我國房地產稅區域公平性效應的實證檢驗

杜國祥

（天津財經大學 經濟學院,天津 300222）

0 引言

我國經濟發展更多的是投資驅動型，投資起了很大的作用，而目前房地產投資占有重大比重，而房地產相關稅收是對房地產投資比例的晴雨表，能從側面體現房地產投資比重。經濟發展不均衡是目前中國經濟發展最大的阻力，市場經濟中“富者愈富，窮者愈窮”馬太效應持續下去，會導致政治格局不均衡，進而使得地方政府有意識地保護本地經濟，阻礙商品貨物流通，全國統一市場建立，對市場經濟產生極大的消極作用。因此，很有必要研究房地產稅的現狀、發展趨勢、未來走向，通過計量分析方法對房產稅數據進行整理，分析其對其經濟公平性影響作用。本文就房地產各主要稅種對中國以及各地區的經濟增長公平有何影響進行深入分析。

1 變量選取和數據來源

1.1 Z解釋變量

人均稅收負擔率（Tax），即各地區人均房產稅變化量的絕對值和基期人均房產稅收入的比值。以此指標反映政府征稅情況以及稅收負擔現狀。分稅制改革的核心就是對研究房產稅種的屬性，考察房地產各個環節征收的稅收，因此，本文選取占各地稅收收入比重較大的8個稅種，直接稅包括：耕地占用稅（簡稱FOT）、契稅（簡稱DT）、土地增值稅（簡稱LVT）、城鎮土地使用稅（簡稱ULUT），間接稅包括：房產稅（簡稱RET）、印花稅（簡稱ST）、營業稅（簡稱BT）、城市建設維護稅（簡稱CMCT）。

按照其對財政收入貢獻度，可從大到小排列：營業稅，契稅，城鎮土地使用稅，房產稅，土地增值稅，耕地占用稅，城市建設維護稅，印花稅。

1.2 被解釋變量

經濟公平（Fair）用Williamson系數表示。此系數常被用來衡量經濟增長的地區間差異，故在此選用其反映地區經濟增長公平，計算公式為：

其中，pi表示i區域的人口數量，p表示全國的人口數量，yi表示i區域的人均GDP，全國的人均GDP。Fair值越大說明經濟增長越不公平，即Fair值與經濟增長公平程度呈反比。

1.3 控制變量

城鎮化率（urban），其中城鎮化率為各地區城鎮人口占總人口的比重。這是反映各地區城鎮化水平，是經濟發展水平高低的重要衡量指標。以δi來表示。

區位指數（area），各地區效應區位指數的算法可以借鑒中科院可持續發展戰略研究院公布的算法。中國房地產稅稅源豐富的地方在東部沿海地區，而中西部在內地，經濟落后于東部，所以用省級面板數據，房產稅對經濟的貢獻可能是負號，若用全國的時間序列數據應該是正的。可在解釋變量里添加一個區位變量，以γi來表示。

1.4 數據來源

考察房產稅負擔對各地區經濟公平性的影響，選取1994～2013年間的數據。從全國數據來看，1994年分稅制改革實施后，房地產相關稅收制度逐步建立起來，1997年重慶市單獨設立直轄市，而以前數據缺失，為了統一計算口徑，將重慶市數據加入到四川省，而西藏和新疆數據缺失，需要從樣本省中剔除。港澳臺統計資料不全，無法得到連續的房地產稅收資料，不予以考慮。2011年上海市和重慶市實施新版房產稅改革，房產稅相關稅收會有一定的波動起伏，但是從整體上來看，作用不是很明顯，因此，可繼續將改革后的稅收作為研究樣本，分別合并計入上海市和重慶市原有的總房產稅中，所以共選取了28個省市作為研究樣本，所選用數據來自于歷年全國及各地方的財政和統計年鑒。

從地區劃分角度來看，則可以將全國各省市自治區數據劃分為東部、中部和西部三個部分的數據。東部地區以北京、上海、廣東為代表的沿海11個省份，特點是房地產市場發達，房產稅稅源充足；中部地區以河南、湖北為代表的內陸8個省份，特點是房地產市場正在興起，房地產稅源開始從間接稅源向直接稅源過度；西部地區以四川、陜西為代表的經濟欠發達地區，特點是房地產市場剛開始形成，房地產稅源以間接稅源為主，房地產稅占財政收入比重比較低。因此，可以建立起以時間為縱軸，各省為橫軸的面板數據。

2 實證檢驗

2.1 單位根檢驗

面板數據有兩種單位根檢驗方法：一種前提條件是相同根，假設參數跨截面不變，序列具有相同的單位根，可以使用LLC檢驗和Breitung檢驗，另一類前提條件是不同根，假設參數跨截面變化，序列具有不同的單位根，可以使用ADF—Fisher檢驗、PP-Fisher檢驗。

表1 面板數據單位根檢驗

通過四種檢驗方法在三種檢驗模式下對東部中部西部地區經濟公平性進行單位根檢驗，檢驗結果的伴隨概率數值均小于5%，這表示東部、中部和西部地區國內生產總值原始數據不存在單位根，序列是非平穩的，上述檢驗結果表明經濟公平度數據和各項房產稅之間是序列平穩的。

2.2 協整關系檢驗

為了描述經濟公平性與房產稅之間是否存在協整關系，對東中西部地區年度數據進行實證分析，發現房產稅及各分項稅收與經濟公平性之間呈現直線變化，是平穩的，即FAIR和TAX均是I（0）序列。

Pedroni檢驗的原假設是房地產稅收與經濟公平性之間不存在協整關系，使用RHO，PP，ADF等統計量來進行檢驗，判斷標準是，當各個統計量對應的概率P值小于判斷標準的概率值，才能夠拒絕所設定的原假設。

表2 Pedroni協整檢驗

表2表示，左邊組內標準的檢驗結果表示，PANEL V RHO PP和ADF四個統計量的概率值均小于判定標準的1%概率值，因此，均拒絕原假設，接受備擇假設，認為房地產稅與經濟公平性具有協整關系；右邊組間標準的結果表示，GROUP RHO PP ADF三個統計量概率值均小于判定標準1%概率值，均拒絕原假設，認為房地產稅收與經濟公平性之間有異質性協整關系。

采用KAO協整檢驗來檢測房地產各個稅種與公平度之間是否存在協整關系，所得到的統計量和伴隨概率表明，房地產各個稅種與經濟公平度之間存在長期均衡穩定關系。

表3 KAO協整檢驗

利用面板數據的Fisher(Combined Johansen)檢驗來檢測房地產稅與經濟公平性之間存在幾階協整關系，檢驗結果如下：

表4 Johansen Fisher面板協整檢驗

對于包含8個房產稅變量在內的面板數據模型，Johansen檢驗的跡統計量和max-eigen統計量均在1%的顯著性水平上拒絕了第一個假設，說明了給定的房地產稅與經濟公平性之間存在協整關系，但是階數不確定。同時，檢驗結果接受了第二個假設，表示房地產稅與經濟公平性變量之間存在一階均衡關系。

以上三種協整檢驗方法的結果表明，顯著水平1%條件下，房地產稅變量與公平性之間存在協整關系，也即八個解釋變量耕地占用稅（FOT）、契稅（DT）、土地增值稅（LVT）、城鎮土地使用稅（ULUT）、房產稅（RET）、印花稅（ST）、營業稅（BT）、城市建設維護稅（CMCT）和被解釋變量經濟公平（Fair）之間存在長期穩定的均衡關系。

2.3 模型設定

面板數據模型包括三種類型，即無個體影響不變系數模型，變截距模型，含有個體影響的變系數模型。對面板數據進行估計時候，樣本一般需要從截面、時間、序列三個方面進行描述。如何檢驗模型中個體效應與解釋變量之間是否相關，往往需要區別固定影響變截距模型和隨機影響變截距模型。兩種，這兩種個體效應處理模型都考慮了不同地區之間差異，隨機影響模型假定這種數據之間差異服從某一隨機分布，可以用某一隨機變量表示，而固定影響模型假定差異是固定不變的，可以用一系列常數來表示。究竟應該將模型中的個體影響設定為固定影響還是隨機影響，就需要采用Hausman檢驗。

表5 Hausman檢驗

從四個模型的進一步Hausman檢驗結果可以看出，四個模型的統計量均小于臨界值，這說明各模型均無法拒絕個體影響與解釋變量不相關的原假設，因此，應該將四個區域的經濟增長公平性模型中的個體影響確定為隨機影響形式，即建立適應于東部、中部、西部及全國經濟公平性的隨機影響變截距變系數模型，如下所示：

3 樣本回歸結果及分析

3.1 全國樣本回歸結果及分析

通過表6，可知房地產稅這一核心變量在所有的估計模型中都非常顯著，經濟公平性與房地產稅數值成正比。說明：房地產稅促使各地方間經濟增長趨向于更不公平，房產稅每增長1%，經濟增長不公平程度就增加一定比例。人均房產稅無論在加控制變量和不加控制變量的情況下皆顯著，與經濟公平性成正比。說明征收房產稅以來，我國稅制整體表現出累退性，加劇了各地區間的經濟增長不公平。

從直接稅角度來看，包括耕地占用稅、契稅、土地增值稅和城鎮土地使用稅四個稅種。從表6可看出，土地增值稅的系數顯著為正，且遠高于其他稅種，說明增值稅對經濟增長差距擴大的作用最為明顯，相關文獻也曾證明此結論。增值稅易轉嫁的特征，導致其累退性。城鎮土地使用稅系數顯著為負，說明征收城鎮土地使用稅具有縮小經濟增長差距的作用，其具有累進性。而印花稅在模型中系數為負，且在模型中不顯著，說明印花稅對于縮小經濟增長差距的作用并不明顯。

土地增值稅、契稅及耕地占用稅與經濟公平性成反比，土地增值稅所占比重每提高1%，經濟公平性就會降低一定比例，土地增值稅所占比重每提高1%，經濟公平性降低一定比例，至于耕地占用稅在有控制變量的情況下并不顯著。說明耕地占用稅對經濟公平性的負效應影響比較小，作用不明顯。另外，契稅與經濟公平性呈正比，說明契稅有利于經濟公平性提高。

從間接稅角度來看，包括房產稅、印花稅、營業稅和城市維護建設稅四個稅種。從表6可看出，房產稅、印花稅、營業稅和城市維護建設稅對經濟公平性影響的回歸結果比預期要小，說明這四種稅對經濟公平性影響并不是絕對性。四種住宅交易環節間接稅對經濟公平性的影響相似，因為均為從價稅，計算方式為銷售額乘以稅率，所以影響系數很接近。

從絕對值上來看，營業稅的稅額較大，是印花稅稅額的幾十倍，在財政收入中所占份額較高，對經濟公平性的影響較大。能夠更好地為各地政府提供財政資金，地方收入水平較高，這意味著地方政府能夠提供更多的公共服務，完善城市基礎設施，提升城市環境，能夠吸引更多外來資金，加快地方經濟建設，促進地方經濟公平發展，這正是稅收資本公平性表現，也體現了地方政府公共服務資本化效應。地方政府財政收入中房地產稅收是重要的來源之一，而為爭奪有限的稅收資源，中央和地方政府之間，地方政府之間往往存在稅收博弈過程。

表6 全國樣本回歸結果分析

3.2 東、中、西部地區樣本回歸結果分析

通過表7可看出，房產稅這一核心變量在東、中、西部地區經濟增長公平的所有回歸模型中，皆很顯著，皆與經濟增長公平程度呈反比。其影響程度的排序為：中部地區＞東部地區＞西部地區。房產稅稅收負擔在東、西部地區不顯著，在中部地區顯著，與經濟增長公平呈反比，說明稅收收入負擔拉大了中部地區內部各省間的經濟增長差距。土地增值稅、營業稅、所得稅、在表7中皆不顯著，說明這三個稅種對于東、中、西部地區內部的各省市間經濟增長差距影響不明顯。城鎮土地使用稅在東部地區和中部地區顯著，但作用方向相反。東部地區的城鎮土地使用稅與經濟增長公平程度呈正比，說明東部地區的城鎮土地使用稅具有累進性。中部地區則相反，說明中部地區的城鎮土地使用稅具有累退性。究其原因，我國的城鎮土地使用稅伴隨收入的增加，累進程度是增加的，東部地區經濟發達，建成區面積較大，城鎮土地使用稅的累進特征較為明顯。相比之下，中部地區經濟落后，城鎮建成區面積小，因此表現為累退特征，城鎮化率結構的不同，自然會影響到產業結構，進而影響到經濟增長差距。

根據表7，可知房地產稅在東部地區為顯著變量，且與東部地區經濟增長公平呈正相關，經濟公平性每提高1%，東部地區的經濟公平性就會正向提高；中部地區的房產稅系數為負、西部地區的系數為正，但t值沒有通過檢驗，說明房產稅對中部、西部地區的經濟增長公平的影響不顯著。隨后對稅收進行分解，對主要稅種進行分析，發現在東部地區，土地增值稅、房產所得稅的系數顯著為正，說明東部地區的增值稅、房地產所得稅會阻礙經濟增長公平的提高；在中部地區，營業稅系數顯著為負，說明中部地區的營業稅會促進地區經濟發展公平的提高；在西部地區，房地產所得稅系數顯著為正，說明西部地區的房地產所得稅與西部地區經濟增長公平呈負相關，會阻礙地區經濟增長公平的提高。

從表7的估計結果可以看出，對東中西部地區截距項常數進行對比，經濟發達地區的經濟公平性受稅收的影響較大，原因可能是多方面的。發現在東部地區，尤其是一線城市，常住和流動人口都比較多，住房市場供給量完全不能滿足需求量，需求彈性小于供給彈性，無論是普通住宅、保障性住房、還是商業地產、寫字樓、高檔住宅、別墅，成交量都是十分活躍的，因此房地產市場相對來說會更發達一些，各種房地產相關稅收基數大，稅源充足，能夠給政府提供更豐富的稅源，政府可以更充分地提供普惠型公共產品，促進本地區經濟公平。

4 結論

通過全國及地方房地產稅經濟公平性模型分析，本文得出如下結論：

首先，比照房地產保有環節和交易環節，研究稅收對經濟公平性影響。在保有環節征稅，會加重擁有多套房屋的持有成本，促使其將房屋上市交易，有利于加大住房供應量，減輕因為房屋產生的社會分化，而在交易環節征稅，能夠為財政提供充足資金來源，政府就有能力提供更多的社會公共產品，維護社會公平。

其次，住宅直接稅和間接稅對經濟公平性有不同的作用。住宅直接稅是從價格方面對經濟公平性進行調節，而住宅間接稅是附屬于房屋買賣合同上的稅收，具有熨平經濟波動效果。

表7 東、中、西部地區樣本回歸結果

再次，經濟公平性影響因素是一個集合體，包括經濟、社會、人文、環境、政策等各種因素，稅收只是因素之一，并不能起到決定性作用，而產業結構，城鎮化率都會影響到經濟發展公平性。

最后，注意稅種與各地區實際情況相結合。不同房地產稅稅種在同一省市自治區內具有不同作用，并且，相同房地產稅稅種在東中西部地區會產生梯度式影響，這是與當地經濟發展狀況，城市化率有很大的關系。同一稅種在不同地區對經濟公平性的影響方向和程度是不同的。比如增值稅在東部地區表現為累進性，在中部地區表現為累退性，在西部地區促進經濟增長公平提高。

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