单地看这个国家的税收／GDP比率，而且要看这个国家基本税种的税率。 我国近几年宏观税率上升，但企业基本税种的名义税率并没有变化，工商税收各税种的法定税率仍然保持在1994年税制改革时的水平上。企业的实际税率则是有升有降，一方面由于财税部门加强税收征管，纠正地方政府随意减免税收等措施而使实际税率上升；另一方面，1994年以来政府也出台了一些新的税收优惠措施，如对高新技术产业的税收优惠、对西部地区的税收优惠、提高出口产品的退税率等，则起到了降低企业实际税率的作用。当然，在不同产业、不同类型企业之间，实际税率的这种升降分布是有所不同的。因此，比较客观地看，近年宏观税负上升的主要原因并不是增加了企业的税负。 通过上述分析，作者得出以下几点结论：（1）我国政府制度内的收入（指预算内和预算外收入的总和）占GDP的比重与国际上相近经济发展水平的国家接近，尚在正常范围内。但是还存在相当大的制度外政府收入，加大了政府实际集中资源的比例。（2）我国宏观税负上升的过程中，企业的法定税率并未提高，总体上讲是属于恢复性和发展性的上升。但是企业确实存在基本税率较高与制度外非规范负担过重的。（3）虽然宏观税负上升，税收收入有了较大的增长，但政府为执行基本职能和满足基本公共需要的财力仍然存在不足现象。（4）我国近年税收收入的增长速度高于GDP的增长速度，税收弹性系数提高较多，与经济低速增长时期扩张性财政政策目标之间存在一定的矛盾。在这种情况下，我国宏观税负水平的合理化并不单纯是税率水平调整的问题。 相关范文：我国个人所得税公平缺失的现状及原因分析摘要：根据中国的具体国情，构建科学合理、公平公正的社会收入分配体系，既是建立健全社会主义市场经济体制的一项重要内容，也是贯彻落实科学发展观、建设和谐社会的题中应有之义。在收入分配领域，个人所得税作为调节社会财富分配、缩小个人收入差距的“稳定器”，始终受到人们的高度关注。最近，党中央从构建社会主义和谐社会的需要出发，强调要更加注重社会公平，加大调节收入分配的力度，并提出“调高、扩中、提低”的收入分配改革目标。根据税收公平理论，深入剖析我国现阶段个人所得税税负公平缺失的现状及产 生原因。 关键词：税收公平；个人所得税；公平缺失；制度 一、我国现行个人所得税存在公平缺失问题 为了适应改革开放的需要，我国于1980年9月开征了个人所得税，其初衷除了增加政府财政收入外，还在于调节收入差距。随着市场经济的发展，经济形势的变化，个人所得税制在其运行过程中暴露出一些未曾预见到的问题。这些问题的存在直接削弱了税种设置的效率，甚至违背了该税种最初设计的本意，未能体现出个人所得税对个人收入水平的有效调节。2005年的税制改革提高了个人所得税的起征点，减轻了工薪阶层的纳税负担，一定程度缓解了社会贫富的差距。但是由于此次改革只是“微调”，没有对税制模式、税制设计、税收征管、税收征收环境等方面进行全方位的改革，使得现行的个人所得税依然存在公平缺失问题，主要表现在横向不公平和纵向不公平两大方面。 （一）横向不公平的具体表现 第一，有多个收入来源和收入来源较单一的两个纳税人，收入相同缴纳不同的税收。所得来源多的人分别按不同税目多次扣除免征额，可不纳税或少纳税；而所得来源少、收入相对集中涉及税目单一的人却因扣除金额少要多纳税。如一人工资2．600元每月，另一人则每月有1．600元工资再加1000元的劳务报酬，前者需要纳税，而后者则无需纳税。这迫使纳税人将收入化整为零，或偷税漏税以减轻负担，寻求公平。 第二，因来源不同导致同一性质不同收入项目缴纳不同的税收。例如，甲乙两人，甲每月获得工资薪金所得6．000元，应缴纳个人所得税（6．000-1．600）x15%-125=535元，乙该月获得劳务报酬所得也是6．000元，应缴纳个人所得税6．000x（1-20%）x20%=960元。可见，甲乙两人取得数量相同的劳动性质所得，但由于适用税率不同，导致两者的应纳税额也不同。 第三，收入相同的纳税人因所得性质不同缴纳不同的税收。例如，甲月工资收入50．000元，应缴纳个人所得税（50．000-1．600）x30%-3，375=11．145元，乙彩票中奖50．000元，应缴纳个人所得税50．000x20%=10．000元。甲的工资所得与乙的中奖所得数额相同，因分别适用9级累进税率和20%的比例税率而缴纳不同的个人所得税。 第四，同为利息所得，对存款利息、股票分红、企业债券利息征收 20%的个人所得税，而对财政部门发行的债券和国务院批准发行的金融债券利息免征个人所得税，这也是一种不平等的做法。 第五，同为中国的纳税人，本国居民与外国居民因适用的费用扣除额不同（本国居民扣除额为1．600元，外国居民扣除额为4．000元），缴纳不同的个人所得税。 (二)纵向不公平的具体表现 第一，收入来源少的工薪阶层成为个人所得税的纳税主体，所得来源多、综合收入高的高收入者却缴纳较少的税。据中国社会科学院经济学所专家们的跟踪调查报告显示：2002年全国收入最高的1％人群组获得了全社会总收入的1％，比1995年提高了5个百分点；最高的5％人群组获得了总收入的近20％，比1995年提高了1个百分点；最高的10％的人群组获得了总收入的32％，比1995年提高了2个百分点。与此相应的是，个人所得税税收收入在高收入人群的比重却相对降低。2001年中国7万亿元的存款总量中，人数不足20%的富人们占有80%的比例，其所交的个人所得税却不及总量的10%。 〔1〕根据广东省地税局公布的消息，2004年广东省共征收个人所得税6亿元，其中约70%即168亿元来自工薪阶层。国家税务总局局长谢旭人表示，2004年中国个人所得税收入为1．05亿元，其中65%来源于工薪阶层。如今，这一情况并未得到改变。 第二，隐形收入和附加福利多的人往往少纳税，偷逃税现象严重，造成社会的不公平。根据国家统计局的保守估计，全国职工工资以外的收入大约相当于工资总额的15％左右，这还不包括职工个人没有拿到手里却获益匪浅的那部分“暗补”，如住房补贴、公费医疗、儿童入托、免费或优惠就餐、住房装修等等。这些“暗补”、收入少纳税或不纳税，说明现行税制仍然存在许多漏洞，没有体现公平税负，合理负担的原则。 第三，对工薪按月计征，对劳务报酬等一些所得采取按次计征产生的纵向不公平。例如，一个月工资为1．500元，年收入为18．000元的工薪阶层，和一个假期打工一个月挣得2．000元的学生相比，前者不缴一分钱的税，而后者却要缴80元的税。 第四，工薪所得的费用扣除搞“一刀切”，赡养老人、抚育未成年子女及家庭成员是否失业等情况均未考虑在内，在新经济形势下暴露出了税收负担不公的现象。个人收入同样是3，000元，两个人都就业的两人家庭和两个人就业的五人家庭，人均的税收负担差异就很大，导致事实上的纵向不公平。 第五，个人所得税的征收、征管不严也导致税收负担不公平。表现在：首先，个人所得税实行以源泉代扣代缴为主、个人自行申报纳税为辅的征管方式导致税负不公。工薪收入相对于其他税目而言，较为规范透明，实行源泉代扣代缴，税收征收成本较低而且征收效率高，工薪阶层偷逃税现象就少；相比之下，高收入者由于收入来源形式多，加上大量现金交易的存在，使得税务机关无法对其进行有力的监控和稽查，税收征管成本高且效率低下，导致高收入者偷税、逃税、避税现象严重。虽然近年来税务部门不断加大执法力度，偷逃税和欠税问题依然严重，执行中的外来人为干扰及某些税务干部执法不严等更使个人所得税的偷逃现象愈加严重。其次，一些基层税务部门执法行为不规范，包括税收征管中税务机关或税务人员没有严格按照税法规定依法征税，存在多征税、少征税和虚征税的问题，也造成税收负担不公平。再次，我国幅员辽阔且经济社会发展极不平衡，各地的纳税条件不一样，容易导致税收征管发达的地区多征，落后地区不征或少征，不能真实体现税收的纵向公平。 二、现行个人所得税公平缺失的原因剖析 现行个人所得税制未能较好地体现税收公平原则，在横向公平与纵向公平方面表现出来的种种问题，归根到底是因为现行个人所得税在税制模式的选择、税制设计、税收征管、税收征收环境等方面存在偏差造成的。 （一）税制模式选择偏差 我国现行个人所得税制存在公平缺失的重要原因在于税制模式选择上我国实行分类所得税课征模式。这种税制模式存在许多缺陷： 第一，采用分项计征，易使纳税人通过划分不同收入项目和收入多次发放而使所得收入低于起征点，达到偷逃税、减轻税收负担的目的。 第二，未能对纳税人的应税收入综合计算，无法全面衡量纳税人的真实负税能力，会造成所得来源多、综合收入高的人不纳税或少纳税，而所得来源少、收入相对集中的人却要多纳税的不合理现象。 第三，费用扣除一刀切，不考虑纳税人家庭人口、支出结构因素以及实际负担水平，难以体现“多得多征、少得少征”的量能负担原则，难以实现税收负担公平，有悖于个人所得税的调节目标。 （二）税制设计不合理 第一，税率方面。一是工资薪金的税率级距设置不合理。低税率的级距小，这使得本不是个 人所得税要调控对象的中低收入工薪阶层，反而成为了征税主体。据国家税务总局2003年年报公布的数据显示:处于中间的、收入来源主要依靠工资薪金的阶层缴纳的个税占全部个税收入的4%，无形中是对勤劳所得的税收惩罚。二是税率档次过多、税率偏高。累进的甚至累进程度很高的名义税率不仅不能解决公平问题却有可能导致纵向不公平问题。据国家统计局对全国54，500户城镇居民家庭抽样调查资料显示，2005年上半年城镇居民家庭人均可支配收入为5，374元，月收入为896元左右。其纳税所得额绝大部分在第一和第二级，对月工资在10万元以上的相当少，最后两极税率很少使用。三是非劳动所得轻征税、劳动和经营所得重征税。我国现行的个人所得税对工资、薪金所得按5%～45%的9级超额累进税率征税；对劳务报酬所得按20%的比例税率征税，一次收入畸高的可以实行加成征收；对经营所得(生产、经营所得和承包、承租经营所得)按5%～35%的5级超额累进税率征税；对资本所得(特许权使用费、股息、利息、红利、财产转让所得、财产租赁所得)按20%的比例税率征税；而偶然所得，如彩票中奖，只征收20%的比例税率。这形成对劳动所得征税高，非劳动所得征税低的现象。四是同一性质不同项目的收入适用不同的税率和不同的计征方法造成税负不一致，导致税负不公。工资薪金、劳务报酬和个体工商户的收入同为勤劳所得，由于税法规定适用不同的税率和不同的计征方法，既容易使人产生税负不公平的感觉，也不利于鼓励勤劳所得。最为典型的表现就是工薪所得按月计征，适用九级超额累进税率，而个体工商户的生产经营所得按纳税年度计征，适用五级超额累进税率。这样，在一般个人的全年工资薪金收入与个体工商户的年收入相同的情况下，个体工商户的全年应纳税额远高于个人工资薪金的全年应纳税额。 第二，税基方面。据资料显示，2000年我国个人所得税收入仅占税收总收入的38% ，而同年美国的个人所得税占税收总额的6% 。原因之一是我国的个人所得税税基过窄，个人所得税的征税范围还不够宽, 个人证券交易所得、股票转让所得、外汇交易所得等项目尚未征税，特别是对投资的资本利得没有征税；附加福利仍无法计价并予以课税；对个体工商户或个人专营种植业、养殖业、饲养业、捕捞业等高收入者并未从法律上征收个人所得税。税基的涵盖面过小，无法真正实现税收负担公平。 第三，税收优惠方面。目前我国个人所得税制度中包含了11项免税、3项减征、10项暂免征收个人所得税的规定。其中有许多税收优惠政策，不利于收入面前人人平等，实现普遍、平等纳税。 （三）税收征管效率偏低 第一，税收征管法律不健全。我国税收征管中出现税收征管不严、执法不规范的一个重要原因是，税收法律体系不健全，税收征管中的法律约束力差，对税收执法权缺乏有效的监督制约机制。首先，税收法律体系不健全，导致无法可依。我国目前尚未有一部对税收活动共性的问题进行规范的税收基本法，现行的单行税法法律效率弱，在多数情况下缺乏应有的约束力，执行难度大，使得税收征管中许多征管措施无法可依。其次，税法的法律约束力差，存在执法不严的现象。一是税收法律只约束纳税人行为，对征税人缺乏必要的法律约束。二是税收执法缺乏强有力的税收司法保障体系，使得税收强制执行措施、税收保全措施等难以得到有效的执行，也使涉税案件的查处缺乏应有的力度、效果。再次，缺乏有效的税收执法监督机制，存在违法不究的现象。一方面，税务机关内部对税收执法的监督检查既没有建立起科学的监督、纠错目标，也没有形成科学的监督考核指标体系，而且由于税收任务因素，也不利于从税务机关内部实施有效的税收执法监督。另一方面，我国对税收执法的外部监督，尚没有形成有较强针对性的职能部门监督和具有普遍性的纳税人监督机制，对税务机关或税务人员税收执法行为的规范性、税款入库的数量和质量都缺乏相应的监督约束。 第二，税收征管能力较弱。目前制约我国个人所得税管理能力进一步提高的主要是人和物两类因素。 从人的因素分析，目前税务干部的整体素质状况还不能适应进一步开放发展的需要，表现在两个方面：一是政治思想素质不够过硬。二是整体业务素质比较低，尤其是专业知识不精通。三是税收执法的随意性大。表现为依法治税的观念树立得不够牢固，没有为查处的违规、违法渎职案件所警醒，有令不行、有禁不止、见利忘义的行为仍存在；面对繁杂、多变的税收法规，有的无法真正领会税法的立法意图，不能正确领会和处理好税收执法和服务经济的关系，增加了税法实施的难度。 从物的因素分析，征管方式仍不能超越个人主动申报和扣缴义务人代扣缴的局限。由于我国目前还没有健全的、可操作的个人收入申报法规和个人财产登记核查制度及完善的个人信用制度，加上我国市场化进程尚未完成，在一些部门仍存在大量非货币化的“隐性”福利，如免费或低价获得住宅及其他各种实物补贴，致使税务部门无法对个人收入和财产状况获得真实准确的信息资料。同时，国税、地税没有联网，信息化按部门分别执行，在实际征管中不仅不能实现跨征管区域征税，甚至同一级税务部门内部征管与征管之间、征管与稽查之间、征管与税政之间的信息传递也会受阻。同一纳税人在不同地区，不同时间内取得的各项收入，税务部门根本无法统计汇总，让其纳税，出现了失控的状态，导致税负不公。 （四）税收征收环境欠佳 第一，依法纳税意识薄弱。受历史习惯、道德观念和文化传统等多方面因素的影响，我国大多数人根本没有纳税的意识。随着经济体制改革的深化，社会价值取向被一些负面伦理道德因素所误导，社会上一部分人把能偷逃税视作一种“能力”的体现。由于个人所得税属直接税，税负不能转嫁，纳税人纳税后必然导致其收入的直接减少，而纳税人偷逃税被发现后对其处罚的力度却很轻，于是，在目前各种征管措施不到位、风险成本较低、社会评价体系缺失的前提下，人们受经济利益驱动，强化了为维护自身私利而偷逃税的动机和行为，客观上加大了税收征管与自觉纳税之间的距离。据税务部门的一份资料报告，在北京市常住的外国人中，主动申报纳税的占80％，而应征个人所得税的中国公民，主动申报纳税的仅为10％。此外，现阶段纳税人缴纳个税没有完税证明，纳税多少与纳税人的养老、医疗、住房、教育、失业、赡养等社会保障和社会福利没有联系，这也是公民主动纳税意识不强、纳税积极性不高、偷逃税现象严重的一个原因。 第二，社会评价体系存在偏差。个人所得税偷逃的另一个重要原因就是社会评价体系有问题。国外税务部门建立有一套完整的纳税人诚信评价制度和诚信纳税制度，只要你有偷逃税行为，就在电脑里纪录在案，不但你在经营上会因此受阻，而且你的行为会受到公众的鄙视，个人信用受到极大的质疑。而目前我国缺乏一套纳税人诚信评价制度和诚信纳税制度。社会和个人不觉得偷税可耻，别人也并不因此视你的诚信记录不好，而不与你交往或交易。评价体系存在严重的偏差导致纳税人偷逃税款严重，加剧税负不公，收入差距不断扩大。 构建社会主义和谐社会，是党中央从全面建设小康社会、开创中国特色社会主义事业新局面的全局出发提出的一项重大历史任务。其在收入分配领域，个人所得税的收入再分配职能对调节社会收入差距至关重要，因此保证个人所得税的税收公平对构建社会主义和谐社会具有积极的意义。针对目前个人所得税制存在公平缺失的弊端，进一步完善个人所得税已势在必行。西方发达国家在此方面做了许多有益的探索，其经验值得我们借鉴。我们应结合自己的国情，深化个人所得税制度改革，充分发挥个人所得税的收入分配调节作用，以缓解收入差距扩大，体现社会的公平、公正。 参考文献： 〔1〕贺海涛中国个人所得税制度创新研究〔M〕北京：中国财政经济出版社， 〔2〕邓益坚关于如何进行个人所得税改革的思考〔J〕特区经济，2005，（01） 〔3〕岳树民中国税制优化的理论分析〔M〕北京：中国人民大学出版社， 仅供参考，请自借鉴希望对您有帮助 8：41-----9：41 8：45-----9：45 11：41----12：41 11：45---12：45 14：41----15：41 14：45----15：45 17：41----18：41 17：45----18：45 20：41----21：41 20：45---21：45 23：41----00：41 23：45----00：45 2：41-----3：41 2：45-----3：45 5：41-----7：41 5：45-----7：45计量经济学人均收入论文
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