房產稅改革對商品房價格的影響研究

摘要：近年來，我國房地產市場飛速發展，房屋價格也隨之大漲，使得房屋這種商品越來越偏離“居住”這項基本屬性轉而用于滿足投資投機需求，國家為此發布了一系列調控房價促使房地產市場平穩健康發展的政策，其中2011年頒布的房產稅試點改革引得人們尤其關注。本文簡要介紹了房產稅發展的歷史以及改革的重點，以重慶市為研究對象，采用需求理論和多元回歸模型分別從理論和實證方面研究房產稅改革對房價的影響，并得出重慶市房產稅試點改革政策會在短時間內抑制房價但從長期來看調節作用十分有限的結論。

關鍵詞：房產稅;房價;供求原理;多元線性回歸

中圖分類號：F299.23;F812.42文獻識別碼：A文章編號：

2096-3157（2020）17-0140-04

一、前言及文獻綜述

房產稅是以房屋為征稅對象，以房產的計稅價值或租金收入為計稅依據，向國家繳納的一種財產稅。1968年，國務院通過頒布《中華人民共和國房產稅暫行條例》正式明確了房產稅的征收辦法。同一時期，中國的其他稅種已經過兩次改革，但頗受爭議的房產稅卻只經歷了兩次微調。隨著城市化建設不斷加快，房地產業如雨后春筍般迅猛發展，成為拉動中國經濟必不可少的一部分，2003年至2010年短短7年時間房屋新增數已超過20世紀90年代房屋建設量的總和，與此同時，房屋價格隨之飛漲，房產在滿足大多數人居住需求外也成為很多人投資與投機的重要工具。2010年，國務院將推進房地產稅改革作為“十二五”規劃的重要工作。2011年，上海市和重慶市分別頒布《上海市開展對部分個人住房征收房產稅試點的暫行辦法》和《重慶市個人住房房產稅征收管理實施細則》，成為了房產稅改革中的第一批試點城市。重慶市房產稅的征稅對象為個人擁有的獨棟商品住宅和新購的高檔住宅，“三無”人員新購第二套普通住宅，上海市征收對象為本市居民新購且屬于第二套及以上住房，非本市居民新購住房，二者均采用差額累進稅率并給予一定的優惠面積[1]。對比基于土地私有制的歐美國家的房地產稅收制度，美國在持有環節征稅，稅率保持在1%～3%;英國對房產所有者和承租人征稅，采用8級累進稅率;德國房產稅的基本稅率為3.5%，在持有和轉讓環節征稅;日本除在保有環節征稅外，在轉讓環節也征收不動產轉讓稅，并保持1.4%～2.1%的征收稅率[2]。相比之下，我國房產稅試點改革還存在稅基過窄、稅率過低、征收目的不明確等問題。本文旨在通過理論分析和實證分析對2011年房產稅改革的影響進行研究，針對政策存在的問題從理論上提出建議，使房產稅改革盡快從摸索落為實踐，發揮稅收真正的力量。

房產稅并非新出現的稅種，國內外學者對征收房產稅對房屋價格的影響做了諸多研究。Rosenthal（1999）對英國等州郡的稅收水平和房價進行具體分析，得出稅收會制約房價的上漲趨勢。王睿從公共經濟學，局部靜態分析，長期動態市場分析和預期視角四個部分為房產稅對房價的調控作用提供了理論依據，并從稅收角度分析了房價上漲的原因[3]。杜雪君、吳次芳和黃忠華通過對相關計量方法和模型的分析，提出房產稅和房價存在相應的長期均衡關系，并成同方向變動的結論[4]。2011年之前的研究是針對房地產稅試點改革前的研究，我國正致力于推進房地產稅改革，試點改革帶來的影響及現實意義對目前來講更具研究價值。王敏和黃瀅建立動態模型，通過分析房屋供給者對房地產政策的反應，發現開征房產稅在短期內可以抑制房價但有可能拉高未來長期的房價[5]，但這一發現忽視了需求一方對開征房產稅的反應。陳銀（2019）通過理論和實證分析發現，房產稅改革對住宅商品房價格的增長具有抑制作用。但并沒有引入虛擬變量僅將房產稅視為一般解釋變量，忽略了2011年試點這個轉折的影響。張雯熹和張洪則通過多元線性回歸分析，得出短期內，房地產稅改革會對重慶市新建住宅價格產生一定的抑制作用，但從長期市場來看，房地產稅的調節作用十分有限[6]。但在得出結論后沒有繼續發掘出現此類結論的原因也未對我國的進一步改革提出指導意見。

二、樣本區改革內容概述

2011年以上海，重慶為試點城市正式開啟房產稅改革，此次改革的核心是取消個人所有非營業用房的免稅待遇。其中，重慶市此次改革的具體內容總結如表1所示。

表1重慶市試點政策具體內容

征收對象個人擁有的獨棟商品住宅和新購的高檔住宅，“三無”人員新購第二套普通住宅

稅率應稅住房在一兩年主城九區交易均價3倍以下的，稅率為0.5%;3倍（含）至4倍的，稅率為1%;4倍（含）以上的稅率為1.2%;“三無”人員新購第二套以上的普通住房，稅率為0.5%

計稅基礎交易價格

稅收優惠試點前獨棟商品住宅享有180平方米的免稅面積;新購獨棟住宅，高檔住宅享有100平米的免稅面積

征稅目的抑制高檔住房消費

來源：《重慶市關于開展對部分個人住房征收房產稅改革試點的暫行辦法》。

根據重慶市試點改革政策，應該重點關注以下幾個方面：（1）在征收對象方面，重慶市通過“三無”政策區別了本市和非本市居民，其目的主要是抑制外來人口在本地的投機行為;（2）試點稅率相對較低且制定了差別化稅率，即遵循房屋價格越高、稅率越高的原則;（3）以交易價格為計稅基礎是為了政策的可實施性，但原始的交易價格并不能完全反映現在的房屋價值，需要在未來政策實施過程中逐步解決。

在政策實施的過程中，重慶政府也對實施中出現的問題及時加以修正，2017年重慶重新修訂過2011年頒布的政策，主要是重新定義了征收對象，其中對“三無”人員的納稅范圍改為“新購首套及以上普通住房”，對比于之前的“第二套普通住房”，政策調整后使本市和非本市居民的差異更大，同時也使得征稅范圍更加廣泛。

三、理論分析（基于供求原理）

商品需求與供給量的變化會使商品的需求價格發生變化。2011年房產稅改革后，房屋的投資投機需求得到抑制，二手房供應量增加，房屋作為一種特殊的商品價格受到抑制，具體機理分析如下：

1.征收房產稅對需求側的影響

從房地產市場來看，居民對房產的需求大致可以分為自住需求和炒房需求，開征房產稅對不同的房產需求的影響不同。

（1）對自住需求的影響。房產稅的開征對自住需求會產生需求量和需求結構兩個方面的影響。征收房產稅會直接增加購買方的持有成本，理論上會減少住房需求，但一方面，房屋作為一種特殊的商品與市面上其他商品不同，房屋缺少替代品，住房需求往往是一部分人群的剛性需求，這部分需求彈性較小，往往不會因價格的變動產生大幅度波動。[6]另一方面，重慶市房產稅的征收對象為個人擁有的獨棟商品住宅和新購的高檔住宅和“三無”人員新購第二套普通住宅，[1]即政策保護了普通民眾的基本住房需求，所以開征房產稅并不會對自住需求的需求量產生影響;但同時會改變自住需求的需求結構，即為了減少購房成本，消費者會根據個人承受能力而放棄大面積高檔住房轉而購買面積相對合理的普通住房。

（2）對炒房需求的影響。炒房需求分為投機需求和投資需求。投機需求即低買高賣，通過差價來獲取利益，房產稅征收后會增大投機者的持有成本和交易成本，使得投機者難以在短時間內將房產出手，增大了持有期間的風險，成本和風險同時提高會抑制投機行為減少投機需求。投資需求的主要影響因素是預期收益，預期收益高投資需求就會隨之增大，房屋作為一種特殊的商品，用來居住是它的主要屬性，投資屬性只是次要屬性，房產稅開征后，投資者對未來收入的預期會下降，許多投資者會認為房價會受到政策的影響而下降，預期收益減少，投資需求自然減少。投資投機需求減少對商品房房價產生抑制作用。此外，房產稅的征收會增加炒房需求者的持有成本，投資投機者自然會考慮把多余的房產租出去，或將房屋在二手市場上進行交易，增加了二手房的供應量，從而使二手房的房價降低。

2.征收房產稅對供給側的影響

房產稅的開征并沒有伴隨土地出讓金的優惠政策，即征收房產稅對房地產開發企業而言，直接增加了開發成本和銷售成本，又由于以上炒房需求的減少而降低了房產銷量，但房屋是一種開發周期長的商品，所以，短期內價格的變化并不會給新房的供給產生較大的影響。土地是一種稀缺資源，具有不可移動性，所以長期來看住宅市場的供給曲線是一條垂直于x軸的無彈性曲線，因此房屋的供給數量并不會隨房產稅的變化而變化。但基于我國對大面積、高檔住宅的征收政策，供給結構會發生從大面積到小戶型、高檔住宅到普通住宅的變化。

總體來說，重慶市房產稅的開征會對房價產生抑制作用，主要表現在有效抑制了房屋需求中的高端房屋投機行為，由于對戶籍的限制也抑制了外地人口在重慶市的炒房行為。但這種作用只是暫時的，如表2所示，2011年房產稅改革實施后，房價上漲幅度僅為11%，相比于上年下降一倍，但2017年及以后房價上漲幅度反彈。出現這種暫時性作用的原因是：一方面，對高檔住房需求的抑制很可能轉而增加對普通房產的需求進而抬高普通房產價格;另一方面，由于征收范圍過窄無法從根本上抑制房價的增長，對調控房地產市場發揮長久作用。

數據來源：國家統計局。

四、實證分析

1.變量選擇與模型建立

國內外研究發現，商品房價格受到多種因素的影響，國內生產總值、人均可支配收入、利率、房地產開發投資額、土地購置費用、地方稅收等都會給房地產市場價格帶來不同程度的影響。筆者通過閱讀文獻并結合理論分析，選取對商品房價格具有顯著影響的因素作為解釋變量對影響房地產價格的因素進行分析。

選取重慶市2007年～2016共10年的統計數據，以商品房平均銷售價格（Y）作為被解釋變量，以房地產開發企業竣工房屋面積（X1）、商品房銷售面積（X2）、地區生產總值（X3）、房地產開發企業本年完成投資額（X4）、房地產開發企業土地購置費用（X5）為解釋變量，建立計量模型的核心是研究2011年房產稅改革對商品房價格產生的影響，為了突出2011年這個轉折點，更清晰地反映改革前后的商品房價格變化，且由于房產稅是否征收難以量化，所以筆者引入房產稅（D1）作為虛擬變量加入模型，2007年至2010年，取D1=0，2011年至2016年取D1=1，建立多元線性回歸模型，以上數據均來自國家統計局官網，具體方程如下：

Y=C+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+a5X5+a6D1+μ

2.計量模型確定

（1）平穩性檢驗。為了檢驗模型的穩定性，避免出現“偽回歸”的問題，采用ADF檢驗方法對被解釋變量Y進行平穩性檢驗，結果如表3所示。

如表3所示，被解釋變量ADF的檢測值為-4.271241，在5%的顯著水平下通過檢驗，但在1%的顯著水平下，t統計量的檢測值大于相應的臨界值，即在1%的顯著水平下，被解釋變量Y是非平穩序列，故對Y取對數，再次進行ADF檢驗，結果見表4。

如表4所示，LOG（Y）的ADF檢測值為-6.738996，在1%的顯著水平下通過檢驗，即時間序列LOG（Y）是平穩序列，故更改模型為：

LOG（Y）=C+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+a5X5+a6D1+μ

（2）多重共線性檢驗。為了進一步修正模型，將每一個解釋變量都作為被解釋變量對其他解釋變量進行回歸，計算方差擴大因子，運用EViews7.0軟件得到以下結果（見表5）。

如果方差擴大因子大于10，通常即表明該解釋變量與剩余解釋變量之間存在較嚴重的多重共線性，這里各個變量的方差擴大因子遠大于10，為了避免多重共線性給模型帶來的影響，這里考慮刪除解釋變量X4（房地產開發企業本年完成投資額）來對模型進行修正。

（3）回歸模型估計。運用EViews7.0對數據進行多元回歸估計，結果如表6所示：

該模型R2=0.997597，修正的可決系數為0.994593，可決系數很高，F檢驗值為332.1166，即方程從整體上來看，明顯顯著。當ɑ=0.05，查t分布表得自由度為n-k=4的臨界值t0.025（n-k）=t0.025（10-6）=2.571，所有解釋變量均能通過t檢驗，即各個解釋變量對房價影響的顯著。故最終模型如下：

LOG（Y）=6.844646+0.000144X1+9.85E-05X2+0.000109X3+0.000768X5+-0.032561D1

3.計量結果分析

從計量結果來看，我們可以得到以下結論：房產稅與房價呈顯著負相關，2011年重慶房產稅開征后，房產稅每提高1億元，房價降低3.26%，說明重慶市房產稅開征至今確實對商品房價格有明顯的抑制作用，但這種抑制效果主要通過影響二手房房價來體現，房產稅改革增加炒房需求者的持有成本，使其把多余的房產租出去，或將房屋在二手市場上進行交易，從而增加了二手房的供應量，抑制二手房房價，進而波及商品房房價。這種抑制效果也會影響新增住房但對新增住房的影響主要體現在房屋結構而非房屋價格。即重慶市試點改革在短期內會有效的抑制房價，但對未來長期的影響如何，是否會如理論分析所得不能從根本上解決供求關系還需要進一步的考察和研究。

五、結論

通過上述理論和實證兩方面分析，重慶市房產稅改革在較短時間內會對房價有積極的調控作用，但對房價并不能產生長期的調控作用。產生上述現象的原因，一方面，是改革的稅基過窄，改革的起征點高的問題。重慶只對高端住房征稅并不對中高層房產征稅，這是對重慶普通炒房者的袒護，使得進入稅收范圍的家庭都是相對富裕的家庭，稅收對他們產生的制約效果較小，長期以來依然會導致中高層房產的房價上漲，加重房屋剛需者的負擔[7]。另一方面，房產稅計稅依據不嚴謹。重慶市以交易價值作為稅收依據不能真正反映房產的經濟價值，導致房產稅收入不能隨著房屋價值的增長而變化，削弱了稅收調控的力量，加劇了房產稅的不穩定性。因此，筆者對房產稅的改革提出以下建議。第一，擴大房產稅征收范圍。要明確“寬稅基、低稅率、減稅種、嚴征管”的稅收改革方針[8]，將房產稅納入公共財政預算體系。寬稅基可以在目前窄稅基的基礎上緩慢推行，從而減輕民眾的抵觸心理也給征管部門預留充沛的準備時間。第二，完善房產稅計稅依據。為了使房產稅大范圍內公平推行需采用評估價值作為計稅依據而非房屋交易價值，且房產評估應交由第三方專業機構而非稅務部門，以解決稅務部門人手不夠的困境和房產稅的穩定征收。由于我國還處在房產稅改革的初期，改革必須依據國情和地方市場一步步進行，所以我們仍需進一步的摸索和嘗試[6]，使房產稅真正發揮出稅收的力量。

參考文獻：

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[4]杜雪君，吳次芳，黃忠華.我國房地產稅與房價關系的實證研究[J].技術經濟，2008，（09）：54～59.

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[6]張雯熹，張洪.重慶市房產稅改革對住宅價格的影響研究[J].蘭州學刊，2014，（12）：170～174.

[7]張薇.我國房產稅改革的困境與出路[J].東北師大學報（哲學社會科學版），2016，（01）：258～263.

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作者簡介：常琳琳，鄭州大學學生。