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

    2023-01-30 12:37:24
    吉林金融研究 2022年11期
    關(guān)鍵詞:差分稅率房價(jià)

    劉 璐 石 慧

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

    一、引言

    近二十年來,我國的房地產(chǎn)市場經(jīng)歷了高速發(fā)展。在過去的十年中,我國主要城市房地產(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)市場過熱房價(jià)過快上漲,從中央到地方推出了一系列限貸、限購、限價(jià)等調(diào)控政策和措施,基本遏制住了房價(jià)快速攀升的勢頭,但房價(jià)總體仍處于高位。2010年,中國政府網(wǎng)發(fā)布的《國務(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)工作意見的通知》(國發(fā)【2010】15號)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,從此拉開了我國房產(chǎn)稅改革的序幕。近年來隨著房地產(chǎn)業(yè)的持續(xù)升溫,房產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)和房產(chǎn)稅改革問題成為研究討論的焦點(diǎn)。中國的房產(chǎn)稅對房價(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題。

    二、房產(chǎn)稅改革國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

    從國外研究來看,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題。David M.S(2007)做了大量的調(diào)查研究分析了美國房地產(chǎn)市場發(fā)現(xiàn),稅收優(yōu)惠政策會(huì)影響房地產(chǎn)市場的發(fā)展。Niels Johannesen(2010)認(rèn)為房地產(chǎn)項(xiàng)目在建設(shè)過程中會(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)在對以往的研究分析發(fā)現(xiàn),房地產(chǎn)行業(yè)對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。

    從國內(nèi)研究來看,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)量等因素與我國房價(jià)正相關(guān),而利率與房價(jià)呈負(fù)相關(guān)。鄒士年(2022)從國房景氣指數(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

    通過上文的分析,基本確定了房產(chǎn)稅抑制房價(jià)波動(dòng)的作用。接下來,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)稅影響房價(jià)波動(dòng)的計(jì)量模型。由于房價(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)量模型將房價(jià)的滯后項(xiàng)也納入到解釋變量中來。具體的計(jì)量模型為:

    其次,對計(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31個(gè)省市區(qū)的面板數(shù)據(jù),所有數(shù)據(jù)都經(jīng)過GDP平減指數(shù)進(jìn)行了真實(shí)化處理。由于我國目前房產(chǎn)稅征收的主要對象是商業(yè)用房,因此,這里的房價(jià)數(shù)據(jù)分別選取了全國各省市地區(qū)的商業(yè)營業(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,房價(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,這說明房產(chǎn)稅稅率從統(tǒng)計(jì)分析的角度來看與房價(jià)波動(dòng)的變動(dòng)趨勢相反,大概可以推斷房產(chǎn)稅稅率具有抑制房價(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):過度識別檢驗(yàn)和干擾項(xiàng)序列相關(guān)檢驗(yàn)。其一,過度識別檢驗(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年我國開始實(shí)施房產(chǎn)稅試點(diǎn)改革,因此,在2011年前后,房產(chǎn)稅對房價(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。在對比不同區(qū)域時(shí),主要是將全國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)果既通過了自相關(guān)檢驗(yàn),也通過了Hansen和Sargan檢驗(yàn),說明結(jié)果較為理想。通過篩選,最終選定房價(jià)波動(dòng)的一階滯后項(xiàng)作為解釋變量,同時(shí)在具體回歸過程中,考慮到房產(chǎn)稅稅率與房價(jià)波動(dòng)之間可能存在的內(nèi)生性問題,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,房價(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,這說明上一期房價(jià)波動(dòng)每增加1%,本期房價(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),說明房價(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%,本期房價(jià)波動(dòng)就會(huì)減少0.017%。這說明房產(chǎn)稅對房價(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增長率估計(jì)系數(shù)為正,說明利率與房價(jià)波動(dòng)負(fù)相關(guān),對房價(jià)產(chǎn)生抑制作用,人均GDP增長率與房價(jià)波動(dòng)正相關(guān),會(huì)加劇房價(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,房價(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,說明房產(chǎn)稅改革前后,上一期房價(jià)波動(dòng)增加1%,本期房價(jià)波動(dòng)會(huì)相應(yīng)的增加0.784%和0.902%。再來看房產(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)行對比分析發(fā)現(xiàn),房價(jià)波動(dòng)的滯后一期與房產(chǎn)稅稅率對房價(jià)波動(dòng)的影響均有所增加,說明房產(chǎn)稅改革后房產(chǎn)稅對房價(jià)波動(dòng)的抑制作用更明顯。這同時(shí)也說明,隨著中國房地產(chǎn)市場的發(fā)展,房價(jià)波動(dòng)自身的調(diào)節(jié)、房產(chǎn)稅對房價(jià)的抑制以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對房價(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)域展開房產(chǎn)稅對房價(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

    具體來看,三大區(qū)域房價(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,這說明東部地區(qū)房價(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)稅對房價(jià)波動(dòng)的抑制作用,同時(shí)對不同地區(qū)的回歸結(jié)果也肯定了西部地區(qū)房產(chǎn)稅對房價(jià)波動(dòng)的抑制作用更為顯著。這也說明,房產(chǎn)稅對房價(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作為衡量房價(jià)波動(dòng)的被解釋變量分別對全時(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題。但是,當(dāng)面對小樣本數(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)稅具有抑制房價(jià)波動(dòng)的作用。理論分析表明,房產(chǎn)稅稅率越高房價(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)稅對房價(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。

    對我國未來房產(chǎn)稅改革的幾點(diǎn)啟示:一是將房產(chǎn)稅改革與房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)優(yōu)化相結(jié)合。推進(jìn)租購?fù)瑱?quán)改革,優(yōu)化租房市場與購房市場之間的關(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)稅改革對宏觀經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響得到對沖,同時(shí)房產(chǎn)稅改革對房價(jià)的長期調(diào)控作用得到保留。

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