1994年分税制改革后，中央和地方税收分享制度在2002年和2003年进行了两次大的调整，2002年将原来归属于地方所有的地方企业所得税和个人所得税由中央和地方按比例分享①，2002年中央和地方分享比例分别为50%和50%，2003年至今中央分享60%，地方分享40%；这里用两个税收分享改革虚拟变量y02和y03来刻画这两次政策调整，同时根据改革对不同收入可能产生的影响的差别，在不同模型中有所取舍。考虑到相对于2002年所得税分享改革，2003年分享调整幅度较小，在地方总收入模型中只纳入了变量y02。为考察税收分享改革及收入上收后，地方是否以非规范收入来弥补收入减少，将y02也引入到非税收入和预算外收入模型中。

财政收入受公共支出刚性制约，而ZF财政支出受预算收入约束，最近的实证研究也表明中国财政支出受财政收入规模及结构的显著影响[34-35]，财政收入和支出之间可能存在双向因果关系。

另外，本文主要考察的经济开放两变量也并非外生给定的，实际上与财政收入有复杂的联系：一方面，税收收入高的地区可能有更高的实际税负，这将会制约外贸和外商投资的扩大，降低经济开放水平；另一方面，财政收入高的地区往往有更高的经济发展水平和公共支出，经济集聚收益和公共服务便利，又将促进外资和对外贸易发展，扩大经济开放水平。因此，上文构造的计量模型可能会存在内生性问题，为避免变量间的内生性问题，借鉴通常的简便做法[36,37]，将解释变量中的财政支出变量和经济开放变量滞后一期作为工具变量，这便在很大程度上消除了被解释变量对解释变量的作用渠道，同时还体现了经济开放、财政支出变量对财政收入影响的滞后性。

2.2  数据与方法

本文使用1999年到2007年中国30个省区面板数据进行实证分析，西藏和港澳台地区因数据不全和自身特殊性没有包括在内，之所以选用1999年以后数据是考虑到1994年我国税收制度进行了重大改革，而新制度从实施到稳定运行有时间滞后可能，此外还考虑到具体数据的可比性和完整性。该部分所用原始数据主要来自《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、《中国税务年鉴》2000年到2008年各期，经计算整理而得。税收征管效率指标具体测算方法是依照王德祥和李建军[38]的做法，以国地税系统征得税收收入为产出变量，以三次产业各自增加值、企业营业盈余、劳动者报酬和税收人员数等为投入变量，建立税收前沿生产函数，利用随机前沿方法测算出所得。税收分享改革虚拟变量取值方法为，2002年所得税分享改革哑变量，在2001年及以前取值为0，其后取值为1；2003年所得税分享改革哑变量，在2002年及以前各期取值为0，其后取值为1。

为避免面板数据不稳定可能造成的伪回归问题，在进行计量分析之前，首先对数据进行单位根检验。本文采用LLC法分别对各变量进行单位根检验，检验结果如表1所示。由检验结果可以看出，各变量都拒绝了存在单位根的原假设，说明本研究中所使用的变量都是平稳的，故不需要对数据进行进一步处理，可直接进行回归分析。

面板数据模型主要有混合回归、固定效应(FE)和随机效应(RE)三种模型。在进行回归时，我们先利用从固定效应模型的wald F检验来判定混合效应模型和固定效应模型的优劣，若拒绝原假设则说明固定效应模型优于混合效应模型。接着，通过Hausman检验来确定是选择固定效应模型还是随机效应模型，若拒绝原假设则固定效应模型优于随机效应模型，若接受原假设则应选择随机效应模型。按照模型设定检验所确定的模型形式进行回归时，为避免不同地区截面异方差，对固定效应模型利用截面加权(Cross Section Weights)广义最小二乘法(GLS)进行估计；对随机效应模型，对模型系数协方差形式选用怀特时期方法进行GLS估计。

3  实证结果及分析

3.1  经济开放与地方财政收入规模

表2和表3报告了基于模型(1)的经济开放对地方财政收入规模影响的回归结果。

表1  面板数据变量单位根检验结果

注：**表示在5%的置信水平；LLC(Levin，Lin & Chu)单位根检验的原假设为存在单位根，P值越低则拒绝原假设，表明不存在单位根。检验中，滞后长度根据SIC准则选取，并包含了截距项和趋势项。

回归结果(1)显示，贸易和投资开放两变量系数分别为正和负，且都在5%的水平上显著。这说明进出口贸易的扩大，贸易开放度的提高总体上促进了财政收入增加；而外商投资企业投资增加却引起了财政收入的减少。其内在原因可能在于，外贸通过提高资源配置效率、促进竞争、技术进步及规模生产等，成为驱动各地经济增长的重要动力，增强了企业和个人等经济主体的创税能力；虽然FDI引入及外商投资增加具有经济增长效应，但由于对外资的种种直接或间接，显性或隐性的财税减免优惠政策，使外资直接的财税收入贡献有限，同时，外商投资的扩大不可避免地对内资经济产生较大的挤出效应，从而使投资开放对财政收入的影响表现为负。

就具体的财政收入项目而言，回归结果(2)显示，进出口增加及贸易开放度与地方增值税收入正相关，但统计上不显著；外商投资企业投资增加将减少地方增值税收入，可能的解释是，一方面，在我国属于增值税纳税人的外商投资企业，大多是利用中国资源、劳动力等成本优势进行生产的出口导向型企业，而增值税实行出口退税政策；另一方面，外商投资企业除享有一般的增值税减免政策外，又有针对外商投资企业的特别税收优惠措施，如外商投资企业采购国产设备享受全额退还国产设备增值税等。此外，地方ZF在激烈的税收竞争中，将其增值税分享部分返还给企业是地方税收竞争的经常做法②，郭杰和李涛(2009)最近的实证研究表明了地方也存在显著的增值税竞争。

回归结果(3)显示，营业税收入与贸易开放度关系为正，但统计上不显著；外商投资企业投资增加及投资开放度的提高则会增加营业税收入。可能的原因在于：我国货物贸易是对外贸易的主体，服务进出口额规模比较小③；外商投资企业中虽然服务业比重不高，但生产型外商投资企业增加、经济的繁荣同样可以带动服务业的发展，促进地方营业税收入的增加。

由回归结果(4)可见，贸易开放对企业所得税影响为正，但不显著。外商投资企业投资增加，投资开放度的提升显著减少了地方企业所得税收入，这主要是由于，在我国外商投资企业和外国企业所得税为中央税④，外商投资企业增多及其盈利增加并不能给地方带来企业所得税收入，相反，外企具有的管理、技术、资本等优势将给内资相关企业带来冲击，产生挤出效应，从而减少地方分享的内资企业所得税收入。

回归结果(5)显示，进出口额及外商投资企业投资增加，经济开放度提高促进了地方个人所得税收入的增加，这是因为对外贸易和外商投资增加扩大了就业，促进了经济发展，使劳动者收入增加，特别是外资企业一般较内资企业的职工有更高的工薪水平。

回归结果(6)显示，进出口及外商投资企业投资额增加、经济开放度提高对地方城建税收入影响在统计上都不显著，这主要是由我国现行的城建税税制决定的，城建税是一种流转“三税”的附加税，现行税法规定进口“三税”不征收城建税，外资企业不是城建税纳税人，其缴纳的“三税”不征收城建税。

3.表中只报告了公共截距项c，为节约篇幅不同地区各自截距项未报告(下同)。

回归结果(8)显示，进出口占GDP比和外商投资企业投资占GDP比两变量对地方财产税收入的系数都为正，但前者通过显著性检验，而后者不显著。其中的原因在于，随着贸易开放度提高及经济发展，社会拥有房产增多、交易量扩大，使地方财产税收入增加；而税法规定外资企业不缴纳房产税，同时，地方对契税税率有在幅度内的决定权，在地方引资竞争中，地方ZF往往采用低税率，这使外商投资企业投资增加及投资开放度提高对财产税作用不显著。

回归结果(9)显示，进出口及外商投资企业投资增加、经济开放度的提高对各地区资源税收入影响都不显著，可能的原因是资源类税收与外贸和外资的联系不密切，是地方所有的零散小税种。