房產(chǎn)稅試點(diǎn)改革政策有效性分析

楊 彤

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠233030)

1 研究背景

中國(guó)個(gè)人住房房產(chǎn)稅征收始于2011年滬、渝兩地。試點(diǎn)城市的房產(chǎn)稅是以居民住宅房為征稅對(duì)象，以住宅房屋的計(jì)稅余值或租金收入為計(jì)稅依據(jù)，向產(chǎn)權(quán)所有人征收的一種財(cái)產(chǎn)稅。在歷經(jīng)多年的試點(diǎn)后，滬渝兩地的政策、試行效果、存在的問(wèn)題、優(yōu)化和改革的方向以及是否在全國(guó)范圍內(nèi)推廣實(shí)施該稅種上爭(zhēng)議頗多。目前，中國(guó)的稅制結(jié)構(gòu)主要以流轉(zhuǎn)稅和所得稅為主，財(cái)產(chǎn)稅課稅數(shù)量少、規(guī)模小，對(duì)個(gè)人住宅房產(chǎn)稅的改革試點(diǎn)有利于優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)。國(guó)內(nèi)關(guān)于房產(chǎn)稅的研究正由初期的理論分析向?qū)嵶C分析轉(zhuǎn)變。

在理論基礎(chǔ)研究方面，國(guó)外學(xué)者有關(guān)房產(chǎn)稅的理論出發(fā)點(diǎn)主要分三種：一是由Netzer提出的傳統(tǒng)論，主張資本不負(fù)稅，房產(chǎn)稅完全由本地購(gòu)房者承擔(dān)，從而導(dǎo)致高房?jī)r(jià)[1]；二是由Bloom等提出的利益論，主張購(gòu)房者自由流動(dòng)引發(fā)地方政府相互競(jìng)爭(zhēng)，房產(chǎn)稅作為一種受益稅只影響地方性公共支出[2]；三是Zodrow等的觀點(diǎn)，他發(fā)現(xiàn)資源配置會(huì)從房產(chǎn)稅較高地區(qū)流向較低地區(qū)，從而產(chǎn)生利潤(rùn)稅效應(yīng)和流轉(zhuǎn)稅效應(yīng)[3]。雖然現(xiàn)今國(guó)內(nèi)外的研究成果已為個(gè)人住房房產(chǎn)稅提供了一套理論框架，但在實(shí)踐過(guò)程中仍有很多問(wèn)題。

從個(gè)人住房房產(chǎn)稅功能定位方面看，其主要作用分別為：(1)為地方政府籌集資金；(2)調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)，影響房?jī)r(jià)；(3)調(diào)節(jié)收入分配。目前國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)這3個(gè)方面意見(jiàn)都存在分歧。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，房?jī)r(jià)和收入分配存在著內(nèi)生性關(guān)系，但在房產(chǎn)稅對(duì)其兩者的影響方面產(chǎn)生了分歧；一部分學(xué)者認(rèn)為，目前房產(chǎn)稅實(shí)行的有效性較差，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)沒(méi)有太多影響，甚至惡化了二手房交易，房產(chǎn)稅不適合目前中國(guó)國(guó)情；也有學(xué)者認(rèn)為，即使目前政策成效還不顯著，但從總體來(lái)看，房產(chǎn)稅對(duì)稅制結(jié)構(gòu)優(yōu)化和調(diào)節(jié)收入分配等方面有積極作用。

第一，籌集資金方面。樊慧霞認(rèn)為，目前個(gè)人住房房產(chǎn)稅采用比例稅率會(huì)比較符合國(guó)情，這是由于現(xiàn)今稅收機(jī)制不完善，難以權(quán)衡累進(jìn)制稅率的級(jí)距和范圍[4]。陳哲指出，房產(chǎn)稅征收趨勢(shì)存在“U型稅率曲線”，針對(duì)不同住宅持有群體應(yīng)區(qū)分稅率征收，不能設(shè)置成單一稅率[5]。由于房產(chǎn)稅籌集資金的體量較小，本文重點(diǎn)討論后兩者的相互作用。從稅制結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，Oates Wallace等結(jié)合國(guó)外主流觀點(diǎn)，認(rèn)為在利益觀點(diǎn)下，財(cái)產(chǎn)稅的地方性收益不是真正的稅收而是服務(wù)費(fèi)，資本稅的觀點(diǎn)適用于相對(duì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)，而利益觀點(diǎn)在發(fā)達(dá)城市和地區(qū)更具相關(guān)性[6]。李麗琴認(rèn)為，房產(chǎn)稅與資源稅的征稅來(lái)源與區(qū)域經(jīng)濟(jì)二者互補(bǔ)，房產(chǎn)稅作為地方稅的主要稅種具有均衡地區(qū)經(jīng)濟(jì)的作用[7]。

第二，房?jī)r(jià)調(diào)控方面。況偉大等結(jié)合23個(gè)亞太經(jīng)合國(guó)家樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)這些國(guó)家抑制房?jī)r(jià)的措施極少是依靠稅率的增加，并認(rèn)為房產(chǎn)稅理論上能緩解房?jī)r(jià)漲幅，但利率政策對(duì)房?jī)r(jià)的抑制效果更明顯[8]。王家庭等通過(guò)使用DID法檢驗(yàn)了滬渝房產(chǎn)稅試點(diǎn)對(duì)各類住宅價(jià)格的影響，結(jié)合35個(gè)大中城市的樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)目前房產(chǎn)稅政策實(shí)施效果不具備預(yù)期效應(yīng)[9]。從時(shí)間效應(yīng)上來(lái)看，Lutz和Byron F認(rèn)為，房產(chǎn)稅的制度不能立即讓房?jī)r(jià)變動(dòng)而影響稅收[10]。房?jī)r(jià)與稅收的彈性為0.4，意味著房產(chǎn)稅政策真正開(kāi)始起作用至少需要3年時(shí)間，因此，時(shí)間性也應(yīng)納入考慮。

第三，稅收公平性方面。夏商末指出，房產(chǎn)稅的實(shí)行會(huì)導(dǎo)致部分福利和公共服務(wù)受損，對(duì)調(diào)節(jié)收入分配沒(méi)有多少效果[11]。邢少文認(rèn)為，房產(chǎn)稅實(shí)行對(duì)象目前僅是部分擁有多套房產(chǎn)的人群，針對(duì)非自主性的房產(chǎn)征稅很難施展收入調(diào)節(jié)分配的作用[12]。瞿晶等認(rèn)為，由于房?jī)r(jià)和收入分配直接存在著內(nèi)生性關(guān)系，房產(chǎn)稅收政策讓高收入人群受益，導(dǎo)致區(qū)域性收入差距會(huì)不斷擴(kuò)大[13]。從試點(diǎn)城市的數(shù)據(jù)實(shí)證角度出發(fā)，陳彥斌等[14]的回歸分析與協(xié)查關(guān)系檢驗(yàn)研究以及楊巧等[15]基于26個(gè)中大城市的實(shí)證，都證實(shí)了房?jī)r(jià)對(duì)中低收入階層具有重大影響，認(rèn)為必須同時(shí)開(kāi)展房地產(chǎn)政策與收入分配政策才能有所成效。徐舒等基于序貫決議模型，證明了隨著城市不公平性上升，在房地產(chǎn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性較弱的城市，收入不平等會(huì)加速住房?jī)r(jià)格的上漲[16]。

綜上，作為財(cái)產(chǎn)稅之一的房產(chǎn)稅，目前在推廣中存在著困難，但是開(kāi)征綜合財(cái)產(chǎn)稅對(duì)調(diào)節(jié)收入分配、社會(huì)公平有著積極的影響，也有利于改善我國(guó)目前的地方稅制結(jié)構(gòu)。大多學(xué)者側(cè)重于縱向分析上海、重慶的房?jī)r(jià)變化，少有從多省市橫向分析房產(chǎn)稅實(shí)行的有效性。本文從房?jī)r(jià)和收入分配的內(nèi)生性關(guān)系出發(fā)，基于滬渝等六個(gè)典型城市月數(shù)據(jù)與年數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)分析，從短期和長(zhǎng)期視角展開(kāi)對(duì)房產(chǎn)稅有效性的探討。

2 房產(chǎn)稅制度改革現(xiàn)狀

2.1 我國(guó)現(xiàn)行房產(chǎn)稅制度

房產(chǎn)稅政策在我國(guó)幾經(jīng)變遷。1950年，我國(guó)首次面向全國(guó)開(kāi)征城市房地產(chǎn)稅；1972年，將對(duì)國(guó)營(yíng)、集體企業(yè)征收的城市房地產(chǎn)稅并入工商稅，這時(shí)的征稅對(duì)象僅包括房產(chǎn)管理部門、個(gè)人的房屋，中外合資、合作企業(yè)和外資企業(yè)的房屋；1984年，開(kāi)展工商稅制改革，將工商稅分為房產(chǎn)稅和城鎮(zhèn)土地使用稅；1986年，國(guó)家頒布了《中華人民共和國(guó)房產(chǎn)稅暫行條例》，但對(duì)在我國(guó)有房產(chǎn)的外國(guó)僑民和涉外企業(yè)依然征收50年代的城市房地產(chǎn)稅，對(duì)其在華機(jī)構(gòu)征收土地使用費(fèi)。因此，城市房地產(chǎn)稅的實(shí)質(zhì)也是房產(chǎn)稅[17]。《中華人民共和國(guó)房產(chǎn)稅暫行條例》[18]也一直沿用至今，目前我國(guó)的房產(chǎn)稅征收情況如表1所示。

表1 我國(guó)的房產(chǎn)稅稅制

2.2 個(gè)人住房房產(chǎn)稅試點(diǎn)城市暫行方案

上海和重慶是我國(guó)首批房產(chǎn)稅試點(diǎn)城市，均根據(jù)自身需求制定并出臺(tái)了對(duì)個(gè)人住房進(jìn)行征稅的相關(guān)細(xì)則，具體方案見(jiàn)表2，兩市房產(chǎn)稅政策存在一些明顯差異，主要體現(xiàn)在征稅對(duì)象、稅率設(shè)置以及免稅面積等方面。

表2 上海、重慶房產(chǎn)稅試點(diǎn)措施

資料來(lái)源：《上海市個(gè)人住房房產(chǎn)稅征收管理實(shí)施細(xì)則》[19]和《重慶市個(gè)人住房房產(chǎn)稅征收管理實(shí)施細(xì)則》[20]。

3 基于面板數(shù)據(jù)的房產(chǎn)稅有效性分析

3.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明與變量選擇

3.1.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明

選擇上海、重慶、南京、合肥、武漢、成都6個(gè)城市為樣本，該樣本的選取主要考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低以及地域分布的特征，涵蓋一、二線城市，包括實(shí)行房產(chǎn)稅與沒(méi)有實(shí)行房產(chǎn)稅的城市，旨在具體分析房產(chǎn)稅對(duì)抑制房?jī)r(jià)和調(diào)節(jié)收入分配是否發(fā)揮作用。以政策時(shí)間為節(jié)點(diǎn)，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局及其下屬機(jī)構(gòu)發(fā)布的統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，選取2010年1月至2011年12月的數(shù)據(jù)來(lái)探討房產(chǎn)稅政策短期實(shí)行有效性。由于合肥市在2016年開(kāi)始實(shí)行限購(gòu)政策，為避免2016年限購(gòu)政策造成的突變影響，長(zhǎng)期政策實(shí)行的有效性則通過(guò)選取2006至2015年間各城市的住宅房均價(jià)、人均可支配收入等數(shù)據(jù)作為樣本展開(kāi)分析。

3.1.2 變量選擇

主要分析房?jī)r(jià)受房產(chǎn)稅征收可能發(fā)生的變動(dòng)，因此價(jià)格指數(shù)等貨幣政策的變量是更具代表性的解釋變量，而財(cái)政政策和行政干預(yù)政策等則以虛擬變量的形式引入樣本，其間，具體變量選擇的依據(jù)如下：

(1)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)不斷升高，表明我國(guó)目前通貨膨脹加大，房產(chǎn)作為特殊商品，雖然房?jī)r(jià)會(huì)隨CPI指數(shù)上升而上漲，但同時(shí)房產(chǎn)又具有保值增值的功能，可以抑制通貨膨脹。在物價(jià)上漲的同時(shí)會(huì)導(dǎo)致購(gòu)房需求的增加，從而進(jìn)一步推高房?jī)r(jià)，CPI指數(shù)作為衡量通貨膨脹的指標(biāo)應(yīng)納入考慮。

(2)存貸款利率不停上調(diào)，貸款利率的上升進(jìn)一步增加了購(gòu)房成本，對(duì)房?jī)r(jià)上漲起到推動(dòng)作用。因此，選取5年期以上貸款利率作為貨幣政策影響納入考慮。

(3)主要的調(diào)控政策是實(shí)行限購(gòu)政策和房產(chǎn)稅試點(diǎn)政策，這兩個(gè)政策作為定性變量應(yīng)納入考慮。

基于上述對(duì)變量的分析，本文選取以下指標(biāo)展開(kāi)深入研究：

(1)被解釋變量——房?jī)r(jià)指標(biāo)(HP)。

(2)解釋變量——5年期以上貸款利率(RL)、通貨膨脹率指標(biāo)(CPI)以及區(qū)別限購(gòu)政策出臺(tái)和房產(chǎn)稅政策試點(diǎn)前后的定性變量，即虛擬變量D1和D2。

3.2 基于面板數(shù)據(jù)的模型構(gòu)建

3.2.1 變異系數(shù)、基尼系數(shù)及泰爾指數(shù)

樣本城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、所處地理位置以及人口分布密度等方面均存在各種差異，且直接影響著收入分配，進(jìn)而導(dǎo)致房?jī)r(jià)差異，因而本文采用權(quán)衡收入分配的指標(biāo)——變異系數(shù)(CV)、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)，從不同的視角描述區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異及變化趨勢(shì)。變異系數(shù)是樣本數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)差與平均數(shù)的比，消除了量綱對(duì)樣本數(shù)據(jù)的影響，反映了數(shù)據(jù)的離散程度；基尼系數(shù)是指在全體居民收入中不均分配收入占總收入的比例，用于反映居民之間的貧富差距；泰爾指數(shù)是衡量收入差距的指標(biāo)，泰爾熵標(biāo)準(zhǔn)可以衡量組內(nèi)差距和組間差距對(duì)總差距的成效。本文通過(guò)上述3個(gè)指標(biāo)的計(jì)算來(lái)描述各個(gè)城市間房?jī)r(jià)變動(dòng)的差異，并以差異動(dòng)態(tài)演變軌跡的轉(zhuǎn)折點(diǎn)為面板協(xié)整模型的突變點(diǎn)，并以此進(jìn)一步分析政策對(duì)房?jī)r(jià)的影響。具體指標(biāo)如下：

變異系數(shù)：

(1)

基尼系數(shù)：

(2)

泰爾指數(shù)：

(3)

其中，Wk表示第k組人均可支配收入占總?cè)司芍涫杖氲谋戎兀琫k表示第k組人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重。

3.2.2 單位根及面板協(xié)整檢驗(yàn)

當(dāng)一組時(shí)間序列的方差或期望值隨著時(shí)間的變化而改變，那么，該序列就是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。隨機(jī)過(guò)程為{yt,t=1,2,3,…},

若yt=ρyt-1+εt,t=1,2,…,T

(4)

在式(4)中，通過(guò)檢驗(yàn)與ρ之間的大小關(guān)系來(lái)判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性，即原假設(shè)ρ=11，備擇假設(shè)ρ<1。將式(4)兩邊同時(shí)減去yt-1，得

Δyt=ηyt-1+εtt=1,2,…,T

(5)

yt=φ1yt-1+…+φpyt-p+εt

(6)

(7)

(8)

其中：η=ρ-1,因而原假設(shè)和備擇假設(shè)改為η=0和η=1，該檢驗(yàn)被稱為DF檢驗(yàn)，且在一階滯后時(shí)有效。當(dāng)序列存在高階滯后相關(guān)時(shí)，則需要進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)主要通過(guò)η的估計(jì)值來(lái)判斷。

由于變量之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量的線性組合卻可能是平穩(wěn)的。基于確定存在面板單位根的前提，便可以做面板協(xié)整檢驗(yàn)。

3.2.3 虛擬變量

根據(jù)3個(gè)指數(shù)長(zhǎng)短期分析圖，我們可以得出存在于2010年和2011年的兩個(gè)突變點(diǎn)，原因是限購(gòu)政策和房產(chǎn)稅政策的實(shí)行，樣本數(shù)據(jù)涵蓋范圍包括實(shí)行城市和未實(shí)行城市，為了避免突變節(jié)點(diǎn)對(duì)模型的影響，引入虛擬變量D1i，D2iD1i,D2i。

(9)

其中，T1i表示第i個(gè)城市行政限購(gòu)令實(shí)施的時(shí)間，T2i表示第i個(gè)城市房產(chǎn)稅展開(kāi)實(shí)施的時(shí)間。

3.3 實(shí)證分析

3.3.1 數(shù)據(jù)變動(dòng)趨勢(shì)

按照式(1)、式(2)、式(3)，分別測(cè)算樣本地區(qū)2011年1月前后共24個(gè)月以及2006年至2015年的3個(gè)指數(shù)，用以描述樣本城市房?jī)r(jià)短期和長(zhǎng)期的差異性及其演變動(dòng)態(tài)。

圖1 月度變異系數(shù)

圖2 月度基尼系數(shù)

圖3 月度泰爾指數(shù)

圖4 年度變異系數(shù)

圖5 年度基尼系數(shù)

圖6 年度泰爾指數(shù)

圖1—圖3顯示出3個(gè)指數(shù)在24個(gè)月中的變動(dòng)軌跡，其中，橫坐標(biāo)的每格表示一個(gè)月的時(shí)間。圖4—圖6顯示了10年內(nèi)3個(gè)指數(shù)的變動(dòng)軌跡，其中，橫坐標(biāo)的每格表示一年的時(shí)間。從圖1—圖3中可以看出，變異系數(shù)呈先上升再下降再相對(duì)穩(wěn)定的波動(dòng)過(guò)程，基尼系數(shù)的變化軌跡與變異系數(shù)相似，也是先升后降繼而平穩(wěn)，但泰爾指數(shù)則在先升后降之后沒(méi)有步入平穩(wěn)階段。值得注意的是，這3個(gè)指數(shù)均有共同的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，而轉(zhuǎn)折點(diǎn)符合限購(gòu)令和房產(chǎn)稅政策出臺(tái)的時(shí)間，說(shuō)明政策出臺(tái)前一線城市在通貨膨脹預(yù)期的作用下，投資性需求增加推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲，而二線城市房?jī)r(jià)差異不斷增大。此外，從圖1—圖3可以看出，2010年1月至2010年12月間的軌跡都呈上升趨勢(shì)，說(shuō)明房產(chǎn)稅和限購(gòu)政策出臺(tái)后，遏制了投資性需求，緩解了房?jī)r(jià)上漲，導(dǎo)致一、二線城市間的房?jī)r(jià)差異不再繼續(xù)拉大；從圖4—圖6可以看出，3個(gè)指數(shù)軌跡一致，都是在2008年金融危機(jī)下房?jī)r(jià)暴漲且城市間差異變大，而在2011年后都有所緩解，說(shuō)明房產(chǎn)稅政策起到一定作用，但2012年以后的曲線都呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，盡管在2013年出臺(tái)了“新國(guó)五條”加碼政策，但效果不佳，后幾年房?jī)r(jià)持續(xù)走高，差異不斷擴(kuò)大。

3.3.2 面板單位根檢驗(yàn)

時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)的主要目的在于區(qū)分宏觀經(jīng)濟(jì)變量是存在單位根的不平穩(wěn)過(guò)程還是存在突變的平穩(wěn)過(guò)程。本文應(yīng)用Eviews軟件對(duì)HP、CPI以及RL分別進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

假設(shè)單位根存在HP與RL，在各種方法下p均大于0.05，故接受假設(shè)，但CPI不接受。因此，這是存在部分平穩(wěn)、部分不平穩(wěn)的模型，對(duì)此需要進(jìn)一步優(yōu)化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。

3.3.3 協(xié)整檢驗(yàn)優(yōu)化

針對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，假設(shè)為協(xié)整存在，由表4可以看出，Kao檢驗(yàn)p為0.0299，低于5%接受假設(shè)，Pedroni檢驗(yàn)p均大于0.05拒絕假設(shè)，Johansen檢驗(yàn)p值接受假設(shè)。Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果與kao和Johansen檢驗(yàn)相違背。結(jié)合上文在選擇模型變量時(shí)對(duì)變量進(jìn)行的分析和通過(guò)3個(gè)指標(biāo)的分析圖，可以發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)存在兩個(gè)突變點(diǎn)，即房產(chǎn)稅政策出臺(tái)時(shí)間和第一批實(shí)行限購(gòu)政策的時(shí)間。這是沒(méi)有考慮到樣本數(shù)據(jù)的突變節(jié)點(diǎn)即政策出臺(tái)的影響，導(dǎo)致了方程的樣本偏差和偽回歸。因此，引入兩個(gè)突變節(jié)點(diǎn)的虛擬變量修正協(xié)整方程，可以解決結(jié)構(gòu)突變帶來(lái)的不確定性。

表4 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

Kao檢驗(yàn)

Johansen檢驗(yàn)

引入虛擬變量D1i、D2i，如公示(9)所示，在構(gòu)建好虛擬變量后，進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)分析模型的具體類型。如果通過(guò)檢驗(yàn)，意味著個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)(結(jié)果見(jiàn)表5)，Hausman Test中Cross-section random統(tǒng)計(jì)量是3606.550，p值是0.7770，即接受原假設(shè)，將模型設(shè)定為隨機(jī)模型。

表5 Hausman檢驗(yàn)

為確定隨機(jī)模型形式，兩個(gè)原假設(shè)如下：

w1∶β1=β2=…=βn

判定規(guī)則如下：

不變參數(shù)模型：接受假設(shè)W2；

固定效應(yīng)模型：拒絕假設(shè)W2，接受假設(shè)W1；

變系數(shù)模型：拒絕假設(shè)W2，且拒絕假設(shè)W1。

構(gòu)建變系數(shù)模型得S1、構(gòu)建固定效應(yīng)模型得S2、構(gòu)建不變參數(shù)模型得S3，計(jì)算出F1、F2并結(jié)合臨界值Fα，得到：

(12)

(13)

得出F1=0.9060F(15,30)拒絕W2。

通過(guò)F檢驗(yàn)得出應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型，通過(guò)剔除相關(guān)性不大的變量，最終模型如下：

HPit=c+α2D1i+α2D2i+β1CPIi+β2R1+β3(D2iR1)+μit

(14)

回歸結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 面板協(xié)整回歸模型

根據(jù)表6的回歸結(jié)果可知：住宅房?jī)r(jià)格與CPI呈正相關(guān)，與5年以上貸款利率呈負(fù)相關(guān)；限購(gòu)令對(duì)抑制房?jī)r(jià)有效；房產(chǎn)稅政策對(duì)抑制房?jī)r(jià)無(wú)效，但對(duì)利率存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)上述回歸方程導(dǎo)出殘差值并進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：4種方法在5%的顯著性水平下均拒絕單位根。因此，可認(rèn)為該回歸方程是穩(wěn)定的，由此得出了最終的協(xié)整方程。

表7 回歸殘差單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)模型回歸的結(jié)果可知，大部分?jǐn)?shù)據(jù)的系數(shù)均在5%水平下顯著，水平漂移項(xiàng)D1的系數(shù)為-2556.225，說(shuō)明第一批城市限購(gòu)政策對(duì)于遏制房?jī)r(jià)上漲有顯著作用，水平漂移項(xiàng)D2的系數(shù)為1258.321，說(shuō)明房產(chǎn)稅試點(diǎn)政策并沒(méi)有抑制房?jī)r(jià)反而促進(jìn)了房?jī)r(jià)的上漲，加劇了收入分配不公平。CPI指數(shù)為91.27，說(shuō)明CPI指數(shù)與住宅房均價(jià)存在正相關(guān)。RL的系數(shù)為負(fù)相關(guān)，說(shuō)明長(zhǎng)期貸款利率的上漲具有抑制房?jī)r(jià)的作用。因此，政府可以采取貨幣政策與財(cái)政政策并行的措施，調(diào)控房?jī)r(jià)和收入分配的不均衡。從中西部地區(qū)的固定效應(yīng)較大可以看出，經(jīng)濟(jì)較不發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)利率變化的敏感性更大。協(xié)整系數(shù)漂移項(xiàng)D2RL的系數(shù)為-162.0281，說(shuō)明在房產(chǎn)稅政策試點(diǎn)后，帶動(dòng)了5年以上貸款利率的下降。雖然短期存在購(gòu)房者為了避免房?jī)r(jià)預(yù)期上漲成本，更傾向于提前購(gòu)房避免預(yù)期損失的情況，但在長(zhǎng)期已無(wú)較大影響。此外，從固定效應(yīng)上來(lái)看，房產(chǎn)稅政策對(duì)重慶的作用大于上海，中西部城市作用大于東部城市，經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)大于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，而對(duì)于南京、上海，政策基本沒(méi)有起到作用，而合肥作用較小，武漢、重慶、成都作用較大，重慶作用最大。

4 結(jié)論及政策建議

通過(guò)對(duì)6個(gè)城市的典型性數(shù)據(jù)分析，從短期和長(zhǎng)期兩個(gè)角度分析了房產(chǎn)稅實(shí)行的有效性，構(gòu)建了6個(gè)城市10年的面板數(shù)據(jù)，充分考慮了2010年的第一批限購(gòu)城市和2011年房產(chǎn)稅試點(diǎn)這兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)，對(duì)樣本進(jìn)行分析整理得出了最終的結(jié)構(gòu)面板協(xié)整模型。

4.1 模型結(jié)論

通過(guò)變異指數(shù)、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)這3個(gè)常用的衡量收入分配不平等的指標(biāo)，從短期數(shù)據(jù)即兩個(gè)政策實(shí)行節(jié)點(diǎn)前后1年的24個(gè)月的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出限購(gòu)令和房產(chǎn)稅試點(diǎn)的確在一定程度上縮小了城市間的住宅商品房均價(jià)差距，但在2013年后進(jìn)一步出臺(tái)的房地產(chǎn)調(diào)控政策并沒(méi)有達(dá)到預(yù)期的效果，房?jī)r(jià)持續(xù)走高，城市間收入分配不公平加劇，房產(chǎn)稅試點(diǎn)政策成效較差。從長(zhǎng)期數(shù)據(jù)即2006年至2015年的年數(shù)據(jù)來(lái)看，除去因?yàn)?008年金融危機(jī)導(dǎo)致的收入不平等加劇外，雖在兩個(gè)政策實(shí)行期都有所緩解，其中限購(gòu)令在短期內(nèi)作用更大，但從整體而言政策沒(méi)有明顯作用。

為進(jìn)一步探討房產(chǎn)稅作用的有效性，本文選取了住宅商品房均價(jià)，居民消費(fèi)指數(shù)和5年以上貸款利率作為研究對(duì)象，并入了政策實(shí)行期的時(shí)間節(jié)點(diǎn)作為虛擬變量，在檢驗(yàn)通過(guò)的情況下，模擬出面板協(xié)整方程，總結(jié)出以下結(jié)論：

(1)房產(chǎn)稅政策實(shí)施后的3個(gè)系數(shù)均小于稅前系數(shù)，說(shuō)明房產(chǎn)稅在一定程度上對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)有積極影響，但從總體而言，房產(chǎn)稅試點(diǎn)政策實(shí)施效果較差，在短期內(nèi)緩解了房?jī)r(jià)，但從長(zhǎng)期來(lái)看并沒(méi)有效果，截至目前限購(gòu)政策在效果上好于房產(chǎn)稅試點(diǎn)政策，說(shuō)明行政政策還是處于主導(dǎo)地位。

(2)居民消費(fèi)指數(shù)變動(dòng)周期跟房地產(chǎn)周期高度吻合，系數(shù)之間呈正相關(guān)關(guān)系，間接說(shuō)明了通貨膨脹是加劇房?jī)r(jià)上漲、收入分配不平等的重要因素。房?jī)r(jià)和收入分配差距的調(diào)控受到多方面的影響，因而單從房產(chǎn)稅政策實(shí)施的有效性出發(fā)不能具體證實(shí)房?jī)r(jià)和政策存在確實(shí)的關(guān)系，房?jī)r(jià)的漲落主要取決于供需關(guān)系，稅收政策的作用不明顯。

(3)5年以上貸款利率的上升有利于抑制房?jī)r(jià)，緊縮性貨幣政策有一定效果，但只存在于購(gòu)房者對(duì)預(yù)期房?jī)r(jià)持有下跌觀望態(tài)度，如果房?jī)r(jià)持續(xù)上漲，貸款利率的上升會(huì)加劇房?jī)r(jià)上漲，且經(jīng)濟(jì)較不發(fā)達(dá)的地區(qū)對(duì)利率變化的敏感性較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)貨幣政策收效甚微。

4.2 政策建議

第一，健全房產(chǎn)稅相關(guān)政策，減少政策執(zhí)行難度，提高政策執(zhí)行效果，促使房地產(chǎn)市場(chǎng)逐步從行政政策為主過(guò)渡到以財(cái)政政策和貨幣政策等經(jīng)濟(jì)政策為中心。本文將限購(gòu)政策和房產(chǎn)稅政策同時(shí)納入有效性考量中，從模型系數(shù)上看，發(fā)現(xiàn)作為行政政策的限購(gòu)令效果好于房產(chǎn)稅政策，表明目前中國(guó)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)節(jié)還是依賴于政府出臺(tái)的政策，不能夠做到市場(chǎng)自我調(diào)節(jié)，短期內(nèi)行政政策作用明顯。但在現(xiàn)今市場(chǎng)化愈演愈烈的經(jīng)濟(jì)體制下，受市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制的影響，房?jī)r(jià)的波動(dòng)變化也必然部分由房屋供需雙方的狀況所決定。房?jī)r(jià)抑制重點(diǎn)依靠限購(gòu)政策是難以長(zhǎng)久的，必須同時(shí)依靠貨幣性政策和中央結(jié)合地方的財(cái)政政策，才能做到可持續(xù)發(fā)展。

第二，加快房產(chǎn)稅立法工作，對(duì)房產(chǎn)稅的管理權(quán)限進(jìn)行下放，建立中央監(jiān)管、地方自主的房產(chǎn)稅征收體系。由于各區(qū)域具體的房地產(chǎn)市場(chǎng)差距較大，不同城市的房產(chǎn)稅政策也不盡相同，推廣全國(guó)性的房產(chǎn)稅政策難度較大，阻礙了相關(guān)試點(diǎn)城市政策的制定和開(kāi)展。從模型上看，經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)房產(chǎn)稅政策的有效性大于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，而目前最需要抑制房?jī)r(jià)的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)房產(chǎn)稅卻收效甚微，比起抑制房?jī)r(jià)的作用，房產(chǎn)稅政策更應(yīng)關(guān)注于長(zhǎng)期性的調(diào)節(jié)收入分配不公的現(xiàn)象，且進(jìn)一步完善房產(chǎn)稅政策并不意味著抑制高房?jī)r(jià)。由于房產(chǎn)稅實(shí)行城市具體經(jīng)濟(jì)情況的不同，所需設(shè)定的稅率、稅基、起征點(diǎn)、征收對(duì)象和范圍都應(yīng)有所差異。

第三，拓寬未來(lái)課稅范圍，制定優(yōu)惠減免措施，組建長(zhǎng)效調(diào)節(jié)機(jī)制。影響收入分配不平等的原因比較復(fù)雜，不能僅依靠加快房產(chǎn)稅立法來(lái)解決，還應(yīng)配備相應(yīng)措施，使房產(chǎn)稅成為一個(gè)長(zhǎng)期有效機(jī)制的組成部分。此外，對(duì)于課稅范圍，目前我國(guó)試點(diǎn)地區(qū)僅對(duì)增量房征稅，但在未來(lái)對(duì)存量房也要征稅，通過(guò)借鑒國(guó)際上的普遍做法，制定相應(yīng)稅收減免優(yōu)惠政策，計(jì)稅依據(jù)也應(yīng)制定規(guī)范的房產(chǎn)評(píng)估程序，稅率也應(yīng)與時(shí)俱變，每?jī)芍寥赀M(jìn)行適度調(diào)整，充分考慮各方面因素，從而客觀、準(zhǔn)確、及時(shí)、科學(xué)地體現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值。