開征物業稅對房地產價格影響的實證分析

康紹大

內容摘要：本文在厘清物業稅概念的基礎上，分析了河北省1994-2013年綜合時間序列數據，通過回歸分析和模型計算，指出物業稅的征收對于抑制房地產價格上漲具有一定的正向作用，但由于我國物業稅稅率較低，因而影響作用并不明顯。基于此，本文認為政府應出臺更為科學、合理的物業稅征收條例，從而為抑制房地產泡沫現象提供堅實的政策支持。

關鍵詞：物業稅 河北省 房地產 實證分析

引言

關于開征物業稅能否控制房地產價格高開的局面，學術界一直存在廣泛爭議。國外基于物業稅開征帶來的經濟影響主要形成了三種觀點：分別是傳統觀點（Simon，1943；Netzer，1966）；受益論觀點（Tiebout，1956；Bruce Hamilton，1975；Fischel，2001）和新觀點（Mieszkowski、Oates，1972；Zodrow，1983）。傳統觀點認為物業稅的征收將推動資產價格上升，導致均衡數量低于最優水平，降低資源配置效率。受益論觀點認為開征物業稅將提高地方政府公共服務水平，不會產生扭曲作用。新觀點則認為物業稅將會對資源配置產生扭曲作用，導致地方公共服務水平下降。基于不同的理論和計量經濟學模型，國內學者對物業稅開征的價格引導作用存在較大觀點分歧。孫玉霞等的研究認為我國房地產市場需求缺乏彈性，物業稅的開征必然將稅負轉嫁到消費者身上，從而使得資產價格上升。另一些學者認為由于物業稅采取級差累進稅率，并采用某些稅收減免政策，因此對持有剛性需求的購買者沒有影響，只是對高收入階層的影響較大，但總體上對房價影響有限。還有部分學者認為物業稅的征收將有效改變人們對房價走高的預期，可有效降低房地產價格。本文借鑒了以上學者的合理觀點，利用河北省1994-2013年的綜合時間序列數據，通過實證研究指出物業稅的征收對于抑制房地產價格上漲具有一定的正向作用，但由于我國物業稅稅率較低，因而影響作用并不明顯。

理論假設

需求函數。撇開投機性需求因素，本文假設消費者對房地產的需求全部表現為消費性需求。那么根據相關的文獻統計資料，房地產市場的需求主要受房地產價格、人均收入水平、房屋使用成本以及地方公共服務水平等因素的影響。假定房屋使用成本以物業稅率來表示，地方公共服務水平以人均財政支出來表示，那么房地產市場的需求函數應為：

QDt=α1Pt+α2Yt+α3Tt+α4Et（α1<0，α2>0，α3<0，α4>0）

上式中，Pt、Yt、Tt、Et分別代表t時期房地產市場價格、居民收入、物業稅稅率和人均財政支出。

供給函數。對于房地產市場的供給分析，本文假定主要由房價和建造成本兩個因素所決定。以商品房平均售價代表房地產市場價格，以竣工房屋造價代表建造成本，構建房地產市場供給函數為：QSt=β1Pt+β2Ct（β1>0，β2>0）。式中Pt、Ct分別代表t時期房地產市場價格和建造成本。

均衡價格。一種商品的均衡價格是該種商品的市場需求量和市場供給量相等時的價格，因此，根據QD=QS，可得房地產市場的均衡價格為：Pe。

實證分析

本文以1994-2013年河北省20年的擬征物業稅稅負（以房地產稅保有環節的房產稅和城鎮土地使用稅之和除以商品房銷售額為代理變量）、人均財政支出（以年度財政支出總額除以年末總人口數為代理變量）、城鎮居民可支配收入，以及房屋平均售價（以商品房平均售價為代理變量）和住房平均建造成本（以竣工房屋造價為代理變量）為時間序列變量進行統計分析。數據來自《河北省經濟年鑒》（1995-2014年）及《河北財政年鑒》（1995-2014年）及《中國房地產統計年鑒》。

根據房地產市場均衡價格公式可得如下計量經濟模型（為消除異方差性因素，對所有數據均采用自然對數處理），具體數量關系表示如下：LnPt=λ1LnCt+λ2LnYt+λ3LnTt+λ4LnEt+ut。其中t=1994-2013，代表指定的研究期間年份，C代表房屋建造成本，Y代表居民收入，T代表擬征的物業稅稅負，E代表政府公共支出水平。本文使用最新的EVIEWS8.0軟件對數據進行了實證分析，為避免出現時間序列的偽回歸現象，首先使用PP檢驗、ADF檢驗、Kpss檢驗來驗證時間序列的平穩性，結果如表1所示。從表1可以看出，lnp、lnc、lne、lnt、lny五個序列均存在單位根，是非平穩序列。但是經過一階差分后的序列不存在單位根，是平穩序列，即所有序列是一階單整的。

為了分析lnp和lnc、lne、lnt、lny之間是否存在協整關系，可以構建多元線性回歸模型，并通過檢驗殘差的平穩性來進行判斷。首先以lnp為被解釋變量，lnc、lne、lnt、lny為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，結果如表2所示。

估計的回歸模型為Lnp=-0.33+0.65lnc +0.18lne-0.24lnt+0.28lny+et，對該模型的殘差進行單位根檢驗，估計結果如表3所示。

在5%的顯著性水平下，t檢驗統計量值為-2.905366，小于相應臨界值，從而拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根是平穩序列，說明變量間存在協整關系。變量之間存在協整，說明它們之間存在長期均衡關系。但從短期來看，可能會出現失衡，為了增強模型的精度，建立如下誤差修正模型：Dlnp=C+λ1Dlnc+λ2Dlnt+λ3Dlne+λ4Dlny+εt。然后以Dlnp為被解釋變量，以Dlnc、Dlne、Dlnt、Dlny和et-1作為解釋變量，估計回歸模型，結果如表4所示。

從表4可以看出，該模型可決系數為1，說明解釋程度較高。物業稅稅負與房價呈負相關關系，支持上述理論模型，即物業稅水平每上升1個單位，房地產價格下降0.067個單位，物業稅的征收對房地產價格上漲起到抑制作用，但影響效果不甚明顯，說明在我國當前房地產稅制結構下，僅采用房產稅與城鎮土地使用稅作為物業稅稅基仍然不合理，對房地產價格的走勢影響不明顯。

結論及建議

綜合上文的分析結果可知，物業稅的征收對抑制房價上漲確實有正向作用，但由于目前我國物業稅稅率較低，因此抑制作用并不明顯。在目前我國房價高企，地方政府“土地財政”色彩越來越明顯的背景下，我國應盡快從以下方面著手采取措施：

首先，國家層面應盡快出臺正式的不動產登記條例，對暫行條例中的模糊條款以及不合理制度加以整改與落實。河北省應在一年內完成全面制度建設，將土地、房地產等不動產登記整合到一個部門，加強數據整合和各類不動產操作系統軟件的融合對接，以為物業稅的開征打下良好的信息基礎。

其次，應盡快完善我國的財稅制度，出臺更為詳細、全面合理的物業稅征收條例，使物業稅的開征有法可依。目前我國房地產稅制最顯著的特點是：房地產開發流通環節稅賦多，稅費負擔重，從某種程度上抑制了房地產業的健康發展；而房地產保有環節課稅少，負擔輕，且針對個人的稅收優惠幅度大，導致炒房現象嚴重，房價畸形上漲，從而也間接滋生了腐敗現象。因此，我國應盡快出臺詳盡的物業稅征收條例，整合現行部分稅種，提高房地產保有環節的稅收比例；取消部分流通環節的稅費，改變原有房地產稅收體制，提高我國房地產稅制的公平性。通過制定合理的物業稅稅率，能夠增加炒房者的持有成本，減少開發商捂盤惜售的現象，促進房地產價格的合理回歸。長效的物業稅征收體制還可增加政府財政收入，改變過去單純依靠土地出讓金來彌補財政收入的短視做法。

參考文獻：

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