征稅能抑制企業涉房投資嗎
——兼論“脫實向虛”的另一條路徑

劉金東 陶 然 姜令臻

一、引言

近年來，我國房價快速上漲，實體經濟卻持續低迷，兩者的投資回報率出現了巨大落差，顯著影響了企業的投資取向，促使非房地產企業增加了房地產投資行為(樊光義、張協奎，2022)。已有的研究主要集中在企業多元化經營層面，即非房地產企業通過設立房地產子公司、投資入股房地產企業等形式進入房地產行業領域的涉房投資行為。例如，榮昭、王文春(2014)研究了2001-2008年35個大中城市房價上漲對本地區非房地產上市公司進入房地產行業的影響，發現房價上漲越快，當地企業進入房地產行業的可能性越大，尤其是利潤率較低的企業相比而言進入房地產的傾向性更為顯著。他們的研究論證了非房地產企業更多是受偏高的房地產行業利潤吸引、從獲利動機出發做出的多元化經營決策。王文春、榮昭(2014)的后續研究認為，房價上漲促使非房地產企業大量資本進入房地產行業，是造成企業研發創新傾向弱化的重要原因之一。實際上，多元化經營只是企業房地產投資行為的其中一種，由于行業門檻高，故而其發生率相對較低，范圍也相對有限，黃彥彥、李雪松(2017)基于2009-2014年制造業上市公司的統計數據顯示，僅有8.3%的制造業公司涉足了房地產多元化經營。房地產行業的高門檻不僅在于資金規模要求，還對地方政府關系、行業資質有較高的要求(周黎安，2008；楊廣亮，2019等)。

在多元化經營以外，企業還可以通過購建辦公樓、住宅樓、廠房等不動產持有行為獲得涉房投資收益(袁從帥等，2015；賈國強、曹煦，2017)。這種模式的好處在于資金需求少、進入門檻低，任何企業都可以隨時做出投資決策或者靈活調整投資規模。在過去幾年中，國內出現了很多典型的企業涉房投資案例。例如，聯想集團2016年公布第一財季凈利潤1.73億美元，其中有1.32億美元來自于出售北京辦公樓所得收益，約占第一財季凈利潤的76%。2019年7月，主營業務投資在中國連續虧損15個季度的LG公司通過出售北京辦公大廈一次性獲利60億人民幣，從而使其從中國市場全身而退。學術領域，對于企業涉房投資問題在投資性房地產的相關研究中已有零星涉及(如宋軍、陸旸，2015；張成思、張步曇，2016等)。企業購建辦公樓、住宅樓、廠房等不動產除了列入“投資性房地產”科目之外，還能列入“固定資產”、“不動產類在建工程”、“土地使用權”三個科目，參考劉金東、管星華(2019)，本文將非房地產企業持有以上多種形式不動產的行為統稱為“涉房投資”，以區別于房地產多元化經營。由于房價上漲幅度高于其他資產，逐利動機促使企業出現了過度投資和囤積不動產的傾向(蔡慶豐等，2020)。企業持有不動產還可能是出于融資動機，持有不動產越多，能夠獲得的貸款也就越多，這種“抵押品效應”緩解了企業融資約束，卻也將信貸通道與不動產深度綁定，增大了經濟波動程度(Chaney et al.，2012；羅時空、周亞虹，2013)。除此以外，政治關聯程度也會影響企業的不動產持有行為，企業購建不動產的難易程度、位置選擇均受到其與本地政府政治關聯程度的顯著影響(楊廣亮，2019)，且企業過度投資的程度與政治關聯程度顯著正相關(梁萊歆、馮延超，2010；Dong et al.，2012)。已有研究發現，融資動機和政治關聯下取得的貸款等資源并沒有引導企業投資實體經濟，而是給了企業一種低風險、高收益的示范效應，促使企業更多地購建不動產，產生了從不動產持有到過度持有的自我加強機制，從而擠出了實體經濟投資(鐘騰等，2020；楊國超等，2020)。相比金融資產配置主要是出于逐利動機和蓄水池效應(葉永衛、李增福，2021等)，企業涉房投資動機更為多元化。企業涉房投資與金融化同屬于“脫實向虛”的投資行為，但從本質上還有很大差別，部分研究者習慣于將投資性房地產等納入到金融化范疇，但無論是資產形態、變現能力還是行為特征，涉房投資和金融化行為都存在根本性差異。持有不動產除了保值增值的投資需求以外，還可以作為生產要素提供經營場所以及作為抵押品獲得信貸供給(羅時空、周亞虹，2013；鐘騰等，2020等)，這些特征均不在金融化研究范圍之內，故而本文傾向于構建一個相對獨立的涉房投資體系，以之為研究對象，并區別于金融化行為研究。本文將企業涉房投資看作是與企業金融化并列的概念，企業金融化是非金融企業做金融資產投資，而企業涉房投資則是非房地產企業做房地產相關投資，二者合計構成了企業“脫實向虛”的兩大路徑。

與金融化行為研究自成體系形成鮮明對比的是，涉房投資研究目前仍然處于單維度、碎片化的狀態。不僅將投資性房地產納入了金融化范圍，還將與之可以自由轉換科目的不動產類固定資產納入到了實體投資范疇(如郭杰，2010；盧銳、許寧，2011)，這在一定程度上夸大了實體投資。申廣軍等(2016)、袁從帥等(2015)將設備類固定資產投資與非設備類固定資產投資相剝離，稱前者為生產經營所必需的固定資產，而將后者直稱為房地產投資，王林輝、董直慶(2012)認為資本體現式技術進步發展耦合于蘊涵前沿技術的機器設備投資過程中，以設備類固定資產投資占比表征資本體現式技術進步。非設備類固定資產投資相比設備類固定資產投資與生產經營和技術創新關系更弱是不爭的事實，為了進一步糾正企業行為，推動技術創新，汪德華(2016)提出取消非設備類固定資產抵扣、將設備類固定資產加計抵扣的思路。總體來看，國內對企業多元化經營的研究過度局限于房地產一個行業部門之內，對投資性房地產的金融化處理混淆了虛擬經濟部門的內部分類，對不動產類固定資產的實體化處理則混淆了虛擬經濟部門與實體經濟部門的外部分類。

非房地產企業的涉房投資已經演化成一種“中國式圈地”行為，雖然符合理性經濟人的逐利動機，但積沙成塔，很容易帶來中國經濟總體的“脫實入虛”，進一步削弱中國經濟的競爭力(劉金東、管星華，2019)。2022年3月16日，國務院金融穩定發展委員會召開專題會議強調了“金融機構必須從大局出發，堅定支持實體經濟發展”，企業涉房投資不僅形成了“脫實向虛”的又一條路徑，而且還讓宏觀經濟與房價深度綁定，給未來經濟穩增長帶來了更多的不利因素。自2018年以來，地方政府已經開始警惕企業涉房投資的不利影響，西安、長沙、杭州、上海、深圳、江陰、南京等城市先后出臺政策限制企業購房，但限制措施只能局限于住宅樓等較為狹隘的領域，正如前文所言，企業涉房投資遠不止于此，還有辦公樓、廠房等不動產類型，然而這種涉房投資很難從性質上將正常生產經營需求和非正常投資需求區分開來，故而對于企業涉房投資行為的矯正，行政手段往往要落后于稅收手段，后者作用于市場交易，通過改變不同投資行為之間的相對價格產生引導效應，這種寓禁于征的稅收調控要比一刀切的行政調控更為精準和靈活。遺憾的是，當前對于具有更廣泛現實意義的涉房投資行為仍然缺乏應有的重視，不動產稅制的影響也大多局限于個人層面，對企業涉房投資以及與之相關的稅制問題缺乏清晰的認知。因此，本文針對企業涉房投資和不動產稅制完善問題的研究具有重要的理論和現實意義。

本文接下來的安排如下：第二部分是相關文獻綜述；第三部分是企業涉房投資和不同環節不動產稅收負擔的基本事實呈現；第四部分基于2007-2019年非房地產上市公司數據實證分析不同環節稅收對企業涉房投資的影響；第五部分基于第四部分研究結論進一步使用省級宏觀面板數據分析不同地區間土地增值稅的征管力度操縱行為，論證了相鄰省份之間的土地增值稅征管的競低傾向；最后一部分總結全文研究結論并提出相關政策建議。

二、相關文獻綜述

當前研究主要將企業投資結構偏向問題歸結于收益差。Miao and Wang(2012)構建了包含兩個部門的內生增長模型，無泡沫部門的企業資本會被有泡沫部門更高的投資回報率所吸引，從而抑制了無泡沫部門的投資，該模型從根本上認為虛擬經濟部門和實體經濟部門之間的絕對收益率剪刀差是造成企業投資結構偏向于虛擬經濟的根本原因。榮昭、王文春(2014)、王文春、榮昭(2014)、黃彥彥、李雪松(2017)針對上市公司房地產多元化經營決策的研究均認為，兩部門收益率落差是推動非房地產公司涉足房地產投資領域的最重要原因。部分對企業金融化行為動機的研究也持這一觀點(如張成思、張步曇，2016；劉貫春等，2019)。作為資本投資回報的漏出和消減因素，稅收一直是影響資本成本和投資收益的重要因素(Hall and Jorgenson，1967)，但稅收因素并不僅僅作用于“絕對收益差”，還通過稅收的替代效應改變兩類投資之間的相對價格進而改變最優決策下的均衡投資結構(Cummins et al.，1995)。如聶輝華等(2009)、申廣軍等(2016)、范子英、彭飛(2017)等研究者均認為增值稅進項稅額抵扣范圍變化會帶來不同投資之間相對價格的變化，從而影響企業投資選擇。

涉房投資的稅收治理最早可以追溯到土地增值二次分配理論。約翰·穆勒(1848)在其代表作《政治經濟學原理》一書中抨擊了地主階級的不勞而獲，認為土地增值都應該歸功于全社會勞動生產的貢獻，不能被地主階級據為己有，建議將土地現有價值部分歸于地主所有，而其動態增值部分要通過稅收的方式交予國家。這一“漲價歸公”思想是通過政府“有形之手”實現土地增值的二次分配和社會返還，將來自于全社會勞動生產的增值收益最后用于公共產品的供給上(程雪陽，2014)。“漲價歸公”思想的提出也為開征土地增值稅奠定了理論基礎(王昉、熊金武，2010)。國內針對轉出環節的土地增值稅研究較為豐富，研究者均看重土地增值稅對房地產投資收益的壓縮效應，如謝群松(2003)認為應當將土地增值稅設立為專門應對土地投機行為的相機抉擇工具，其效果要優于行政政策和貨幣政策。崔曉青、葛震明(2005)探討了調整預征稅率的土地增值稅改革設想，提出通過土地增值稅控制開發商的暴利和抑制房價的上漲。岳樹民(2005)則提出進一步加強土地增值稅的征收力度，將更多土地增值收益通過土地增值稅收歸國有可以有效調控房地產市場。周仕通(2007)認為，土地增值稅清算制實施后能改善供求關系，短期內使商品房供應量增加，需求量減少，土地增值稅清算額不會轉移到房價中，房價上漲幅度下降進而理性回歸。當然，土地增值稅在實際征管中存在的問題也引起了研究者的重視，其計算復雜、清算難度大，造成稅務部門在如何把握扣除項目、如何實現最終清算上存在較大的不確定性(葛靜，2015)。

除了轉出環節的土地增值稅以外，土地增值二次分配還能通過持有環節稅實現(Bentick，1979)。亨利·喬治(1879)在其代表作《進步與貧困》中提出了“價值捕獲”的概念，他認為：與勞動及其他形式的資本不同，土地會隨著城市的擴大變得相對稀缺而自動升值。盡管土地所有者可能并沒有從事任何生產性勞動，他們會自動地因土地升值而獲取更多的社會財富。亨利·喬治建議使用單一的土地價值稅，以在持有環節捕獲本應屬于全體社會成員共同所有的財富。不動產持有環節稅相比轉出環節稅，短期的稅收負擔更低，更容易被民眾接納。Tiebout(1956)提出了用腳投票理論，指出持有環節稅能夠體現“取之于民用之于民”的受益一致原則，通過公共服務資本化實現居民受益和財政支出的均衡狀態。“價值捕獲”的思想要求對不動產不僅要寬稅基征稅，同時也要按照市場價值征稅。與之不符的是，我國現行的房產稅在稅基設計上按照“房產原值”扣除一定比例后計征，無法如實反映不動產的市場價值(蔣軍成，2012；葛靜，2015等)。固定資產原值逐年計提折舊，但其實際市場價值卻不斷上升，越是房價漲幅大的地區，房產稅計稅基礎與真實市場價值的剪刀差越大，稅收負擔與受益程度不匹配，違背了“價值捕獲”原則(馮海波、劉勇政，2011)。按照張平、侯一麟(2019)建立的投標排序模型，持有高價房卻按照原值計稅的納稅人實際上相當于在“再分配”過程中享受了財政補貼，不僅沒有承擔相應的成本，反而獲得了凈收益。由此可見，現行房產稅對“價值捕獲”的偏離也會影響企業持有成本和收益，進而影響企業的涉房投資傾向。部分研究者如劉甲炎、范子英(2013)、Bai et al.(2014)、張航、范子英(2021)以2011年針對居民住房試點的上海、重慶新房產稅為研究對象實證檢驗了住宅房產稅對住房投機需求的影響，發現以市場價值征收的持有環節稅確實能夠有效抑制個體投機需求，從而有效控制地區房價。

梳理以上文獻可知：其一，當前圍繞企業涉房投資的不動產稅制研究較為有限，大多數研究都是基于居民住房而展開，研究了持有環節稅收對房價和投資需求的影響，但在研究對象上忽視了企業也是重要的炒房主體。其二，眾多圍繞不動產稅制的研究由于缺乏真實的不動產市場估值，對持有環節真實稅收負擔的衡量一直處于研究空白，本文參考并改進Chaney et al.(2012)的方法，估算上市公司持有不動產的市場價值，為測算企業真實的持有環節稅收負擔提供了可行性基礎，也屬于國內首次運用。其三，對于土地增值稅微觀層面抑制投資需求的實證研究以及宏觀層面土地增值稅的稅收競爭行為研究都仍然匱乏，基本停留在理論探討層面。考慮到當前研究現狀，本文的研究設計主要是論證土地增值收益二次分配的兩大稅收手段：持有環節房土兩稅(即房產稅和城鎮土地使用稅)和轉出環節土地增值稅如何影響涉房投資行為，并進一步探討流程復雜、不確定性空間較大的土地增值稅在地方政府具體征管中是否存在刻意而為的稅收競爭行為，從而在多個方面彌補當前研究的不足。

三、企業涉房投資行為和不同環節稅收負擔的經驗事實

(一)企業涉房投資行為的經驗事實

企業涉房投資的不動產類型包括投資性房地產、不動產類固定資產、不動產類在建工程和土地使用權，考慮到不動產類在建工程類似于“中間品”，最終會轉入其他科目，且其在后文不動產市場價值評估中較難實現，我們以投資性房地產、不動產類固定資產和土地使用權這三個科目來衡量企業涉房投資行為，以三者的期末凈增加值占企業期末總資產的比重作為企業涉房投資深度的衡量指標。下圖1是我們分年度計算的非房地產企業平均涉房投資深度，可以看到，企業涉房投資深度平均約在2%水平上下，即流量口徑的當年涉房投資額會占到存量口徑的期末總資產的2%，這一比例已然偏高。如果將涉房投資與利潤總額相比的話，平均占到利潤總額的34%。企業涉房投資總體呈現先上升、后下降的倒U形趨勢，2012年是由升轉降的拐點年份，這可能與土地政策的收緊有關。2012年下半年，國土資源部發布了《關于嚴格執行土地使用標準大力促進節約集約用地的通知》，要求嚴格執行國家發布的《限制用地項目目錄》和《禁止用地項目目錄》、《工業項目建設用地控制指標》，嚴格房地產用地宗地規模、容積率控制等各類土地使用標準，以便控制建設用地規模，促進土地節約集約利用，這些舉措都會對非房地產企業涉房投資產生影響。從另一個角度來看，2010到2015年也形成了一個涉房投資較高的“波峰”，而這一段時間恰好是中央政府調控房地產市場的嚴峻時期，其中可能存在較大的市場間溢出效應，即調控主要針對住房，企業涉房投資是圍繞商業房產，故而能夠避開調控政策，形成一個躲過政策掣肘的替代性投資品。我們在圖1中也對比了涉房投資深度與GDP增長率、商品房平均銷售價格增長率的關系，發現只有在2012年之前企業涉房投資深度的變化趨勢與商品房平均銷售價格增長率較為相近，其他年份三者的關系并不明顯。

圖1 企業涉房投資深度趨勢對比

(二)持有環節稅收負擔的經驗事實

持有環節稅收主要是房產稅和城鎮土地使用稅(下文簡稱“房土兩稅”)，我們通過WIND數據庫抓取了各個非房地產上市公司當年實繳房土兩稅稅額，持有環節的實際稅收負擔率應當以房土兩稅實繳稅額除以企業持有不動產的市場價值，考慮到會計制度上多是以歷史成本計量法來計算不動產賬面價值，造成該賬面價值與實際市場價值嚴重偏離，特別是房地產價值不斷上漲的中國，這種偏離尤其突出。我們參考并改進Chaney et al.(2012)的方法，估算上市公司持有不動產的市場價值，方法簡要介紹如下：①針對不動產類固定資產，以估算的每個公司總折舊年限乘以累計折舊與歷史成本比值，得到公司不動產的平均已使用年限，即有，平均已使用年限=(累計折舊/歷史成本)×總折舊年限，總折舊年限=房屋建筑物的歷史成本/年折舊額。利用第一步計算出的平均使用年限，結合公司總部所在省份的歷年商業營業用房平均銷售價格指數推算其當前市場價值。②針對投資性房地產，區分其計量方法，對于歷史成本計量的，以上述固定資產估算方法進行估值，對于公允價值計量的，以當年公允價值作為當前市場價值。③對于無形資產中的土地使用權，方法同固定資產中的建筑物，只是把“折舊”改為“攤銷”，邏輯和步驟均無二致。加總三類不動產估值即為企業持有的不動產市場總值，房土兩稅占該市場總值的比重不僅是持有環節稅的實際稅收負擔率，也實質上是價值捕獲程度的衡量指標，即房土兩稅在多大程度上體現了真實市場價值。

下圖2是我們計算的房土兩稅占賬面原值的比重和占市場估值的比重對比，可以看到，房土兩稅占市值的比重要明顯低于占原值的比重，前者平均為0.2%，后者平均為0.6%，這意味著我們估算的企業持有不動產的市場價值要遠高于其賬面原值，平均相差2倍。因此，現行房土兩稅一個針對原值征稅，一個實行定額征稅，都不能反映真實市場價值，隨著房價高漲，持有環節稅收的價值捕獲程度也越來越低。圖3是上市公司樣本房土兩稅占市場價值比重(持有環節實際稅負率)與其持有的不動產市場價值對數的散點圖和擬合曲線，顯示持有環節實際負擔率呈現出一定的累退性，與企業不動產市值總體呈顯著的負相關關系。

圖2 不同口徑的持有環節稅負率對比 圖3 持有環節實際稅負率隨不動產市值的變化

(三)轉出環節稅收負擔的經驗事實

轉出環節主要針對土地增值稅，我們通過WIND數據庫抓取了各個非房地產上市公司當年實繳土地增值稅稅額，發現2007-2019年共有1834個樣本當年繳納了土地增值稅，占比約為8.33%。圖4統計了繳納土地增值稅的非房地產企業數，需要繳納土地增值稅的非房地產企業數有所上升，但由于上市公司數量越來越多，占全部非房地產上市公司的比值波動中逐年下降。不過，我們計算得到的非房地產企業土地增值稅平均納稅額整體呈現指數化上升趨勢，如圖5所示，從2007年平均872萬元升至2019年平均9112萬元，13年間翻了9.45倍，非房地產企業的涉房投資收益之迅猛可見一斑。

圖4 繳納土地增值稅的非房地產企業統計 圖5 非房地產企業土地增值稅平均納稅額統計(單位:萬元)

四、稅收對企業涉房投資行為的影響檢驗

(一)研究設計

這一部分要通過實證回歸驗證不同環節稅收是否有助于抑制企業涉房投資行為，我們已經確定了被解釋變量是企業涉房投資深度(以三類不動產期末凈增加值占期末總資產比重衡量，為了避免解釋變量系數估計值的數量級過小，該指標乘100處理)，核心解釋變量分別是持有環節稅收負擔率(以房土兩稅實繳稅額除以企業持有不動產的市場價值衡量)和轉出環節稅收負擔率(以土地增值稅實繳稅額除以企業利潤總額衡量)。

構建基準的動態面板回歸方程表示如下：

invit=α+βinvit-1+γktaxit+ρstaxit+λΘit+μi+μc+μp+μt+εit

(1)

其中，下標i對應不同上市公司個體，t表示年份，invit為企業涉房投資深度，ktaxit表示持有環節稅收負擔率，staxit表示轉出環節稅收負擔率，Θit則表示企業層面的控制變量集，除了考慮個體固定效應μi以外，還考慮了行業、省份、年份層面的固定效應，分別用μc、μp、μt表示。需要說明的是，之所以在個體固定效應之外考慮行業和省份固定效應，是因為個別上市公司可能會出現主營業務調整和總部跨省搬遷的現象。我們借鑒張成思、鄭寧(2018)的研究，選取了如下11個企業層面對投資有影響的控制變量，具體變量及構造方式如下：

企業規模(size)=企業資產總額的自然對數；

盈利水平(profit)=企業利潤總額/營業收入；

融資成本(cost)=財務費用/營業收入；

融資約束水平(cons)=經營性現金凈流量/企業總資產

財務杠桿率(lev)=企業總負債/企業總資產；

流動性(flu)=(現金及現金等價物余額+0.7×應收賬款+0.5×存貨-應付賬款)/固定資產凈額；

股權架構特征(lead10)=公司前10大股東持股比例之和；

成長性(rgrowth)=企業營業收入的同比增長率；

同時，本文還加入了企業年齡(age)以及企業年齡的平方(age2)作為控制變量，除此之外，企業的所有制類型可能也會對投資造成一定影響，因此本文還加入了企業的所有制類型(ownership)作為控制變量。各變量描述性統計如下表所示：

需要說明的是，考慮到財務指標不具有可比性，除了刪除房地產行業樣本以外，還刪除了金融行業樣本。因為與現實不符，刪除了持有不動產數據缺失和持有不動產市值小于零的樣本，同時刪除了杠桿率大于1的異常樣本。有2個樣本公司成立年份為負，也做了刪除處理。考慮到極端值影響，對除了所有制類型、企業年齡及其平方以外的連續變量逐年做了雙邊1%的縮尾處理。處理后，能夠用于回歸的有效樣本數進一步縮小為20655個。

(二)回歸結果

考慮到企業涉房投資行為自身具有路徑依賴的動態慣性，同時企業涉房投資越多也會造成相關稅收負擔越重，從而出現因果倒置的內生性問題。基于此，我們選擇使用系統廣義矩估計(GMM)方法，解釋變量中加入被解釋變量的滯后一階，以核心解釋變量的滯后二階為工具變量，系統GMM回歸均通過了Arellano-Bond自相關檢驗和Sargan過度識別檢驗。表2回歸結果顯示，無論是否加入轉出環節稅收負擔率stax，持有環節稅收負擔率ktax的系數估計值均不顯著，意味著當考慮企業的動態慣性行為和控制內生性偏誤之后，持有環節稅收負擔率并不能有效抑制企業涉房投資傾向。而無論是否加入持有環節稅收負擔率ktax，轉出環節稅收負擔率stax的系數估計值始終在10%水平上顯著為負，這意味著，雖然持有環節稅收負擔率沒有顯著抑制企業涉房投資，但轉出環節的土地增值稅能夠有效降低企業的涉房投資傾向。未加入持有環節稅收負擔率ktax時，轉出環節稅收負擔率stax的系數估計值為-0.385，表明當土地增值稅占企業利潤總額的比重每提高1個單位，則企業涉房投資額占總資產的比重降低約0.00385個單位，以上市公司年度利潤總額平均值來衡量，這一降低幅度接近于年度利潤總額的7%，從而顯著減輕了涉房投資對企業利潤的擠占效應。

表1 變量描述性統計

表2 稅收影響企業涉房投資的回歸結果

從控制變量來看，企業規模(size)和企業盈利水平(profit)始終對涉房投資深度有顯著正向影響，企業規模越大、利潤率越高，則資金越充裕，從而能投入更多資金用于涉房投資。企業所有制類型(ownership)對涉房投資始終顯示出負向影響，這意味著國有企業相對有更少的涉房投資，這一結論與劉金東、管星華(2019)的研究保持一致，究其原因，可能是國有企業決策者除了是理性經濟人以外，還是理性政治人，會服從于中央政府宏觀調控的大局，而非一味追逐虛擬經濟投資的超額利潤。值得注意的是，企業年齡平方(age2)系數估計值始終顯著為正，這意味著企業涉房投資行為與企業年齡之間可能呈現先下降、后上升的U型關系，這可能反映了涉房投資行為與企業生命周期之間的相關性，處于初創期的企業因為生產經營需要，先行購置大量的不動產，隨著經營的常態化和穩定化，企業涉房投資需求逐漸減弱，這是一個自然過程。但當企業一旦過了成熟期，盈利能力和業績開始下滑，企業面臨戰略轉型的壓力，從回歸結果來看，通過涉房投資增加不動產持有成為企業的重要選擇，這其中有避險和保值增值的人為動機，不可避免地會帶來企業“脫實向虛”的趨勢。

(三)穩健性檢驗

雖然我們使用的被解釋變量涉房投資深度衡量了企業投資不動產的相對規模大小，但購置辦公樓、廠房用地到底是出于正常需求還是超出正常需求并沒有清晰的界限。我們試圖進一步回答一個核心問題：轉出環節的土地增值稅負擔率對企業涉房投資的抑制效應是否有可能誤傷其正常生產經營需求，抑或者僅僅針對其超出正常需求的投資部分？此處參考Mao(2021)的三分法，使用三類存量不動產之和定義不動產持有水平，并將不動產持有水平在前1/3的公司定義為不動產過度持有公司，篩選出來過度持有公司子樣本重復上文的基準回歸。考慮到投資性房地產是指為賺取租金或資本增值(房地產買賣的差價)而持有的房地產，故而投機性最為明顯，自用于正常生產經營的可能性最小(賈國強、曹煦，2017)，我們也篩選了投資性房地產期末余額大于零的企業樣本進行了子樣本回歸。與此同時，也將上1/3分位以下和下1/3分位以下的企業單獨進行了子樣本回歸，以作為對照組。表3和表4回歸結果顯示，持有環節稅收負擔率系數估計值均不顯著，而轉出環節稅收負擔率系數估計值在過度持有樣本中始終顯著為負，數值甚至相比表2基準回歸系數還有所增強。這表明，過度持有不動產的企業涉房投資受到轉出環節土地增值稅負擔率的顯著抑制作用，上文的研究結論具有一定的穩健性。作為對照組的兩類企業樣本系數估計值均不顯著，意味著土地增值稅對企業涉房投資的抑制作用更多是針對過度持有企業的投機行為，而非出于正常生產經營需求的投資部分。這一結果也易于理解，土地增值稅是針對轉出環節的不動產增值收益計征，正常生產經營需求的不動產往往是長期持有和使用，故而始終不會觸發土地增值稅納稅義務，從而不會受到轉出環節稅收負擔的干擾和扭曲。

表3 稅收影響企業涉房投資的穩健性檢驗(過度持有樣本)

表4 稅收影響企業涉房投資的穩健性檢驗(對照組)

(四)異質性分析

1.不同時期的異質性分析

上文圖1中可以看到，企業涉房投資的趨勢在2012年前后出現了拐點，那么轉出環節的土地增值稅負擔率對企業涉房投資的影響是否會有所不同？基于此考量，我們劃分2012年及以前、2012年以后進行了分段回歸，結果顯示：轉出環節稅收負擔率對企業涉房投資的抑制效應只在2012年之前顯著，系數估計值相比基準結果也更為突出，這一點也易于理解，2012年之前企業涉房投資增長趨勢更為迅猛和明顯，此時土地增值稅發揮的潛在作用也更為突出。2012年之后，中央政府開始出臺各種調控政策，企業涉房投資也隨之轉弱，反而稀釋了土地增值稅這一單一工具的影響效應。

2.不同行業的異質性分析

我們嘗試了分行業的子樣本回歸，表6結果顯示，幾個主要行業中，土地增值稅負擔率對農林牧漁業、信息技術行業、社會服務業的涉房投資有顯著抑制作用，對傳播與文化產業、電力、煤氣及水的生產和供應業、綜合類產業接近于顯著為負，而對其他行業無顯著影響。行業的異質性分析結果對我們的啟示是多元的：一方面，土地增值稅確實能夠在部分行業起到抑制企業涉房投資的積極作用；另一方面，土地增值稅對于企業分布更為集中的制造業、批發零售業、交通運輸和倉儲業、建筑業等實體經濟涉房投資傾向并沒有發揮應有的作用，這一結果依然值得我們警惕，也表明如何構建更全面的企業涉房投資長效治理機制具有現實迫切性。

表5 不同時期的異質性分析

表6 不同行業的異質性分析

3.不同企業的異質性分析

考慮到所有制類型(ownership)在基準回歸中始終顯著為負，表明國有企業不傾向于進行涉房投資。此處，我們也劃分國有企業和非國有企業子樣本進行了異質性分析。表7回歸結果顯示，持有環節稅收負擔率依然對兩類企業的涉房投資傾向都沒有顯著影響，轉出環節稅收負擔率在國有企業樣本回歸中不顯著，但在非國有企業樣本回歸中顯著為負，意味著轉出環節稅收負擔率能夠顯著抑制非國有企業的涉房投資傾向。正如前文所述，國有企業決策者并非一味追求利潤最大化，在理性經濟人以外還是理性政治人，必須服從并參與中央政府宏觀調控，故而其本身涉房投資傾向較弱，受到稅收治理這種市場調節手段的影響也不夠明顯。考慮到基準回歸中企業年齡平方的系數估計值始終為正，表明企業在不同發展時期的涉房投資傾向有所不同。我們進一步針對非國有企業樣本劃分成長期、成熟期和衰退期三種生命周期階段進行子樣本回歸。生命周期劃分方法參照肖忠意、林琳(2019)的現金流模式法，基于經營現金流、投資現金流、籌資現金流的正負組合來界定。為了避免個別年份現金流異常波動影響對生命周期的準確劃分，我們以3年期移動平均值作為生命周期劃分的參考依據。表8回歸結果顯示，只有成熟期的非國有企業涉房投資傾向受到了轉出環節稅收負擔率的顯著負向影響，這也符合我們上文分析得到的結論。成長期和衰退期企業涉房投資是其維持生產經營的被迫之選，前者基于抵押品需求更多一些，后者則基于保值增值需求更多一些，唯獨成熟期企業生產經營各方面平穩有序，涉房投資需求可能更弱一些。我們計算了不同時期非國有企業的涉房投資深度，發現成熟期的涉房投資深度平均約為1.49%，顯著低于成長期的2.41%和衰退期的2.26%，更容易對土地增值稅表現出政策敏感性。成熟期企業經營現金流穩定，處于經營發展的黃金時期，如果稅收治理能夠有效遏制這一時期的企業“脫實向虛”行為，督促企業聚焦主業，對實體經濟發展將產生良性助推作用。

表7 企業所有制類型的異質性分析

表8 非國有企業不同生命周期階段的異質性分析

正如前文所言，持有環節的房土兩稅沒有依據企業持有不動產的市場公允價值作為稅收依據，前者按照房產原值從價計征，后者則是定額計征，這造成了持有環節稅收的價值捕獲程度非常低，無法真實反映企業所持有不動產的公共服務受益水平，產生了稅收負擔與市場價值的偏離，出現了累退性問題，這種稅制設計不利于調節公平，也不利于抑制企業涉房投資行為。從房土兩稅負擔率來看，均值大約為0.2%，這與張平、侯一麟(2016)、劉金東等(2019)對未來房地產稅稅率的設想基本一致。從本文分析來看，未來房地產稅改革應該將企業涉房投資相關的商業性質房產也納入在內，按照企業持有不動產的市場公允價值而非房產原值計征，如此才能保證稅收負擔的公平性和合理性。

在其他環節稅收存在不足的情況下，轉出環節的土地增值稅就發揮了獨特的作用：首先，購置環節稅和持有環節稅容易誤傷，因為正常生產經營需求的不動產和投資性需求的不動產都需要購置和持有，而轉出環節稅作為在獲利了結階段的稅收，能夠在一定程度上區別兩類需求的不動產。其次，即使正常經營需求的不動產因為特定原因需要轉讓處置，也不會被過度征稅，因為土地增值稅的本質是對不動產增值收益征稅，納稅人不會因為征稅而造成凈損失，這一特性是購置環節稅和持有環節稅所不具備的，無論增值與否，均需要繳納購置環節稅和持有環節稅，很容易給企業帶來不菲的經營成本。疫情期間，從中央到地方倡議給企業減免房土兩稅即是基于這一原因。我們僅以本文引言部分所述及的LG公司為例，其建造北京辦公大廈的成本約為28億元，轉讓該大廈的收入約為88億元，其土地增值額約為60億元，增值率達到了214%，適用最高稅率60%和速算扣除系數35%，故而需要繳納土地增值稅額共計60×60%-28×35%=26.2億元，這意味著LG公司要拿出獲利的接近一半來繳納土地增值稅，其對這類涉房投資收益率的壓縮效應非常可觀。盡管土地增值稅是當前抑制企業涉房投資的唯一有效稅收工具，但土地增值稅也有其自身的不足。土地增值稅征管不力一直是現實中的難題。2013年央視關于“欠繳土地增值稅”的報道引發了社會的廣泛關注，該報道指出企業利用稅制設計的漏洞不申請土地增值稅的清算，而地方也放任企業的“應繳未繳”行為。上述報道折射出我國的土地增值稅清算工作不到位，土地增值稅征管存在較大的操縱空間。接下來的第五部分，本文將著重利用宏觀省級面板數據檢驗土地增值稅在地方征管行為上的不足之處。

五、土地增值稅的地方征管行為分析

土地增值稅的征管力度之所以容易被地方操縱，主要由土地增值稅自身的稅制設計以及政府部門的征收管理兩大因素造成。一方面，土地增值稅是我國當前稅制體系中最復雜的稅種之一，土地增值稅的征稅對象——土地增值額的確定方面存在較大困難(葉劍平等，2014)，成本費用扣除、預征率、納稅期限、清算時限等方面的很多征管細節均交由地方稅務部門確定，這決定了地方政府對于土地增值稅的征收具有較大的自主權(陳愛中、李達，2010)。另一方面，在“晉升錦標賽”作用下，地方政府的征稅決策要服從并服務于地區經濟發展總目標(趙永輝等，2020)，而土地增值稅的征收會壓制地方的投資活力，抑制地方經濟增長(劉紅梅等，2013)，為強化企業稅收激勵，地方可能通過操控土地增值稅，采用低稅負競爭策略來“招商引資”(郭杰、李濤，2009；賈俊雪、應世為，2016)。由此可見，土地增值稅可能充當了稅收競爭的重要工具。遵循一般的稅收競爭研究范式，相鄰的地方政府之間會為了爭奪資源而主觀操縱稅收征管力度，對稅收征管力度的控制標準會以潛在的資源競爭對手為參照，從而形成了稅收標桿競爭。在這一范式下，鄰近地方政府的稟賦特征會影響本地政府的稅收征管力度，故而必須要依托于空間計量方法作為研究工具。這一部分我們將借助于空間計量方法實證檢驗不同省份之間土地增值稅征管力度是否存在空間溢出效應。所使用的數據是大陸地區省級宏觀面板數據，關鍵的被解釋變量是土地增值稅征稅力度，我們以各省份當年土地增值稅收入占稅務部門組織收入比重來衡量，考慮到2018年國地稅合并的征管改革擾動，選擇時間跨度為2005-2017年共計13年。

(一)權重設定

為了考察多種可能的空間溢出效應，我們嘗試三種不同的空間權重矩陣：

1.二元鄰接矩陣

當兩省份地理上接壤，即賦值為1，否則為0，然后對矩陣元素按照接壤省份數目每行進行平均化處理。為避免孤島效應，我們設定海南與廣東和廣西接壤。

2.地理距離矩陣

考慮到簡單的0-1二元鄰接矩陣無法衡量出兩個省份的真實地理距離，我們更進一步，在每兩個省份省會城市中心距離的倒數基礎上經過每行加總為1的標準化處理設置了地理距離矩陣，以此來挖掘省份之間在鄰近區域內更具差異化的空間溢出效應。

3.經濟距離矩陣

省份之間的策略互動行為除了會考慮地理相鄰省份作為參照之外，還可能考慮經濟表現上相近的省份作為參照，故而我們也設置了經濟距離矩陣，矩陣元素是在每兩個省份研究時期內人均生產總值均值差的倒數基礎上進行每行加總為1的標準化處理。

(二)空間相關性檢驗

在使用空間計量回歸之前，首先要考察被解釋變量之間是否存在空間依賴性。如果存在，則使用空間計量方法；如果不存在，則使用標準的計量方法即可。此處我們使用最為普及的Moran指數來做空間相關性檢驗。其公式如下：

(2)

wij表示空間權重矩陣元素。Moran指數將介于-1到1之間，大于0表示存在空間正相關，反之則表示存在空間負相關，若等于0則表示空間相對獨立分布。三種空間權重矩陣下的Moran指數計算結果如表9所示，可以看到：土地增值稅征管力度的Moran指數在二元鄰接矩陣和地理距離矩陣下均顯著為正，意味著土地增值稅的征管力度在地理鄰近省份之間存在較強的空間正相關性。相比而言，經濟距離矩陣下基本都不顯著，意味著土地增值稅征管力度在經濟表現相近省份之間沒有顯著的正相關特征，故下文空間計量分析只考察前兩種權重矩陣。

表9 Moran指數計算結果

(三)基于SAR模型和非對稱反應模型的空間計量分析

空間相關性檢驗是空間計量回歸的必要前置，但卻并不能作為最終的檢驗結果，為了更加準確地檢驗土地增值稅征管力度在地區間的空間溢出現象，還需要在加入控制變量的前提下利用空間回歸結果檢驗空間自回歸系數是否顯著。我們進一步構建空間自回歸(SAR)模型如下：

yit=φ0+φ1∑j≠iwjtyjt+Xβ+μi+υt+εit

(3)

被解釋變量yit為第t年第i個省份土地增值稅征管力度，wjt為空間權重矩陣對應元素，∑j≠iwjtyjt為空間滯后項，即經過空間權重矩陣加權過的除第i個省份之外的其他省份土地增值稅征管力度平均值，SAR模型通過φ1系數是否顯著來檢驗是否存在空間滯后性，即空間溢出效應。利用SAR等傳統的空間計量模型雖然能夠驗證鄰近省份在土地增值稅征管力度上是否存在正向的空間溢出效應，

但這種正向的空間溢出可以是“你低我也低”的競低行為，也可能是“你高我也高”的競高行為，前者屬于逐底競爭(race to the bottom)，為了吸引稅源流入會產生這種競低傾向，后者屬于逐頂競爭(race to the top)，為了超額完成上級層層分解下來的稅收任務會產生這種競高傾向(高鳳勤、徐震寰，2020)。兩種競爭行為在本質上是一樣的，一個是為了爭奪有限的經濟資源，一個為了爭奪有限的政治資源，這種“錦標賽”機制內生形成了一種相鄰地方政府間相互追隨模仿、攀比競爭的空間溢出效應。它們在結果上呈現了不同的走向，一個傾向于逐底競爭，一個傾向于逐頂競爭，借助于一般的空間計量回歸模型很難幫助我們準確判斷到底是“競低”還是“競高”。這一部分我們將進一步利用Fredriksson and Millimet(2002)提出的非對稱反應模型將傳統SAR模型中的空間滯后項進一步分解為“競高效應”和“競低效應”，以檢驗土地增值稅征管力度的地方標桿競爭到底是呈現“競高”特征還是“競低”特征。非對稱反應模型相比傳統空間計量模型有三個顯而易見的優勢：一是能夠將正向溢出效應進一步區分為競高效應和競低效應；二是能夠考慮內生性；三是能夠通過加入被解釋變量的時間滯后項考慮面板回歸的時間動態特征。非對稱反應模型如下：

yit=φ0+φ1Iit∑j≠iwjtyjt+φ2(1-Iit)∑j≠iwjtyjt+Xβ+μi+υt+εit

(4)

Iit為顯示變量，當∑j≠iwjt-1yjt-1>∑j≠iwjtyjt時為1，此時的系數φ1衡量的是競低傾向，我們將其稱為競低效應系數；而當∑j≠iwjt-1yjt-1<∑j≠iwjtyjt時為0，此時的系數φ2衡量的是競高傾向，我們將其稱為競高效應系數。兩種效應同時顯著存在時，要通過比較系數大小來判斷哪種效應占優。當φ1>φ2，則意味著省份間策略性競低傾向要高于競高傾向，整體呈現“你低我也低”的空間溢出效應；反之，當φ1<φ2，則意味著省份間策略性競高傾向要高于競低傾向，整體呈現“你高我也高”的空間溢出效應。控制變量X加入了財政分權程度(decent)、體制內人員占比(public)、人均生產總值(pgdp)、產業結構(industry)、對外開放程度(open)。其中，財政分權指標參考高鳳勤、徐震寰(2020)等學者的方法，以省份人均財政收入/(省份人均財政收入+人均中央財政收入)作為分權程度的衡量指標；產業結構以各省第一產業增加值占GDP比重來衡量；對外開放程度以各省進出口總額與地區生產總值的比值來衡量。體制內人員占比以公共管理和社會組織就業人員數占總人口比重來衡量，體制內人員占比會影響地方政府財政支出的負擔水平，進而影響地方政府行為和競爭策略，其中公共管理和社會組織人數來自《中國勞動統計年鑒》，其余數據均來自中經網統計數據庫。

表10前兩列為空間自回歸模型估計結果，顯示無論在二元鄰接矩陣還是地理距離矩陣下，空間滯后項系數均顯著為正，這表明確實存在鄰近地區之間土地增值稅征管力度的正向溢出效應。我們利用非對稱反應模型控制時間滯后的動態效應和內生性偏誤，將空間溢出效應進一步分解為競高效應和競低效應，表10后兩列的非對稱反應模型估計結果顯示，二元鄰接矩陣下存在顯著的競低效應，競高效應則并不顯著。這意味著，土地增值稅征管力度在相鄰省份之間的正向空間溢出主要是“你低我也低”的逐底競爭行為，“你高我也高”的逐頂競爭傾向偏弱。當考慮時間滯后的動態特征和內生性偏誤后，地理距離矩陣下的空間溢出效應不再顯著，既沒有顯著的競高效應，也沒有顯著的競低效應，這意味著省份之間的相互追隨模仿還是重點參考相鄰省份，而非更大范圍內的地理相近省份。總體來看，土地增值稅的稅收競爭行為還是以招商引資、吸引企業資源流入為主要考量，故而存在參照地理相鄰省份稅收征管力度的空間溢出現象，表現出“你低我也低”的動態調整策略，這既不利于土地增值稅的嚴格征管，也限制了土地增值稅對企業涉房投資調控效應的有效發揮。

表10 空間計量回歸結果

查閱政策文件可以發現，2010年是中央加強土地增值稅征管的一個時間拐點，在之前年份，國家稅務總局關于土地增值稅的政策文件主要是土地增值稅清算流程、減免優惠等方面的通知，而自2010年開始，國家稅務總局開始連續發布加強土地增值稅征管的政策文件。第一個文件是《國家稅務總局關于加強土地增值稅征管工作的通知》(國稅發〔2010〕53號)，其目的是“為深入貫徹《國務院關于堅決遏制部分城市房價過快上漲的通知》(國稅發〔2010〕10號)精神促進房地產行業健康發展，合理調節房地產開發收益，充分發揮土地增值稅調控作用”。隨后，在2013年，國家稅務總局又發布了《國家稅務總局關于進一步做好土地增值稅征管工作的通知》(稅總發〔2013〕67號)，再次強調了“土地增值稅是房地產宏觀調控的重要措施”，并強化了土地增值稅征管的組織領導責任和督導檢查工作機制。制度環境的變革有可能造成前后影響的差異性，故而我們以2010年為分野，基于二元鄰接矩陣的非對稱反應模型進行了分時間段的子樣本回歸，如下表11所示。回歸結果顯示，2010年加強土地增值稅征管之前總體以競低效應為主，地方政府競相讓渡稅收利益以利于招商引資，吸納稅源；而在2010年加強征管之后總體以競高效應為主，可能是因為加強土地增值稅征管的文件中壓實了稅務部門分管領導的責任和任務，將土地增值稅征收工作是否到位、征收結果是否達標作為重要的考核項目，從而促使地方征管部門開始競相提高征管力度，提升了“你高我就高”的競高效應。當然，盡管2010年之后以競高效應為主，但“你低我也低”的競低效應同樣顯著，這依然值得引起我們足夠的警惕。

表11 空間計量回歸結果

六、本文結論與政策啟示

本文基于上市公司微觀數據和省級宏觀面板數據實證檢驗了不同環節稅收負擔對企業涉房投資行為的影響效果。研究發現：不動產持有環節的房土兩稅表現出累退性特征，對企業涉房投資沒有顯著影響，而轉出環節的土地增值稅則能有效抑制部分企業的涉房投資傾向。由于土地增值稅稅制復雜且征管權長期歸屬于地方稅務部門，造成其征管力度極易受到地方政府操控，出現了地方政府之間“你低我也低”的逐底競爭問題，這將對未來有效發揮土地增值稅調控涉房投資的作用產生不利影響。基于研究結論，我們提出如下三點政策啟示：

其一，房地產稅改革應涵蓋營業用房。現行房土兩稅的弊端不僅僅在于非營業用房(主要是居民自住用房)稅收空白的問題，還有營業用房稅基不合理的問題。房產稅以房產原值扣除一定比例為計稅依據以及城鎮土地使用稅定量征收都無法保證稅收的累進性特征，甚至出現了企業持有不動產市值越高、持有環節實際稅負率越低的累退性現象，這不僅有損于公平，也對調控企業涉房投資行為產生了不利因素。未來的房地產稅改革應當將居民住房和營業用房統一征稅，稅基統一于市場評估價值口徑，稅率統一于0.2%的比例稅率，所不同的是，對居民住房可以適用更多的減稅優惠以照顧民生需求。

其二，要繼續強化土地增值稅的調控效應。必須清晰認識到，當前對企業涉房投資的抑制主要依賴于土地增值稅，土地增值稅有其他環節稅種不可比擬的優勢，無論企業出于何種需求，只要是獲得了超額的土地增值收益，國家在收益實現環節以土地增值稅的形式強制參與分配，既保證了國家土地所有權主體的權益，也壓縮了企業涉房投資的收益率，而且不至于給企業帶來額外的超出收益率的負擔。雖然中國已經實現了銷售不動產的“營改增”，但土地增值稅仍有必要獨立存在，其與增值稅從原理和功能上并不重復，能夠發揮對房地產投機行為的調控效應，促進房地產市場良性循環和健康發展。

其三，土地增值稅稅權配置仍有待進一步完善。一方面，中央政府應當盡快落實立法，通過《中華人民共和國土地增值稅法》及其實施細則規范土地增值稅征收技術細節，最大限度減少各地稅務部門自有裁量權。另一方面，國地稅雖然已經合并，征管權向中央的集中程度仍有不足，其中合并后的新稅務局辦公經費仍然有部分由地方政府提供，這給了地方政府繼續干預稅收征管、操控征管力度的政策空間，故而未來繼續深化國地稅合并，促成完全意義上的中央征管集權有其必要性。