房地產稅對我國房地產價格的影響機理與影響效果評價

蘇 揚

1 房地產稅的引入

房地產稅并不是某一個稅種，而是多個稅種組成的集合，與房地產開發、流通、保有環節有直接關系的稅種都屬于房地產稅這個綜合概念。具體從稅種分類看，房地產稅包括契稅、房產稅、耕地占用稅、土地增值稅、城鎮土地使用稅、營業稅、城建稅、個人所得稅、印花稅和企業所得稅。從征稅環節分類看，取得房地產環節需繳納契稅、耕地占用稅；轉讓房地產環節需繳納土地增值稅、營業稅、城建稅、個人所得稅或企業所得稅、印花稅；持有房地產環節需繳納房產稅、城鎮土地使用稅。具體如表1所示。

研究房地產稅的內涵，需明晰三個與房地產稅概念相近的術語，通過解析相關術語，有利于對房地產稅的深入理解。

（1）物業稅。物業稅是香港向土地及地上建筑物的擁有人，就其取得的租金收入作為計稅依據征收的一種所得稅，是納稅人就不動產用于出租居住用途而取得的收入繳納的一種稅收，稅基為實際收取的租金收入。從征稅對象上來看，香港地區征收的物業稅相當于我國個人或企業取得租金收入而應繳納的個人所得稅或企業所得稅，香港地區征收的物業稅屬于收益所得稅類。（2）不動產稅。不動產稅。是以不可移動的土地或地上附著物作為征收對象征收的一種稅，計稅依據為不動產的評估價值。對不動產的擁有者或占有者每年征收一定的稅款，其稅款會隨不動產市場價格的變化而變化。各國房地產保有環節稅種的名稱不盡相同，如奧地利、波蘭房地產保有稅就被稱為“不動產稅”，不動產稅屬于房地產的保有稅種。（3）財產稅。從廣義上看，財產稅是以各種財產為征稅對象的稅類，征稅對象包括不動產（如土地及地上附著物）和動產（如家具、車輛、股票、現金等）。財產稅類包括的稅種有一般財產稅、遺產贈與稅、房產稅、土地增值稅等，從狹義上看，在某些國家對房地產保有環節征收的稅種就被稱為財產稅，如德國、美國、智利等，此時將財產稅具體化為某個稅種，其內容與“不動產稅”內容基本一致。（4）房產稅。房產稅是我國向房屋產權所有人征收的一種財產稅，按照房屋的經營用途不同，計稅方法分為從價計征和從租計征，分別以房屋計稅余值和租金收入作為計稅依據，上海、重慶兩地房產稅改革是我國房產稅改革的先行地區，對全國房產稅改革具有重要的借鑒意義。

表1 房地產稅收按征稅環節分類情況表

2 房地產稅對房地產價格的影響機制

2.1 房地產稅對供給傳導作用分析

如政府對供給方增加稅收，供給者的開發成本有所提高，供給曲線向左移動，假設房地產需求量不變，形成了房地產市場新的交易均衡點，在供求曲線圖中表現為均衡價格的提高，均衡交易數量的減少。在圖1中，S和D分別為房地產市場的供給和需求曲線，在未對房地產供給方征稅之前，房地產市場的均衡點為E，對應的均衡價格為P0，均衡數量為Q0，當對房地產供給方征稅后，供給者開發成本提高，供給曲線由S向左移至S’，在D曲線不變的情況下，房地產市場形成了新的均衡點，由E點移至E1點，對應新的均衡價格為P1，新的均衡數量為Q1。房地產交易量由Q0減少到Q1，房屋價格由P0上升到P1，房地產供給方實際得到的價格為P3，(P1—P3)為稅收量。稅收負擔由房地產供給方和需求方共同分擔，而雙方分擔的比重是由供需彈性決定的。如供給彈性較大，需求彈性較小，則供給方可以將大部分稅負轉嫁給需求方，需求方承擔的稅負比重就比較大，反之，供給方承擔的稅負比重較大。就房地產市場而言，房屋供給相對富有彈性，房地產的擁有者可以根據房地產價格的變化而自由選擇出售時間，而房地產需求彈性較小，因此如對供給方增加稅收，會導致稅負的向后轉嫁，由購房者承擔較多的流轉稅負，推動房地產價格進一步提高，市場交易量進一步減少，進而加劇房地產價格的提高。

圖1 對供給方征稅情況下房地產市場供需示意圖

2.2 房地產稅對需求傳導作用分析

通過對供給方征稅的理論分析，可知在競爭性市場中，供給方可將稅負轉嫁給消費者，尤其在供給彈性大于需求彈性情形下，稅負轉嫁更容易實現。從交易環節來看，向需求方征稅，由于需求方承擔的稅負幾乎是不可轉嫁的，導致需求方購置房屋成本增加，會導致需求量的下降，但在需求彈性較小的情形下，需求量不一定呈下降趨勢。從保有環節來看，向需求方征稅會導致房屋保有環節成本增加，會有需求量降低的可能性，但由于房地產需求彈性較小，因此消費需求很難降低，但需求方保有房地產成本的增加，會使得房地產投資需求的下降，會影響以房地產為投資目的的投資者不持有房地產，而采取出售房地產的行為，從而增加房地產的供給量，進一步會使房地產價格的下降。在圖2中，S和D分別為房地產市場的供給和需求曲線，在未對房地產需求方征稅之前，房地產市場的均衡點為E，對應的均衡價格為P0，均衡數量為Q0，當在房地產保有環節對需求方征稅后，需求者持有房地產成本增加，需求曲線由D向左移至D’，在S曲線不變的情況下，房地產市場形成了新的交易均衡點，由E點移至E1點，對應新的均衡價格為P1，新的均衡數量為Q1。由此可以看出，對需求方在保有環節征稅，使房地產的投資需求有所下降，需求量有所降低，房地產價格也隨之有所下降。

圖2 對需求方征稅情況下房地產市場供需示意圖

3 房地產稅對房地產價格影響效果分析

3.1 數據來源及相關說明

根據研究目的，選取了影響住宅價格（lnzzjg）的兩項主要因素：第一項影響因素為房地產企業各年經營稅金及附加，在這里我們根據住宅的各年銷售面積計算獲得每平方米住宅所負擔的稅金及附加（lnzzsj）；第二項影響因素為我國的城市化率（lncsh）。選取全國數據資料為研究樣本，樣本期間選擇為1992～2009年，所有數據均取自《中國統計年鑒》（1992～2010）。

3.2 ADF單位根檢驗

選取1992～2010年度住宅價格、房地產企業各年經營稅金及附加、城市化率數據組成時間序列，進行建模分析，從理論上講，經典建模的基礎是水平數據是否保證平穩性，對各水平數據進行單位根檢驗分析，來檢驗自變量及因變量數據的單整階數，進行ADF單位根檢驗，變量平穩性檢驗結果如表2所示。

從表2中可以發現，lnzzjg，lnzzsj，lncsh均存在單位根（10%顯著性水平以內），表明各變量為非平穩序列。△lnzzjg，△lncsh在1%顯著性水平下均拒絕存在單位根，△lnzzsj在5%顯著性水平下拒絕存在單位根，表明所有序列為平穩序列，均為一階單整，因此滿足協整建模要求，所建模型成立。

表2 變量平穩性檢驗結果

3.3 Granger因果關系檢驗

在經濟模型的建立過程中往往會出現偽回歸現象，在建模過程中有必要來確定變量之間是否真正存在直接聯系的原因，因此我們將運用Granger因果關系檢驗，檢驗結果如下：

表3 Granger因果關系檢驗結果

表3顯示，lnzzsj和lncsh在10%的顯著性水平下與lnzzjg之間存在單項因果變化關系，由此看來，滿足至少存在單向因果變化關系這一條件，可以建立協整方程繼續檢驗。

3.4 協整檢驗

本文采用多變量之間的協整回歸，因此在進行協整檢驗時，我們根據E-G兩步法和Johansen極大似然檢驗的具體特點，選擇Johansen極大似然檢驗方法進行協整關系檢驗。具體結果如下表所示：

表4 Johansen極大似然檢驗結果

從表4中可以看出，在5%顯著性水平下，該方程只存在一個協整關系，進而我們可以得到以下協整方程。

表5 協整方程回歸系數

由表5可以看出，從長期看，我國房價與房地產稅之間具有穩態均衡關系，兩者回歸系數為0.3373。從協整方程中，對房地產價格的影響效應包括房地產稅收和城市化兩大因素，其中房地產稅對房地產價格的影響為正向，每平方米住宅所負擔的稅金及附加與住宅價格之間存在正相關關系，相關系數顯示，每平方米住宅所負擔的稅金及附加增加1元，住宅價格將增加0.3373元。城市化水平與住宅價格之間也存在正相關關系，但影響效果要大于房地產稅對房地產價格的影響，城市化水平提高1個百分點，住宅價格將提高1.770元。

4 結論及政策建議

第一，房地產稅收在不同環節征稅對房地產價格影響不同。現行房地產稅收主要側重房地產交易流通環節，包括營業稅、城市維護建設稅、教育費附加、契稅、印花稅和土地增值稅等稅種，流轉環節的稅負很容易被全部或部分轉嫁到房屋購買者身上，“重流轉，輕保有”是我國現行房地產稅的特點。

第二，較多地對房地產流轉環節征稅，房地產稅與房地產價格的關系呈現出正相關關系。在房地產交易環節通過稅收手段來降低房價的效果并不明顯，甚至本末倒置。應降低流轉環節的稅負，以避免稅負轉嫁；另外，應加強地對房地產保有環節征稅，以提高房地產持有成本，進而抑制房地產投資需求。這樣，大量住房囤積空置的情形會有所減少，釋放投資持有的存量市場，增加住房的有效供給，緩解房地產市場供需矛盾，進而降低房價。

第三，重視對房地產“保有”環節征稅，并輔之加強保障性住房建設。如果一味盲目地減稅或增稅，會與稅收調控經濟的理論預期效果出現偏差，甚至相悖而行。從我國目前的房地產市場供需情況來看，一方面傾向對需求方房產保有環節的征稅，打擊房地產投資者的投資性需求和投機性需求，另一方面應由政府投入資金強化多層次的保障性住房建設，進而形成對房地產市場的供需雙向調控。

第四，我國于2011年1月在上海、重慶兩地實行房產稅改革，將符合征稅條件的居民性房產納入房產稅征稅范圍中，實行了房產稅征稅對象擴圍的改革，開始傾向于對房地產的保有環節征稅，這對房地產價格會產生一定影響，但由于改革實施時間較短，影響效果不具有穩定性，因此在此不作短期效果的評價，將其作為今后一段時間研究的重點。

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