房產(chǎn)稅改革與房?jī)r(jià)波動(dòng)
——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的研究

劉 璐 石 慧

（中國(guó)人民銀行長(zhǎng)春中心支行，吉林長(zhǎng)春 130051；中國(guó)人民銀行白城市中心支行，吉林白城 137000）

一、引言

近二十年來(lái)，我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)經(jīng)歷了高速發(fā)展。在過(guò)去的十年中，我國(guó)主要城市房地產(chǎn)價(jià)格翻了幾番，有的地方甚至達(dá)到10倍左右。這種現(xiàn)象在“北上廣深”等一線城市的黃金地段尤其明顯。為了抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)過(guò)熱房?jī)r(jià)過(guò)快上漲，從中央到地方推出了一系列限貸、限購(gòu)、限價(jià)等調(diào)控政策和措施，基本遏制住了房?jī)r(jià)快速攀升的勢(shì)頭，但房?jī)r(jià)總體仍處于高位。2010年，中國(guó)政府網(wǎng)發(fā)布的《國(guó)務(wù)院批轉(zhuǎn)發(fā)展改革委關(guān)于2010年深化經(jīng)濟(jì)體制改革重點(diǎn)工作意見(jiàn)的通知》（國(guó)發(fā)【2010】15號(hào)）中首次提出“逐步推進(jìn)房產(chǎn)稅改革”，2011年1月28日，上海、重慶兩市率先啟動(dòng)了個(gè)人住房房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)工作，從此拉開(kāi)了我國(guó)房產(chǎn)稅改革的序幕。近年來(lái)隨著房地產(chǎn)業(yè)的持續(xù)升溫，房產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)和房產(chǎn)稅改革問(wèn)題成為研究討論的焦點(diǎn)。中國(guó)的房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響作用如何？影響機(jī)理是什么？本文將試圖分析和解釋這些問(wèn)題。

二、房產(chǎn)稅改革國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀

從國(guó)外研究來(lái)看，Katrina Lewiston（2001）從房地產(chǎn)行業(yè)的特點(diǎn)出發(fā)，依據(jù)房地產(chǎn)行業(yè)的特點(diǎn)對(duì)納稅進(jìn)行分析，創(chuàng)新性地提出用博弈論方法研究納稅問(wèn)題。David M.S（2007）做了大量的調(diào)查研究分析了美國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)現(xiàn)，稅收優(yōu)惠政策會(huì)影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展。Niels Johannesen（2010）認(rèn)為房地產(chǎn)項(xiàng)目在建設(shè)過(guò)程中會(huì)受到當(dāng)?shù)囟愂照叩挠绊?，因此要充分考慮當(dāng)?shù)毓娎嫒ミM(jìn)行納稅。Gina L DeRosa（2016）在對(duì)以往的研究分析發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)行業(yè)對(duì)于稅收政策的敏感度較高，銷售價(jià)格會(huì)隨著稅收政策的變化而變化，充分了解稅收政策有利于房地產(chǎn)企業(yè)提高銷售量。

從國(guó)內(nèi)研究來(lái)看，戚克梅（2013）指出房地產(chǎn)具有私人商品和公共商品的“雙重屬性”。崔光燦（2018）也同樣闡述了住房是兼具社會(huì)屬性和經(jīng)濟(jì)屬性的“雙重屬性”的結(jié)合體。李成和于海東（2020）發(fā)現(xiàn)住房按揭貸款會(huì)放大經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)消費(fèi)的負(fù)面作用，受新冠疫情影響居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄增加，消費(fèi)傾向降低。伍文中和李燕（2021）通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行的資本充足率、總資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率以及貨幣供應(yīng)量等因素與我國(guó)房?jī)r(jià)正相關(guān)，而利率與房?jī)r(jià)呈負(fù)相關(guān)。鄒士年（2022）從國(guó)房景氣指數(shù)、投資銷售面積等方面分析房地產(chǎn)行業(yè)的業(yè)務(wù)收縮現(xiàn)狀。

三、基于動(dòng)態(tài)面板模型的實(shí)證分析

通過(guò)上文的分析，基本確定了房產(chǎn)稅抑制房?jī)r(jià)波動(dòng)的作用。接下來(lái)，我們需要構(gòu)建一個(gè)計(jì)量模型，選擇合適的數(shù)據(jù)指標(biāo)，對(duì)以上結(jié)論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證分析采用的是動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型差分GMM和系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。

（一）模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析

首先，構(gòu)建房產(chǎn)稅影響房?jī)r(jià)波動(dòng)的計(jì)量模型。由于房?jī)r(jià)波動(dòng)具有較強(qiáng)的自相關(guān)效應(yīng)，所以本章構(gòu)建的計(jì)量模型將房?jī)r(jià)的滯后項(xiàng)也納入到解釋變量中來(lái)。具體的計(jì)量模型為：

其次，對(duì)計(jì)量模型中的關(guān)鍵變量選擇合適的數(shù)據(jù)指標(biāo)，本文采用的數(shù)據(jù)是中國(guó)31個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)都經(jīng)過(guò)GDP平減指數(shù)進(jìn)行了真實(shí)化處理。由于我國(guó)目前房產(chǎn)稅征收的主要對(duì)象是商業(yè)用房，因此，這里的房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)分別選取了全國(guó)各省市地區(qū)的商業(yè)營(yíng)業(yè)用房平均銷售價(jià)格（y）、商品住宅平均銷售價(jià)格（y1）、商品房銷售平均價(jià)格（y2），時(shí)間跨度為1999-2020年。房產(chǎn)稅稅率指標(biāo)主要是用全國(guó)各省每年征收的房產(chǎn)稅（x1）、耕地占用稅（x2）除以商品房銷售額，時(shí)間跨度同樣從1999-2020年。

表2為各項(xiàng)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。從結(jié)果可以看出，房?jī)r(jià)波動(dòng)與房產(chǎn)稅稅率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為-0.3478、-0.2677、-0.3406、-0.3125、-0.3421、-0.3154，這說(shuō)明房產(chǎn)稅稅率從統(tǒng)計(jì)分析的角度來(lái)看與房?jī)r(jià)波動(dòng)的變動(dòng)趨勢(shì)相反，大概可以推斷房產(chǎn)稅稅率具有抑制房?jī)r(jià)波動(dòng)的作用。

表2 各項(xiàng)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）模型估計(jì)

Blundell，Bond(1998)提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法（以下簡(jiǎn)稱SYS-GMM估計(jì)）與Arellano，Bond（1991）提出的差分廣義矩估計(jì)方法相比，可以在有效減輕內(nèi)生性問(wèn)題以及殘差異方差性的同時(shí)，提高估計(jì)效率，在實(shí)證檢驗(yàn)中得到廣泛的應(yīng)用。本文為了確保模型估計(jì)的有效性和穩(wěn)健性，同時(shí)進(jìn)行了差分廣義矩估計(jì)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)兩種方法進(jìn)行回歸。此外，在使用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，需要進(jìn)行兩個(gè)重要的檢驗(yàn)：過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)和干擾項(xiàng)序列相關(guān)檢驗(yàn)。其一，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)需要采用Sargan檢驗(yàn)判斷工具變量的使用是否合理，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為工具變量使用合理；其二，干擾項(xiàng)序列相關(guān)檢驗(yàn)需采用Hansen檢驗(yàn)，其原假設(shè)是不存在序列相關(guān)。Hansen檢驗(yàn)要求一階序列相關(guān)，二階不相關(guān)，即一階檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，二階檢驗(yàn)接受原假設(shè)。

在具體實(shí)踐過(guò)程中，為了全面考察房產(chǎn)稅改革政策推出前后的變化和影響，本文還分別對(duì)不同時(shí)間段和不同地區(qū)進(jìn)行分別回歸。考慮到2011年我國(guó)開(kāi)始實(shí)施房產(chǎn)稅試點(diǎn)改革，因此，在2011年前后，房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響可能會(huì)受到改革的沖擊而發(fā)生變化，因而我們將1999-2010年劃為一個(gè)時(shí)間段，將2011-2020劃為另一個(gè)時(shí)間段進(jìn)行分別回歸分析。在對(duì)比不同區(qū)域時(shí)，主要是將全國(guó)31個(gè)省區(qū)市劃分成東、中、西三大區(qū)域進(jìn)行分別回歸。

根據(jù)表3可知，回歸結(jié)果既通過(guò)了自相關(guān)檢驗(yàn)，也通過(guò)了Hansen和Sargan檢驗(yàn)，說(shuō)明結(jié)果較為理想。通過(guò)篩選，最終選定房?jī)r(jià)波動(dòng)的一階滯后項(xiàng)作為解釋變量，同時(shí)在具體回歸過(guò)程中，考慮到房產(chǎn)稅稅率與房?jī)r(jià)波動(dòng)之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，進(jìn)而降房產(chǎn)稅稅率設(shè)定為模型的內(nèi)生變量進(jìn)行一階差分和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)。下面對(duì)回歸結(jié)果的系數(shù)進(jìn)行具體分析。

表3 全時(shí)段、房產(chǎn)稅改革前后分時(shí)段回歸結(jié)果匯總表

首先，全時(shí)段的回歸結(jié)果分析。根據(jù)表3可知，普通最小二乘法、固定效應(yīng)模型、一階差分矩估計(jì)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)模型中，房?jī)r(jià)波動(dòng)滯后一期的估計(jì)系數(shù)為正，系數(shù)大小分別為0.870、0.710、0.575和0.860，且高度顯著，這說(shuō)明上一期房?jī)r(jià)波動(dòng)每增加1%，本期房?jī)r(jià)波動(dòng)就會(huì)增加0.860%（系統(tǒng)廣義矩估計(jì)sGMM估計(jì)結(jié)果，下文分析重點(diǎn)對(duì)比一階差分矩估計(jì)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)模型，普通最小二乘和固定效應(yīng)模型僅作為參考，不再贅述），說(shuō)明房?jī)r(jià)波動(dòng)具有自我調(diào)節(jié)的正向反饋效應(yīng)。房產(chǎn)稅稅率的估計(jì)系數(shù)為負(fù)。sGMM模型估計(jì)系數(shù)為-0.017，均在1%的水平上顯著，這意味著房產(chǎn)稅稅率提高1%，本期房?jī)r(jià)波動(dòng)就會(huì)減少0.017%。這說(shuō)明房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)具有抑制作用。房貸利率估計(jì)系數(shù)為負(fù)，人均GDP增長(zhǎng)率估計(jì)系數(shù)為正，說(shuō)明利率與房?jī)r(jià)波動(dòng)負(fù)相關(guān)，對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生抑制作用，人均GDP增長(zhǎng)率與房?jī)r(jià)波動(dòng)正相關(guān)，會(huì)加劇房?jī)r(jià)波動(dòng)。

其次，分析房產(chǎn)稅試點(diǎn)改革前后的回歸結(jié)果。根據(jù)表3中（4）sGMM估計(jì)結(jié)果可知，房?jī)r(jià)波動(dòng)的滯后一期在房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)前后的估計(jì)系數(shù)都為正，分別為0.784和0.902，且高度顯著，說(shuō)明房產(chǎn)稅改革前后，上一期房?jī)r(jià)波動(dòng)增加1%，本期房?jī)r(jià)波動(dòng)會(huì)相應(yīng)的增加0.784%和0.902%。再來(lái)看房產(chǎn)稅稅率的估計(jì)結(jié)果，從（3）列dGMM估計(jì)結(jié)果來(lái)看改革前后房產(chǎn)稅稅率的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，分別為-0.027和-0.035，且高度顯著；而（4）列sGMMM估計(jì)結(jié)果來(lái)看，改革前房產(chǎn)稅稅率的系數(shù)為正但不顯著，改革后房產(chǎn)稅稅率的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，是-0.060。通過(guò)以上房產(chǎn)稅試點(diǎn)改革前后的結(jié)果與全時(shí)段結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)波動(dòng)的滯后一期與房產(chǎn)稅稅率對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響均有所增加，說(shuō)明房產(chǎn)稅改革后房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的抑制作用更明顯。這同時(shí)也說(shuō)明，隨著中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，房?jī)r(jià)波動(dòng)自身的調(diào)節(jié)、房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的抑制以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)房?jī)r(jià)的影響都在發(fā)生變化。下面，本文將進(jìn)一步從不同的區(qū)域展開(kāi)房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響分析。

表4 全樣本與分地區(qū)回歸結(jié)果匯總表

具體來(lái)看，三大區(qū)域房?jī)r(jià)波動(dòng)的滯后一期系數(shù)均為正，且都高度顯著，系數(shù)最大的東部地區(qū)，分別是0.761和1.041，系數(shù)最小的是西部地區(qū)，分別是0.512和0.671，這說(shuō)明東部地區(qū)房?jī)r(jià)波動(dòng)的自我正向反饋效應(yīng)最強(qiáng)，西部最弱。從房產(chǎn)稅的估計(jì)系數(shù)來(lái)看，東部和中部地區(qū)都不顯著，只有西部地區(qū)在10%的水平上顯著為負(fù)。因此，以上分析進(jìn)一步肯定了房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的抑制作用，同時(shí)對(duì)不同地區(qū)的回歸結(jié)果也肯定了西部地區(qū)房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的抑制作用更為顯著。這也說(shuō)明，房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的抑制作用存在地區(qū)效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文從以下兩個(gè)途徑對(duì)上述回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是采用更加適用于小樣本且截面和時(shí)間相差不大的面板數(shù)據(jù)模型的BCFE估計(jì)方法對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行重新估計(jì)；二是更換被解釋變量的衡量指標(biāo)，采用y、y1、y2作為衡量房?jī)r(jià)波動(dòng)的被解釋變量分別對(duì)全時(shí)段、分時(shí)段和分區(qū)域進(jìn)行回歸。相比較于差分GMM，系統(tǒng)GMM能夠更好地解決弱工具變量問(wèn)題。但是，當(dāng)面對(duì)小樣本數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)時(shí)，BCFE估計(jì)不會(huì)受到條件異方差的影響，回歸結(jié)果要優(yōu)于dGMM和sGMM。

四、結(jié)論和啟示

通過(guò)上文分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得出以下結(jié)論：一是房產(chǎn)稅具有抑制房?jī)r(jià)波動(dòng)的作用。理論分析表明，房產(chǎn)稅稅率越高房?jī)r(jià)波動(dòng)越小，實(shí)證分析也支持了理論分析的結(jié)論。通過(guò)分區(qū)域的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，三大區(qū)域中西部地區(qū)房產(chǎn)稅的抑制作用最為顯著。二是房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的抑制作用隨著房產(chǎn)稅改革的推進(jìn)會(huì)變得更加有效。

對(duì)我國(guó)未來(lái)房產(chǎn)稅改革的幾點(diǎn)啟示：一是將房產(chǎn)稅改革與房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)優(yōu)化相結(jié)合。推進(jìn)租購(gòu)?fù)瑱?quán)改革，優(yōu)化租房市場(chǎng)與購(gòu)房市場(chǎng)之間的關(guān)系。二是將居民用房與商業(yè)用房的房產(chǎn)稅進(jìn)行組合改革。堅(jiān)持因地制宜的靈活改革模式，避免“一刀切”的改革模式。三是將房產(chǎn)稅改革與寬松的利率政策相結(jié)合。短期內(nèi)房產(chǎn)稅改革對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響得到對(duì)沖，同時(shí)房產(chǎn)稅改革對(duì)房?jī)r(jià)的長(zhǎng)期調(diào)控作用得到保留。