计量期末论文

计量经济学期末课程设计

南 京 审 计 学 院  2008 级金审 院

题目：税收收入影响因素分析

学生姓名  丁亚龙  学号  js0845432

专    业  金融    班级    四班   

2011年 05 月 28 日

税收收入影响因素分析

Js0845432   08金融四班   丁亚龙

摘要：税收是我国财政收入的基本因素, 影响着我国经济的发展。税收收入的影响因素是来自于多方面的, 本文在参考多个关于影响我国税收收入的主要观点基础上，对影响08年我国各地区税收收入的主要因素进行实证分析。选取的解释变量主要有各省08年国内生产总值、财政支出、进口总额和出口总额。然后收集相关数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行参数估计和检验，并加以修正得出结论。

关键词：税收 回归 影响因素

一、前言

税收收入是指国家依据其政治权力向纳税人强制征收的收入，它是最古老、也是最主要的一种财政收入形式。税收具有强制性、无偿性和固定性三大特征。除组织收入的职能外，税收对经济社会运行和资源配置都具有重要的调节作用。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。通过对税收收入的影响因素分析，一方面有助于我们更好的理解税收迅速增长的原因，另一方面，也有助于实现经济的持续发展，合理的进行资源配置，毕竟经济要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，同时又不至于损害经济的发展，影响未来的需要。

关于我国税收收入影响因素的分析, 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。

 国内已经有很多学者做过相关研究, 例如: 武汉理工大学向静[1]做的《我国税收收入与GDP 关系的实证分析》，为讨论税收与国民收入之间的关系提供了模型支持; 安徽财经大学周建华[2]的《基于逐步回归法的税收收入影响因素分析》通过运用逐步回归法建立了税收收入影响因素的模型，研究了税收收入与国内生产总值、职工工资总额、进出口总额之间的关系并得出结论；西南财经大学欧阳若澜、杨洁茹[3]的《影响我过税收收入的实证分析》，从国内生产总值、物价、财政支出等方面进行研究，得出了三者的关系；除此还有人基于产业结构对税收收入进行分析等。在这些分析中，大多数学者都是采用相关的时间序列数据建立模型对全国进行分析，但鉴于我国地域广阔各地区发展程度相差较大，本文主要是通过采集08年各省相关数据建立截面数据进行相关分析。

理论综述

1978 年～1981 年，计划经济延续格局下中国税收理论的发展与变化。

1978 年底召开的党的十一届三中全会，确立了把党和国家的工作重点转移到经济建设上来的政治路线，正确地作出了改革、开放的战略决策。在这一阶段，我们一方面在税收思想意识上和理论研究上全面开始拨乱反正；另一方面也在积极探索适应经济改革和对外开放的理论与目标模式。

1980 年8 月26 日，五届全国常委会第15次会议决定，批准提出的决定在广东省的深圳、珠海、汕头和福建省厦门建立经济特区，鼓励客商及其公司投资设厂或与中方合资设厂、兴办企业和其他工业，并在税收、金融、土地和劳动工资等方面予以适当的优惠条件。在经济特区内，将实行不同于内地的管理和以中外合资、合作经营企业、外商独资企业为主，多种经济并存的综合企业、综合。

1981 年～1984 年，“计划经济为主、市场调节为辅”格局下中国税收理论的发展与变化

1981 年6 月党的十一届六中全会总结建国以来32 年历史经验教训时，写入《关于建国以来党的若干历史问题的决议》中：“必须在公有制基础上实行计划经济，同时发挥市场调节的辅助作用。”1982年9 月召开的十二大具体阐述了“计划经济为主、市场调节为辅”的内涵：“我国在公有制基础上实行计划经济。有计划的生产和流通，是我国国民经济的主体。同时，允许对于部分产品的生产和流通不作计划，由市场来调节，也就是说，根据不同时期的具体情况，由国家统一计划划出一定的范围，由价值规律自发地起调节作用。这一部分是有计划生产和流通的补充，是从属的、次要的，但又是必需的、有益的。”

1984 年～1993 年，发展“社会主义有计划商品经济”框架下，中国税收理论的发展与变化

1984 年10 月，党的十二届三中全会一致通过《关于经济改革的决定》，该《决定》认为：改革计划，首先要突破把计划经济同商品经济对立起来的传统观念，明确认识社会主义计划经济必须自觉依据和运用价值规律，是在公有制基础上的有计划的商品经济。商品经济的充分发展，是社会经济发展不可逾越的阶段，是实现中国经济现代化的必要条件。这就为打破计划经济创造了条件。从此，中国开始重视税收理论研究与实践工作，强调需要运用税收集中财力，调节经济，为促进经济高速发展服务。

1994 年～2008 年，构建社会主义市场经济过程中中国税收理论的发展与创新

党的“十四”大明确提出中国经济改革的目标是建立社会主义市场经济。为适应市场经济对税收提出的新要求，1994 年中国对原有工商税制进行了新中国成立以来规模最大、范围最广、力度最强、内容最深刻的全面性、结构性的改革。此次改革的指导思想是：统一税法、公平税负、简化税制、合理分权，理顺分配关系，保障财政收入，建立符合社会主义市场经济要求的税制体系。围绕这一重大税收制度变革，税收理论的研究与发展也进入了一个全新的时期，这一时期的税收理论研究主要围绕三条主线展开：一是进一步加强适应WTO 规则和经济全球化发展要求的税收理论研究；二是税收基础理论的研究与对西方税收理论“扬弃”；三是促进经济可持续发展中国特色税收理论体系创新的研究。

二、计量分析

（一）变量选取

为了具体分析各要素对提高我国税收收入的影响大小，选择能反映我们税收变动情况的“各项税收收入”为被解释变量（用Y表示），选择能影响税收收入的“国内生产总值（用X1表示）”、“财政支出(用X2表示)”和“ 商品零售价格指数（用X3表示）”为解释变量。表1为由《中国统计年鉴》得到的1988—2007年的有关数据。

表1    税收收入模型的时间序列表

年份	税收收入(Y) (单位：亿元)	国内生产总值(X1)    (单位：亿元)	财政支出(X2) (单位：亿元)	商品零售价格指数（X3）(单位：%)
1988	2390.47	14928.3	2491.21	118.5
19	2727.40	16909.2	2823.78	117.8
1990	2821.86	18547.9	3083.59	102.1
1991	2990.17	21617.8	3386.62	102.9
1992	3296.91	26638.1	3742.20	105.4
1993	4255.30	34634.4	42.30	113.2
1994	5126.88	46759.4	5792.62	121.7
1995	6038.04	58478.1	6823.72	114.8
1996	6909.82	67884.6	7937.55	106.1
1997	8234.04	74462.6	9233.56	100.8
1998	9262.80	78345.2	10798.18	97.4
1999	10682.58	82067.5	13187.67	97.0
2000	12581.51	468.1	15886.50	98.5
2001	15301.38	97314.8	102.58	99.2
2002	17636.45	104790.6	22053.15	98.7
2003	20017.31	135822.8	249.95	99.9
2004	24165.68	159878.3	28486.	102.8
2005	28778.54	183217.4	33930.28	100.8
2006	34804.35	211923.5	40422.73	101.0
2007	45621.97	249529.9	49781.35	103.8

资料来源：《中国统计年鉴2008》；

（二）指标的选择

如前言所述，国内曾有多位学者对税收相关因素进行过分析，这些学者的研究为本文的写作提供了一个很好的思路。通过对前人的研究及自己的思考，以及考虑到数据搜集的可靠性可比性，主要选取了以下指标，国内生产总值，财政支出，进口总额，出口总额。

1）各地区国内生产总值

税收影响经济，经济决定税收。经济是税收的基础和源泉，税收的增长离不开经济的增长，只有经济增长，社会财富才会增多，才能为税收收入规模的扩大提供前提，如此税收才能实现增长。而GDP是经济发展的代表性指标，并且基于前人的结论，GDP与税收收入具有直接相关性，是影响税收的最基本因素，因此本文也将选定GDP作为解释税收收入的一个主要变量。

2）财政支出

财政支出对税收收入的影响主要表现在，国家跟为了拉动经济增长，常常会实施加大财政支出力度的措施，从而使经济得到发展，各项税收相应的也可能有所增加，进而增加了税收的总收入。

3）进出口总额

人们有时候会错误的认为外贸进出口对GDP的影响和对税收收入的影响是相似的，但事实上二者是完全不同的。GDP中虽然有进出口因素，但是GDP核算的主要是进出口净值，就是一般外贸进口对于GDP而言是减项，出口对GDP是加项。但是，进口增长对税收来说是加项，即进口贸易增加了，进口环节增加税就增加了，而进口增加越多对GDP统计的时候减得越少。所以不能简单认为进出口总额是包含在GDP中的，因此本文将将进、出口总额分别作为单独的解释变量进行分析。

（三）模型选择

为分析为被解释变量各项税收收入Y和解释变量国内生产总值X1、财政支出X2和商品零售价格指数X3的关系，作如图1、图2、图3所示的散点图和图4所示的线性图。

                                图 1  

图2

图3

图 4  

（四）模型确定 我们选取这样一个模型，为分析各项税收收入Y随国内生产总值X1、财政支出X2和商品零售价格指数X3变动的数量的规律性，可以初步建立如下三元对数回归模型：

lnY= β0+ β1 lnX1+ β2 lnX2 + β3 X3 + ui

（五）确定参数估计值范围

由经济常识知，因为国内生产总值（X1）、财政支出(X2)和商品零售价格指数（X3）的增加均会带动税收收入的增加，所以国内生产总值（X1）、财政支出(X2)和商品零售价格指数（X3）与税收收入应为正相关的关系，所以可估计0＜β1＜1 ,0＜β2＜1, 0＜β3＜1。

三、参数估计

利用Eviews软件，做lnY对lnX1、lnX2、X3的回归，回归结果如下（表2）

                       表 2

Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 05/28/11  Time:22:17
Sample: 1988 2007
Included observations: 20
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	-0.334090	0.278144	-1.201142	0.2472
LNX1	0.411202	0.061393	0.506888	0.6191
LNX2	0.610785	0.057331	17.63061	0.0000
X3	0.004174	0.001534	2.721708	0.0151
R-squared	0.998352	Mean dependent var		9.095684
Adjusted R-squared	0.998043	S.D. dependent var		0.922533
S.E. of regression	0.040806	Akaike info criterion		-3.383123
Sum squared resid	0.0262	Schwarz criterion		-3.183977
Log likelihood	37.83123	F-statistic		3231.721
Durbin-Watson stat	0.735725	Prob(F-statistic)		0.000000

根据表中数据，模型设计的结果为：

ln=-0.334090  +  0.411202lnX1  +  0.610785 lnX2  +  0.004174 X3 

    (0.278144)     (0.061393)        (0.057331)        (0.001534)

  t=(-1.201142)    (0.506888)        (17.63061)       (2.721708)

  R2=0.998352   2=0.998043  DW=0.735725  F=3231.721   n=20

四、模型检验及修正

（一）经济意义检验

所估计的参数1 =0.411202， 2 =  0.610785， 3=0.004174，且0＜1＜1 , 0＜2＜1 , 0＜3＜1 ，符合变量参数中确定的参数范围。模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，当年国内生产总值每增长1%，平均来说税收收入会增加0.411202%；在假定其他变量不变的情况下，当年财政支出每增长1%，平均来说税收收入会增加0.610785%；在假定其他变量不变的情况下，当年商品零售价格指数上涨1%，平均来说税收收入会增加0.004174%。这里与理论分析和经验判断相一致

（二）统计意义检验

1、R2检验

可绝系数R2=0.998352， 2=0.998043，这说明所建模型整体上对样本数据拟合很好，即解释变量“国内生产总值（X1）”、“财政支出(X2)”和“ 商品零售价格指数（X3）”对被解释变量“各项税收收入（Y）”的绝大部分差异作了解释。

2、F检验

针对H0：β1=β2=β 3 =0，给定显著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度为k－1＝3和n－k＝16的临界值Fα（3,16）＝3.24，由表2中得到F＝3231.72＞Fα（3，17）＝3.24，应拒绝原假设H0：β1=β2=β 3 =0，说明回归方程显著，即列入模型的解释变量“国内生产总值（X1）”、“财政支出(X2)”和“ 商品零售价格指数（X3）”联合起来确实对被解释变量“各项税收收入（Y）”有显著影响。

3、t检验

分别针对H0：βj＝0（j＝0，1，2，3），给定显著性水平α＝0.05，查t分布表的自由度为n－k＝16的临界值tα/2（n－k）＝2.120。由表2中的数据可得，与0、1、2、3对应的t统计量分别为-1.20114、0.506888、17.63061、2.721708，其绝对值不全大于tα/2（n－k）＝2.120，这说明在显著水平α＝0.05下，只有2、3能拒绝H0：βj＝0，也就是说，当在其他解释变量不变的情况下，各个解释变量“国内生产总值（X1）”、“财政支出(X2)”和“ 商品零售价格指数（X3）”分别对被解释变量“各项税收收入（Y）”不全都有显著影响，这可能是由于多重共线性或自相关性的影响。

（三）计量经济意义检验

1、多重共线性检验

让lnY分别对lnX1、lnX2、X3做回归。

将lnY与lnX1做回归得到结果如表3：

                   表 3

Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 05/28/11   Time: 23:13
Sample: 1988 2007
Included observations: 20
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	-2.474855	0.515360	-4.802188	0.0001
LNX1	1.044679	0.046396	22.51675	0.0000
R-squared	0.965715	Mean dependent var		9.095684
Adjusted R-squared	0.963810	S.D. dependent var		0.922533
S.E. of regression	0.175500	Akaike info criterion		-0.547715
Sum squared resid	0.554405	Schwarz criterion		-0.448141
Log likelihood	7.477146	F-statistic		507.0039
Durbin-Watson stat	0.225214	Prob(F-statistic)		0.000000

将lnY与lnX2做回归得到结果如表4：

                   表 4

Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 05/28/11   Time: 23:18
Sample: 1988 2007
Included observations: 20
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	0.200202	0.103592	1.932610	0.0692
LNX2	0.963128	0.011159	86.30713	0.0000
R-squared	0.9975	Mean dependent var		9.095684
Adjusted R-squared	0.997455	S.D. dependent var		0.922533
S.E. of regression	0.046536	Akaike info criterion		-3.202547
Sum squared resid	0.0381	Schwarz criterion		-3.102974
Log likelihood	34.02547	F-statistic		7448.920
Durbin-Watson stat	0.529139	Prob(F-statistic)		0.000000

将lnY与X3做回归得到结果如表5：

表 5

Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 05/28/11   Time: 23:24
Sample: 1988 2007
Included observations: 20
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	16.28636	2.448852	6.650608	0.0000
X3	-0.068404	0.023237	-2.943795	0.0087
R-squared	0.324981	Mean dependent var		9.095684
Adjusted R-squared	0.287480	S.D. dependent var		0.922533
S.E. of regression	0.778718	Akaike info criterion		2.432304
Sum squared resid	10.91524	Schwarz criterion		2.531878
Log likelihood	-22.32304	F-statistic		8.665931
Durbin-Watson stat	0.3042	Prob(F-statistic)		0.008683

将lnY与lnX1、lnX2做回归得到下表6：

                         表 6

Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 05/28/11  Time: 23:26
Sample: 1988 2007
Included observations: 20
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	0.208507	0.227596	0.916126	0.3724
LNX1	-0.002932	0.071008	-0.041295	0.9675
LNX2	0.965745	0.0410	14.99361	0.0000
R-squared	0.997590	Mean dependent var		9.095684
Adjusted R-squared	0.997306	S.D. dependent var		0.922533
S.E. of regression	0.047883	Akaike info criterion		-3.1027
Sum squared resid	0.0377	Schwarz criterion		-2.953287
Log likelihood	34.027	F-statistic		3517.9
Durbin-Watson stat	0.530570	Prob(F-statistic)		0.000000

计算各解释变量的相关系数，选择lnX1、lnX2 、X3的数据，得到相关系数矩阵如表7：

                表 7

变量	LNX1	LNX2	X3
LNX1	1.000000	0.683982	-0.5532
LNX2	0.683982	1.000000	-0.5926
X3	-0.5532	-0.5926	1.000000

由表3、表4和表5可知，lnY与lnX1 、lnX2的组合为最优方程，但是lnY与X3拟合度R-squared＝0.287480并不是很高，远小于lnY分别与lnX1 、lnX2回归后得出的R-squared，但是由表2知引入X3后R-squared变为0.998352这说明引入X3这个解释变量对整体模型有改善作用。又由表7的相关系数矩阵可以看出，解释变量lnX1 、lnX2、X3相关系数不高，可认为模型不存在多重共线性，所以可保留原来的方程，即

ln=-0.334090  +  0.411202lnX1  +  0.610785 lnX2  +  0.004174 X3 

这说明，在其他因素不变的情况下，当国民生产总值增加1亿美元，财政支出每增加1亿美元，商品零售价格指数没上升1%，平均说来税收收入将分别增加0.4112021亿美元、0.610785亿美元和0.004174亿美元。

2、自相关检验

DW检验

由表2可得Durbin-Watson stat＝0.735725。

对样本量为20、三个解释变量的模型、5%显著水平，查DW统计表可知，dL＝0.998，dU＝1.676，模型中DW＜dL，显然该模型中有正自相关。

利用科克伦-奥克特迭代法对自相关检验进行处理。

＝1－DW/2＝0.63214

运行ls lny c lnx1 lnx2 x3 ar(1)得出表8：

                   表 8

Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 05/28/11   Time: 23:38
Sample(adjusted): 19 2007
Included observations: 19 after adjusting endpoints
Convergence achieved after 37 iterations
Variable	Coefficient	Std. Error	t-Statistic	Prob.
C	-2.035106	2.652952	-4.767110	0.4558
LNX1	0.454501	0.115787	2.334355	0.2034
LNX2	0.586278	0.198874	4.959307	0.0002
X3	0.008451	0.001691	2.499662	0.6251
AR(1)	0.901498	0.136769	6.591388	0.0000
R-squared	0.999109	Mean dependent var		9.1970
Adjusted R-squared	0.998855	S.D. dependent var		0.2750
S.E. of regression	0.030211	Akaike info criterion		-3.940259
Sum squared resid	0.012778	Schwarz criterion		-3.691722
Log likelihood	42.43246	F-statistic		3925.933
Durbin-Watson stat	2.014057	Prob(F-statistic)		0.000000
Inverted AR Roots	.90

经过一次迭代后，可以从表8中看出Durbin-Watson stat＝2.014057>dL，由此可见一次迭代对模型的影响较为显著，无需进行二次迭代。说明原模型确实存在一阶的自相关性。

因此可以得出结论：模型已经消除了自相关性的影响。模型的回归方程为：

lnYt= -2.035106  +  0.454501lnX1 + 0.586278lnX2  + 0.008451X3  [AR(1)= 0.901498]

t =（-4.767110） （2.334355）   （4.959307） （2.499662）    t =（6.591388）

R2=0.999109      F=3925.933      DW=2.014057

五、模型应用分析

这些数据表明，GDP，财政支出，以及商品零售价格指数确实影响着我国的税收收入。国内生产总值对税收收入是正相关的。这表明，国内生产总值会带来税收的增加。这很容易理解，因为经济是收入的来源，只有提高产出，才有可能提高税收，这是根本原因。财政对税收的影响是显著正相关的，这说明国家财政支出增加，税收也会增加。而且其系数为0.586，高于国内生产总值的影响力。究其原应应该是：国家为了拉动经济增长，常常实施扩张性的财产，从而使经济的到发展，各项税收也就自然而然的有所增加，进而提高了税收总收入。零售商品物价指数对税收收入是正相关的。这很明显，物价指数升高，意味着物价上涨，物价上涨各个销售商的收入总额也就会变大，这样需要缴纳的各项税赋也就变大，从而，国家的税收收入就会明显地提高。

税收作为社会生产力发展到一定阶段的产物，必然随着社会的发展而扩大。税收是国家参与一部分社会产品或国民收入分配与再分配所进行的经济活动，因此税收从一定程度上决定了国家的健康稳定发展，我国目前正处于经济转型期，市场机制还不完善，宏观方面，需要进行积极的宏观，实现产业结构调整，以及财政支出的改进。另外，我国应实行结构性减税，结合推进税制改革，用减税、退税或抵免的方式减轻税收负担，促进企业投资和居民消费，实行积极财政，促进国民经济稳健发展，从而对税收形成良性的影响

六、模型的经济意义分析

第一, 国内生产总值与税收收入增长成正相关。基于全国时间序列数据得出的分析有时候会得出国内生产总值与税收收入成负相关的结论。这主要是因为10多年来我国税制结构虽然没有发生大的变化，但宏观税负确实在快速增长，并且考虑到物价指数的影响，使其远远超过了同期的GDP增长速度。本文使用截面数据，撇开了物价指数的影响，某种程度上也更加客观地体现了税收收入与国内生产总值的关系。可见，随着国内生产总值的提高，税收收入也是增加的。

第二．财政支出与税收收入是正相关的。表明随着财政支出总量的增加，税收收入也增加。说明在保持重点支出的前提下，通过调整财政支出的规模与结构可以有效地增加或减少税收收入，达到调节收入优化分配的目标。

第三．进、出口总额与税收收入都是正相关的。这表明，无论是进口总额还是出口总额的增加都会带来税收收入的增加。现在关税已经成为我国税收收入的重要组成部分，也是调节我国国内市场的一个重要手段，它不仅可以保护和促进本国工农业生产的发展，更重要的是它可以有效地积累财政资金。因此，我国应该继续积极发展进出口贸易，特别是增加出口，因为数据表明，出口比进口对税收收入的影响更大，另外出口也更有利于国内生产总值的增长。

参考文献：

[1] 向静.《我国税收收入与GDP 关系的实证分析》. 统计与决策.2007(17)

[2] 周建华. 《基于逐步回归法的税收收入影响因素分析》.中国高新技术企业, 2008(18): 29-30

[3] 欧阳若澜、杨洁茹.《影响我国税收收入的实证分析》. 现代商贸工业. 2010 年第7 期

[4] 阮宜胜主编 税收学原理 北京 中国税务出版社 2007年8月1版

[5] 李静  《税收收入影响因素及实证分析》《当代经理人》（《CONTEMPORARY MANAGER》） .2006 年 21期

[6]中国统计局年鉴2011

		班 级	08金融四班		姓 名	丁亚龙		学 号	Js845432
计量经济学期末课程设计成绩评定表
总  分（100%）
评分项目与评分标准										得分
选题得分（15%）		选题有新意，与专业联系紧密，具有鲜明特色					11－15％
		选题有一定新意，与专业有关，有一定特色					6－10％
		选题落入俗套，老调重弹，无新意					0－5％
文献综述得分（15%）		覆盖面广，重点突出，形成论文写作的重要铺垫					11－15％
		覆盖面较广，重点较突出，形成论文写作基础					6－10％
		内容相关，基本能形成论文写作前提					0－5％
模型设定得分（15%）		符合计量经济学规范，理论基础严密而充分					11－15％
		符合计量经济学规范，有一定的理论基础					6－10％
		基本符合计量经济学规范					0－5％
数据来源及处理得分（15%）		数据来源权威而真实，说服力强，后期处理恰当					11－15％
		数据来源较权威，真实性有保障					6－10％
		数据来源基本可靠					0－5％
参数估计与检验得分（15%）		参数估计与模型检验完整而规范，修正过程合理					11－15％
		参数估计与模型检验较完整，修正较合理					6－10％
		参数估计与模型检验较完整					0－5％
模型的结论及评价得分（15%）		结论提炼合理，视角独到，现实指导意义显著					11－15％
		结论提炼较合理，有现一定的实意义					6－10％
		结论提炼较合理					0－5％
总体格式规范得分（10%）		格式完全符合规范，字数在4500字以上					7－10％
		格式比较规范					4－6％
		格式不规范或字数严重不足					0－3％
实 得 总 分：
评阅人签名：				年     月     日