房產(chǎn)稅改革對城鎮(zhèn)居民家庭消費支出的影響
——來自2011年房產(chǎn)稅改革試點的證據(jù)

曲一申，臧旭恒，李清楊

（山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250100）

一、引言與文獻綜述

作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，消費需求是一國經(jīng)濟發(fā)展的主要動力。近些年來，雖然我國居民消費總量呈現(xiàn)出持續(xù)增加的態(tài)勢，但居民消費增長率卻逐年降低，且下降幅度明顯，由2011 年的20%降至2021 年的6.5%。居民消費水平與人均GDP 之比雖自2011 年來略有回升，從34.92%上升至2019 年的39.25%，但因受到2019 年底爆發(fā)的全球性新冠肺炎疫情的影響，2020 年我國居民消費出現(xiàn)負增長，2021年居民消費水平與人均GDP之比回落至38.37%①史琳琰，張彩云，胡懷國：《新發(fā)展格局下如何實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的階段性跨越？——論消費的“量”與“質(zhì)”》，《商業(yè)研究》，2021年第6期。。《2018中國城市家庭財富報告》指出，中國家庭近80%的財富都用來買房，房產(chǎn)占家庭資產(chǎn)的比重高達77.7%。由此可以看出，住房相關(guān)的消費支出在我國居民家庭總消費支出中占據(jù)很大比重，房產(chǎn)已經(jīng)成為影響我國居民家庭消費的一個重要因素。

與此同時，改革開放以來，我國房地產(chǎn)市場得到了迅猛的發(fā)展，房價隨之也出現(xiàn)了爆發(fā)式的增長，根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，我國商品房平均銷售價格的年均增長率達到10%以上。目前我國處于由經(jīng)濟高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的關(guān)鍵時期，房價的過快上漲不僅會擠壓實體經(jīng)濟的發(fā)展，還進一步加劇了房地產(chǎn)泡沫和金融風(fēng)險，從而對我國經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展具有不可忽視的負面影響①顏色，朱國鐘：《“房奴效應(yīng)”還是“財富效應(yīng)”？——房價上漲對國民消費影響的一個理論分析》，《管理世界》，2013年第3期；張川川，賈珅，楊汝岱：《“鬼城”下的蝸居：收入不平等與房地產(chǎn)泡沫》，《世界經(jīng)濟》，2016年第2期；彭薇：《居民家庭“加杠桿”、消費升級與經(jīng)濟平穩(wěn)增長——基于TVP-SV-VAR模型的傳導(dǎo)機制與時變沖擊檢驗》，《江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》，2021年第6期；李光紅：高質(zhì)量就業(yè)的動態(tài)評價與協(xié)同治理，北京：中國經(jīng)濟出版社，2022年版，第3-5頁。，因此引起了政府和社會公眾的廣泛關(guān)注。為了抑制房價的飆升，并避免由此而引發(fā)的泡沫危機，國家和地方政府出臺了一系列的宏觀調(diào)控政策，其中包括針對居民個人住房的房產(chǎn)稅改革試點政策。2011年1月，國家將上海和重慶兩地作為試點城市進行房產(chǎn)稅改革，其目的在于穩(wěn)定房價和提高居民福利。由此產(chǎn)生一個問題，房產(chǎn)稅改革試點政策實際上會對試點地區(qū)居民消費產(chǎn)生何種影響？大量的理論和實證文獻表明，家庭在住房資產(chǎn)方面的差異性會對其消費行為產(chǎn)生影響②尹志超，仇化，潘學(xué)峰：《住房財富對中國城鎮(zhèn)家庭消費的影響》，《金融研究》，2021年第2期。，那么，擁有不同住房資產(chǎn)數(shù)量的家庭面對房產(chǎn)稅改革時會產(chǎn)生怎樣的異質(zhì)性消費行為？房產(chǎn)稅改革影響家庭消費的作用渠道又是什么？這些問題都有待進一步探索。

房產(chǎn)稅作為國家宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要政策手段，其對居民消費的影響引起了國內(nèi)外學(xué)者的眾多探討，與本文研究密切相關(guān)的主要包括以下三個方面。

首先是房產(chǎn)稅對房價影響的研究。關(guān)于房產(chǎn)稅對房價的影響，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界并沒有達成共識。一種觀點認為，房產(chǎn)稅對房價具有顯著抑制作用。國外部分學(xué)者認為開征房產(chǎn)稅會降低房價③McDonald J. F.，Incidence of the Property Tax on Commercial Real Estate：the Case of Downtown Chicago，National Tax Journal，Vol. 46, No. 2，1993，pp.109－120.，當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)價值和所征收的房產(chǎn)稅總額成反比關(guān)系④Oates W. E.，The Effects of Property Taxes and Local Public Spending on Property Values：an Empirical Study of Tax Capitalization and the Tiebout Hypothesis，Journal of Political Economy，Vol. 77，No. 6，1969，pp. 957－971.。國內(nèi)部分學(xué)者的研究同樣支持這一觀點。駱永民和伍文中基于動態(tài)隨機一般均衡模型（DSGE）進行數(shù)值模擬分析⑤駱永民，伍文中：《房產(chǎn)稅改革與房價變動的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)——基于DSGE 模型的數(shù)值模擬分析》，《金融研究》，2012年第5期。，研究發(fā)現(xiàn)旨在對住房持有環(huán)節(jié)征稅的房產(chǎn)稅改革在長期可以有效降低房價。況偉大等通過23 個OECD 國家的住房市場數(shù)據(jù)進行實證分析得出結(jié)論，房產(chǎn)稅對房價具有顯著的負向作用⑥況偉大，朱勇，劉江濤：《房產(chǎn)稅對房價的影響：來自O(shè)ECD國家的證據(jù)》，《財貿(mào)經(jīng)濟》，2012年第5期。。王家庭和曹清峰分別實證檢驗了上海和重慶兩個城市的房產(chǎn)稅改革試點政策對其商品房價格、商品房中住宅價格以及住宅中高檔住宅價格的影響，研究發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)稅的征收顯著降低了住宅價格⑦王家庭，曹清峰：《房產(chǎn)稅能夠降低房價嗎——基于DID 方法對我國房產(chǎn)稅試點的評估》，《當(dāng)代財經(jīng)》，2014年第5期。。另一種觀點認為，房產(chǎn)稅對房價的抑制作用不明顯，甚至?xí)?dǎo)致房價上漲。例如，Hamilton認為房產(chǎn)稅導(dǎo)致房價上漲的影響機制主要是通過政府公共支出的增加實現(xiàn)的⑧Hamilton，B. W.，Zoning and Property Taxation in a System of Local Governments，Urban studies，Vol. 12，No.2，1975，pp. 205－211.。Fischel通過構(gòu)建Tiebout模型發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)稅與房價之間具有正向關(guān)系⑨Fischel，W. A.，Municipal Corporations，Homeowners，and the Benefit View of the Property Tax，Social Science Electronic Publishing，Vol.54，No.1，2000，pp.157－74.。還有一種觀點認為房產(chǎn)稅對房價產(chǎn)生的影響并不明確。暢軍鋒研究表明我國房產(chǎn)稅改革試點的各項措施對抑制房價的作用并不明顯，在當(dāng)前各項社會福利保障制度還不健全和完善的背景下，不宜全面開征房產(chǎn)稅，否則只會降低人們的幸福感指數(shù)，對抑制高房價的作用卻微乎其微①暢軍鋒：《房產(chǎn)稅試點以來對房價影響之實證分析與探討》，《經(jīng)濟體制改革》，2013年第5期。李俊松，王軍：《房產(chǎn)稅是否抑制了居民消費——基于滬渝改革試點區(qū)的DID分析》，《消費經(jīng)濟》，2017年第3期。。Bai等針對上海和重慶兩地房產(chǎn)稅試點的研究發(fā)現(xiàn)，征收房產(chǎn)稅使得上海的房價下降了11%-15%，但卻使重慶的房價上升了10%-12%②Bai，C. E.，Li，Q.，Ouyang，M.，Property Taxes and Home Prices：A Tale of Two Cities，Journal of Econometrics，Vol.180，No.1，2014，pp.1－15.。類似的結(jié)論來自劉甲炎和范子英，他們基于合成控制法的研究發(fā)現(xiàn)在重慶實施的房產(chǎn)稅對其房價上漲有顯著的抑制作用，然而受政策影響的主要是大面積的住房，小戶型住房由于受到大面積住房市場擠出的需求沖擊，價格反而出現(xiàn)了較大幅度的上漲③劉甲炎，范子英：《中國房產(chǎn)稅試點的效果評估：基于合成控制法的研究》，《世界經(jīng)濟》，2013年第11期。。

其次是房產(chǎn)稅對居民收入分配影響的研究。關(guān)于房產(chǎn)稅對收入分配的影響，學(xué)者們同樣存在不同的觀點。部分學(xué)者認為房產(chǎn)稅可以改善我國收入分配不均衡的現(xiàn)象。何輝和樊麗卓通過測算比較征收房產(chǎn)稅前后的基尼系數(shù)，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)稅具有收入再分配的正效應(yīng)，具體表現(xiàn)在降低了城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)，縮小了城鎮(zhèn)居民的收入差距④何輝，樊麗卓：《房產(chǎn)稅的收入再分配效應(yīng)研究》，《稅務(wù)研究》，2016年第12期。。通過構(gòu)建可計算一般均衡模型（CGE）的研究發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)稅征收能夠改善居民收入分配的不平衡，降低居民收入基尼系數(shù)⑤婁峰，段夢：《中國居民房產(chǎn)稅影響：宏觀效應(yīng)和收入差距》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，2021年第2期。。類似地，李嬌和向為民基于我國城鎮(zhèn)居民的宏觀數(shù)據(jù)，從結(jié)構(gòu)和整體兩個視角分別檢驗了房產(chǎn)稅的收入分配效應(yīng)，認為我國房產(chǎn)稅的收入分配效應(yīng)整體上為正⑥李嬌，向為民：《房產(chǎn)稅收入分配效應(yīng)的實證檢驗——基于結(jié)構(gòu)和整體的視角》，《當(dāng)代財經(jīng)》，2013年第12期。。不同的聲音來自夏商末等學(xué)者，他們認為在中國房產(chǎn)稅不僅無法對收入分配不公起到調(diào)節(jié)作用，而且會產(chǎn)生福利損失⑦夏商末：《房產(chǎn)稅：能夠調(diào)節(jié)收入分配不公和抑制房價上漲嗎》，《稅務(wù)研究》，2011年第4期。。通過探究上海和重慶兩地的房產(chǎn)稅改革對居民儲蓄行為影響的研究支持了這一觀點，其結(jié)果表明重慶的房產(chǎn)稅改革因提升了城市小面積住房的價格，通過壓縮低收入階層在衣著和交通通信等方面的消費支出，提高其儲蓄率，從而進一步惡化了收入分配⑧范子英，劉甲炎：《為買房而儲蓄——兼論房產(chǎn)稅改革的收入分配效應(yīng)》，《管理世界》，2015年第5期。。

最后是房產(chǎn)稅對居民消費影響的研究。徐全紅研究表明在短期內(nèi)房產(chǎn)稅對居民消費的影響不顯著，但從長期看房產(chǎn)稅對居民消費具有擠出效應(yīng)⑨徐全紅：《我國稅收政策對居民消費影響的實證分析》，《財政研究》，2013年第2期。。劉華等利用情景模擬實驗實證分析了房產(chǎn)稅改革試點對居民家庭消費與儲蓄行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)開征房產(chǎn)稅在顯著減少居民家庭消費支出的同時會顯著增加居民家庭儲蓄，并且對不同年收入和房產(chǎn)擁有數(shù)量家庭的影響存在顯著異質(zhì)性⑩劉華，陳力朋，周曼揚：《房地產(chǎn)稅改革對居民家庭消費和儲蓄行為的影響》，《稅務(wù)研究》，2020年第10期。。進一步的研究結(jié)果表明，房產(chǎn)稅征收會降低高收入居民的消費水平，尤其是其對房地產(chǎn)行業(yè)的消費，但是中低收入群體消費水平受房產(chǎn)稅的影響較小。此外，房產(chǎn)稅還會影響居民在不同消費類別上的支出。李俊松和王軍將居民消費分為發(fā)展型消費和生存型消費兩類，研究發(fā)現(xiàn)上海和重慶的房產(chǎn)稅改革試點政策使得居民的發(fā)展型消費顯著下降，而對生存型消費支出的擠出效果并不顯著?暢軍鋒：《房產(chǎn)稅試點以來對房價影響之實證分析與探討》，《經(jīng)濟體制改革》，2013年第5期。李俊松，王軍：《房產(chǎn)稅是否抑制了居民消費——基于滬渝改革試點區(qū)的DID分析》，《消費經(jīng)濟》，2017年第3期。。征收房產(chǎn)稅的經(jīng)濟效果不僅與房產(chǎn)稅政策本身有關(guān)，還與配套政策、制度環(huán)境等緊密相關(guān)。郭將和許澤慶使用合成控制法評估上海和重慶兩地房產(chǎn)稅改革試點政策對居民消費水平的影響，研究發(fā)現(xiàn)“重慶模式”對地區(qū)消費具有持續(xù)的抑制作用，“上海模式”在短期內(nèi)抑制了居民消費，但長期來看促進了居民消費增長?郭將，許澤慶：《不同房產(chǎn)稅政策對地區(qū)消費的異質(zhì)性影響研究——基于滬、渝房產(chǎn)稅試點的機制探討與經(jīng)驗證據(jù)》，《西部論壇》，2019年第6期。。

回顧以往文獻可以發(fā)現(xiàn)，大多是從收入分配、房價等視角出發(fā)研究房產(chǎn)稅的政策效果，雖也有關(guān)于房產(chǎn)稅對居民消費的研究，但是缺乏針對家庭層面的微觀分析。我國針對居民住房的房產(chǎn)稅征收仍處在試點階段，學(xué)者們得到的對居民消費影響的結(jié)論也存在爭論。基于此，本文在借鑒以往研究的基礎(chǔ)上，以2011 年在上海和重慶兩市推行的房產(chǎn)稅改革試點政策為切入點，從家庭層面的微觀角度分析了房產(chǎn)稅改革試點政策對居民消費的影響。在對房產(chǎn)稅改革對當(dāng)?shù)鼐用窦彝ハM影響進行深入的理論分析后，利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS） 2010和2012年的數(shù)據(jù)，實證檢驗政策實施前后兩地居民家庭消費的變動。此外，在政策細則差異性和家庭住房資產(chǎn)持有狀況異質(zhì)性的背景下，試圖評估房產(chǎn)稅改革對兩個城市居民家庭消費的影響，并進一步挖掘房產(chǎn)稅改革試點政策影響居民家庭消費的作用渠道。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）我國房產(chǎn)稅改革的發(fā)展與演進

我國現(xiàn)行的房產(chǎn)稅是自1986年國務(wù)院頒布《中華人民共和國房產(chǎn)稅暫行條例》后開征的，但是當(dāng)時的房產(chǎn)稅主要是針對商業(yè)用房。近些年來，由于我國房價呈現(xiàn)爆發(fā)式增長，甚至出現(xiàn)住房市場的投機炒作現(xiàn)象。因此，為了抑制房價過快增長、打擊投機炒作行為，國務(wù)院于2011年1月28日首次將個人所有的房產(chǎn)納入房產(chǎn)稅的征收范圍，并將上海和重慶兩地作為房產(chǎn)稅試點城市，但二者在征收對象、免稅面積和稅率等政策細則方面存在差異。征收對象方面，重慶針對獨棟住宅和新購高檔住房，以及非重慶戶籍且無工作無投資的居民在主城區(qū)購買的第二套及以上普通住宅征稅；而上海主要針對本地戶籍居民新購的二套房及以上住房，以及非上海戶籍居民新購的首套房征稅。免稅面積方面，重慶以家庭為單位制定免稅面積，上海則以家庭人均面積為基準(zhǔn)進行抵扣。稅率和計稅依據(jù)方面，重慶稅率范圍為0.5%－1.2%，明顯高于上海的0.4%－0.6%，且重慶以過去兩年的新建商品房均價為計稅依據(jù)，而上海則只按市場交易價格的70%進行征稅。

由此可以看出，相較于上海的征稅細則，重慶的征稅不僅針對房屋的增量和存量，且力度更大、涉及范圍更廣。具體實施細則的不同，對試點地區(qū)居民消費支出可能會產(chǎn)生不同的影響。

（二）房產(chǎn)稅改革與居民家庭消費

根據(jù)消費經(jīng)濟學(xué)中經(jīng)典的絕對收入假說，收入水平是影響消費的重要因素，居民消費會因收入的增減而增減。從稅收的角度來看，房產(chǎn)稅的征收可以通過改變家庭的可支配收入，進而作用于家庭消費，這一影響稱為房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)。具體而言，對于需納稅的本地戶籍家庭，繳納房產(chǎn)稅不可避免地會導(dǎo)致其可支配收入減少，在面對負向的收入沖擊時，家庭會隨之降低其實際消費支出。對于無需納稅的本地戶籍家庭，房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)取決于其是否有購房需求。征收房產(chǎn)稅導(dǎo)致有購房需求的家庭預(yù)期購房成本增加，但不會影響其當(dāng)期可支配收入，因而對其當(dāng)期實際消費支出不具有收入效應(yīng)。與之不同的是，房產(chǎn)稅開征對無購房需求家庭的可支配收入沒有實質(zhì)性影響，然而稅收是地方政府財政收入的重要來源，財政支出則會用于改善公共服務(wù)，提高社會福利，擴大內(nèi)需①臺航，劉栩暢：《財政支出結(jié)構(gòu)與居民內(nèi)需擴大：理論分析與跨國證據(jù)》，《宏觀經(jīng)濟研究》，2019年第7期。，相當(dāng)于變相地增加了居民家庭的可支配收入，進而影響其消費支出②成峰，席鵬輝：《財政民生支出對居民消費的區(qū)域效應(yīng)研究——基于CFPS 數(shù)據(jù)的實證分析》，《經(jīng)濟問題探索》，2017年第7期。。

假說1：房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)是其影響居民家庭消費支出的作用渠道，具體作用方向仍需進一步的實證檢驗。

根據(jù)預(yù)防性儲蓄理論，居民家庭為預(yù)防未來面臨的不確定性會相應(yīng)地增加儲蓄。房產(chǎn)稅的征收不僅從需求端對居民家庭可支配收入產(chǎn)生影響，還會在供給端引起房價的波動，由此帶來的不確定性會導(dǎo)致居民家庭儲蓄的變動，進而影響到家庭消費支出，即房產(chǎn)稅改革的預(yù)防性儲蓄效應(yīng)。一方面，對于有房家庭來說，房價波動會導(dǎo)致住房資產(chǎn)收益的不確定性上升，為了預(yù)防這種不確定性對未來生活水平造成影響，居民家庭會減少當(dāng)期消費支出，增加儲蓄以平滑未來消費。另一方面，對于有購房意愿的無房家庭來說，房價波動會造成其購房成本支出的不確定性增加，為了避免這種不確定性對購房目標(biāo)的實現(xiàn)造成阻礙，顯而易見地會增加其預(yù)防性儲蓄。這一影響對有剛性需求的無房家庭體現(xiàn)得尤為明顯，因為房價的波動不會改變其原有的購房計劃，只會使得其更多地減少當(dāng)期消費支出，更多地增加預(yù)防性儲蓄以滿足未來的購房需求。對于暫無購房需求的無房家庭來說，房價波動雖不會因購房需求而增加其預(yù)防性儲蓄，但會波及到與其相關(guān)的租房市場①張平，侯一麟，李博：《房地產(chǎn)稅與房價和租金——理論模擬及其對中國房地產(chǎn)稅開征時機的啟示》，《財貿(mào)經(jīng)濟》，2020年第11期。，導(dǎo)致租金支出的變動，同樣會使得其預(yù)防性儲蓄動機增強，從而會相應(yīng)地增加儲蓄，擠出其他方面的消費支出。

假說2：房產(chǎn)稅改革的預(yù)防性儲蓄效應(yīng)是其影響家庭消費支出的作用渠道，具體作用方向仍需進一步的實證檢驗。

根據(jù)持久收入假說，消費不僅與可支配收入有關(guān)，由住房資產(chǎn)構(gòu)成的家庭財富同樣被視為影響家庭消費的重要因素。在我國，住房資產(chǎn)是大多數(shù)居民家庭資產(chǎn)的主要組成部分，住房資產(chǎn)價值上升意味著家庭財富的增加，家庭的消費能力和意愿都更強，從而對其消費產(chǎn)生正向作用②尹志超，仇化，潘學(xué)峰：《住房財富對中國城鎮(zhèn)家庭消費的影響》，《金融研究》，2021年第2期。，反之則會導(dǎo)致消費的減少，這一影響被稱為住房的“財富效應(yīng)”。推及到房產(chǎn)稅，房產(chǎn)稅改革的“財富效應(yīng)”則體現(xiàn)在通過改變家庭自有住房資產(chǎn)價值從而對消費支出產(chǎn)生影響③張浩，易行健，周聰：《房產(chǎn)價值變動、城鎮(zhèn)居民消費與財富效應(yīng)異質(zhì)性——來自微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的分析》，《金融研究》，2017年第8期。。住房資產(chǎn)價值上升使居民家庭的預(yù)算約束得到提高，無論是將住房出售還是出租，對于有房家庭來說都是持久收入的增加，同時也會增強其對未來收益提高的信心，從而提高消費水平，產(chǎn)生正向財富效應(yīng)；反之，住房資產(chǎn)價值下跌則會降低家庭所擁有的財富總量，從而帶來其消費支出的下降，產(chǎn)生負向財富效應(yīng)。

假說3：房產(chǎn)稅改革的財富效應(yīng)是其影響家庭消費支出的作用渠道，具體作用方向仍需進一步的實證檢驗。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

為了評估房產(chǎn)稅改革對居民家庭消費的影響，本文以2011年房產(chǎn)稅改革試點政策為準(zhǔn)自然實驗，設(shè)定如下計量模型：

其中，被解釋變量Cit為家庭i在t期的家庭消費支出。timet為時間虛擬變量，如果年份為2012年即房產(chǎn)稅改革試點政策實施后，timet記為1，如果年份為2010 年即房產(chǎn)稅改革試點政策實施前，timet記為0；treatedi為房產(chǎn)稅改革試點政策沖擊的虛擬變量，如果家庭受到房產(chǎn)稅改革試點政策沖擊，則為處理組家庭樣本，treatedi記為1；如果家庭未受到房產(chǎn)稅改革試點政策的沖擊，則為對照組家庭樣本，treatedi記為0。timet·treatedi為時間和房產(chǎn)稅改革試點政策沖擊的交互項，其系數(shù)代表了此次房產(chǎn)稅改革試點政策對居民家庭消費的凈影響。Xit表示影響居民家庭消費的一系列控制變量，包括戶主特征變量、家庭特征變量。μi為省份固定效應(yīng)；μt為年份固定效應(yīng)；εit為隨機誤差項。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文采用中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）微觀數(shù)據(jù)庫中2010 和2012 年共兩輪的調(diào)查數(shù)據(jù)作為實證研究的樣本。使用該數(shù)據(jù)庫主要出于以下兩點原因：其一，房產(chǎn)稅改革試點政策是在2011 年，正好處于CFPS 2010 年和2012 年兩輪調(diào)查的中間，剛好能夠覆蓋改革前后，從而構(gòu)成了利用雙重差分法進行實證分析的基本條件；其二，CFPS 涵蓋上海、重慶等25 個省份，從而提供了處理組和對照組的絕佳樣本。

被解釋變量方面，本文選取家庭消費支出，其中包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及日用品、醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂及其他消費支出等八大類。在實證分析中，將家庭消費支出進行原始值加1后取對數(shù)處理以避免可能存在的異方差問題。

核心解釋變量為家庭是否受到2011 年房產(chǎn)稅改革試點政策的沖擊。將房產(chǎn)稅試點看成一次“準(zhǔn)自然實驗”，在區(qū)分處理組和對照組方面，考慮到此次房產(chǎn)稅改革試點政策只在上海市與重慶市這兩個城市進行實施，并且由于房產(chǎn)稅和城鎮(zhèn)土地使用稅目前均是針對城鎮(zhèn)居民購買的房產(chǎn)進行征收，農(nóng)村大多為自建房，在房產(chǎn)稅征收范圍之外，并且未來可能推行的房產(chǎn)稅擴圍改革也普遍被認為僅在城鎮(zhèn)地區(qū)進行，因此選取了位于上海和重慶的城鎮(zhèn)家庭樣本將其設(shè)置為處理組；對于其他非試點城市的城鎮(zhèn)家庭樣本，因不屬于此次房產(chǎn)稅改革試點的范圍，將其設(shè)置為對照組。

控制變量方面，參考以往文獻的做法，本文選取了可能影響家庭消費的變量，分為戶主特征和家庭特征兩個層面。在戶主特征層面，把CFPS 數(shù)據(jù)庫中2010 年調(diào)查問卷中的家庭“主事者”以及2012 年調(diào)查問卷中的家庭“決策者”定義為戶主，并在對應(yīng)年份的家庭成員庫中獲取其個人信息，如年齡、性別、婚姻狀況、身體健康狀況等。其中，對性別、婚姻狀況和身體健康狀況采取虛擬變量賦值的方式，女性賦值為0，男性為1；已婚賦值為1，未婚、同居、離婚、喪偶均賦值為0；身體健康狀況一般以上的賦值為1，其他賦值為0。此外，考慮到戶主年齡對家庭消費可能產(chǎn)生的非線性影響①石永珍，王子成：《住房資產(chǎn)、財富效應(yīng)與城鎮(zhèn)居民消費——基于家戶追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析》，《經(jīng)濟社會體制比較》，2017年第6期。，本文還加入了戶主年齡平方/100。在家庭層面，選取家庭純收入、家庭規(guī)模、家庭是否擁有住房以及家庭是否擁有多套房作為控制變量，其中家庭純收入包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入，并同樣對其采取原始值加1 后取對數(shù)處理；家庭規(guī)模指調(diào)查問卷中同灶吃飯的家庭人數(shù)；對家庭是否擁有住房以及家庭是否擁有多套房同樣采取虛擬變量賦值的方式，家庭擁有住房賦值為1，沒有住房賦值為0；家庭擁有多套房賦值為1，沒有多套房賦值為0。

（三）數(shù)據(jù)篩選與描述性統(tǒng)計

首先，考慮到數(shù)據(jù)的完整性和連續(xù)性，分別剔除了存在缺失值或異常值的樣本。其次，進一步將家庭消費支出、家庭收入等連續(xù)變量進行雙邊1%的Winsorize 縮尾處理。最后，以2010 年為基準(zhǔn)，取兩個年度均參與調(diào)查的家庭，共獲得3728戶家庭7456個樣本的平衡面板數(shù)據(jù)。

表1 為各變量的描述性統(tǒng)計。戶主的平均年齡為51.69 歲；戶主的婚姻狀況均值為0.884，即約88%的樣本為已婚；戶主的健康程度均值為0.784，表明樣本平均達到較健康的水平；戶主的性別均值為0.679，說明所選取的家庭樣本以男性戶主居多。此外，通過計算可知約87.9%的家庭都擁有住房，并且13.8%的家庭擁有多套住房，面對有房家庭占有如此高比例的現(xiàn)象，征收房產(chǎn)稅可能對居民家庭消費支出帶來的影響是一個非常值得研究的問題。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

由于各地區(qū)樣本的擾動項之間存在自相關(guān)等問題，參考范子英和劉甲炎①范子英，劉甲炎：《為買房而儲蓄——兼論房產(chǎn)稅改革的收入分配效應(yīng)》，《管理世界》，2015年第5期。的做法，回歸模型選取了省級層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，并采用雙向固定效應(yīng)。表2 為基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果，第（1）、（2）列分別為逐次加入家庭層面和戶主層面的控制變量后房產(chǎn)稅改革試點政策對家庭消費支出影響的估計結(jié)果。

表2 房產(chǎn)稅改革試點對家庭消費支出的影響

回歸結(jié)果顯示，在逐步增加控制變量的過程中，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)符號始終顯著為負，表明房產(chǎn)稅改革試點政策對試點城市的居民家庭消費支出起到顯著抑制作用。控制變量方面，從家庭特征的角度看，家庭人均收入和家庭規(guī)模對居民家庭消費支出均有顯著的正向影響。相比于沒有住房資產(chǎn)的家庭，擁有住房資產(chǎn)的家庭消費支出更為顯著的減少，而擁有多套房的家庭消費支出顯著增加。相較于無房家庭，有且僅有一套房的家庭若想購置新房產(chǎn)，其預(yù)期購房的成本會更高，從而會使其增加預(yù)防性儲蓄并減少消費支出；而擁有多套房產(chǎn)的家庭相較于無房家庭或有且僅有一套房的家庭來說，其購房需求較低，加之房產(chǎn)稅的征收使得其購房意愿進一步降低，因此將一部分原本打算購房的錢用于消費，再加之可以通過租金的形式將房產(chǎn)稅轉(zhuǎn)嫁給租房者，進而實現(xiàn)財富增值以及消費支出的增加。從戶主特征的角度看，戶主性別為女、婚姻狀況為已婚且健康程度更高的家庭，其消費支出水平顯著提高。

（二）異質(zhì)性檢驗

基準(zhǔn)回歸結(jié)果驗證了房產(chǎn)稅改革試點政策會顯著抑制家庭消費支出。然而，盡管上海和重慶都是房產(chǎn)稅改革的首批試點城市，但兩地在征收范圍、免稅面積和稅率等政策實施細則方面存在差異，從而可能對兩地的家庭消費支出產(chǎn)生不同的影響。另外，基準(zhǔn)回歸中是基于同質(zhì)性消費者的假設(shè)進行分析的，但在現(xiàn)實生活中，消費者會因收入、資產(chǎn)等方面的異質(zhì)性稟賦或時間偏好、風(fēng)險偏好等因素的異質(zhì)性特征，導(dǎo)致異質(zhì)性消費者的消費效用函數(shù)存在差別，消費行為存在差異②臧旭恒，張欣：《中國家庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消費者行為分析》，《經(jīng)濟研究》，2018年第3期。。因此，本文將從具體實施細則和住房資產(chǎn)持有狀況檢驗房產(chǎn)稅改革試點政策的消費效應(yīng)異質(zhì)性。

其一，分別對上海和重慶兩地房產(chǎn)稅改革試點政策對家庭消費支出的影響進行評估。回歸結(jié)果見表3，第（1）列表示單獨以上海市城鎮(zhèn)家庭為處理組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)在5%水平上顯著為負，意味著上海市房產(chǎn)稅改革試點政策對其城鎮(zhèn)家庭的消費支出起到顯著抑制效果。第（2）列顯示單獨以重慶市城鎮(zhèn)家庭為處理組的回歸結(jié)果。結(jié)果表明核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)在1%水平上顯著為負，代表著重慶市城鎮(zhèn)家庭的消費支出受到房產(chǎn)稅改革試點政策的顯著抑制作用。進一步對比第（1）、（2）列交互項timet·treatedi的系數(shù)可發(fā)現(xiàn)，相較于上海市，房產(chǎn)稅改革試點對于重慶市城鎮(zhèn)居民家庭消費支出的擠出作用更大。對此可能的解釋是，首先，因為上海市只針對2011 年房產(chǎn)稅改革試點政策出臺之后再購買的房產(chǎn)符合征稅標(biāo)準(zhǔn)的部分進行征收，即只對新增房產(chǎn)進行征收；而重慶市不管是新增還是已有的房產(chǎn)，只要符合征收標(biāo)準(zhǔn)的都需要繳納房產(chǎn)稅，即對增量和存量都征收房產(chǎn)稅，并且與上海相比，重慶房產(chǎn)稅改革試點政策的稅率和計稅依據(jù)都更高，因此重慶市的房產(chǎn)稅改革試點會更多地降低城鎮(zhèn)居民家庭的可支配收入，同時更多地提高其預(yù)防性儲蓄，從而對居民家庭消費支出產(chǎn)生更大的負向影響。其次，由于重慶以家庭為單位制定免稅面積，且受房產(chǎn)稅征收影響的主要是大面積住房，而小戶型住房因不在征稅范圍內(nèi)導(dǎo)致其需求增加，價格出現(xiàn)較大的上漲①劉甲炎，范子英：《中國房產(chǎn)稅試點的效果評估：基于合成控制法的研究》，《世界經(jīng)濟》，2013年第11期。。小戶型住房的價格上漲，一方面使得有小戶型住房剛性購買需求的居民家庭不得不增加儲蓄，另一方面可能使得具有投資需求的居民家庭將閑置資金投入小戶型住房而并非消費上，二者均會進一步抑制城鎮(zhèn)居民家庭的消費意愿。

表3 異質(zhì)性分析

其二，按照房產(chǎn)稅改革試點政策推行前居民家庭持有住房資產(chǎn)的數(shù)量對樣本進行劃分。由于CFPS 調(diào)查中重慶市城鎮(zhèn)家庭的樣本量較少，如若再根據(jù)持有住房資產(chǎn)的數(shù)量進行劃分，則會因樣本量過少導(dǎo)致回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可信度下降，因而在此只對上海市城鎮(zhèn)居民家庭進行異質(zhì)性分析。具體來說，將上海市城鎮(zhèn)居民家庭劃分為有房家庭和無房家庭，有房家庭進一步劃分為有且僅有一套房產(chǎn)的家庭和擁有多套房產(chǎn)的家庭，共三類群體分別對其進行回歸，結(jié)果如表3 第（4）、（5）、（6）列所示。

從回歸結(jié)果可以看出，上海市的房產(chǎn)稅改革試點政策只對在政策推行前有且僅有一套房的城鎮(zhèn)居民家庭的消費支出產(chǎn)生顯著的負向影響，而對無房家庭和多套房家庭的影響并不顯著。究其原因，可以發(fā)現(xiàn)此結(jié)果正好與上海市的房產(chǎn)稅改革試點的施行政策相對應(yīng)。具體來看，對于上海市本地戶籍的城鎮(zhèn)居民家庭來說，在房產(chǎn)稅改革試點政策施行以后，新購且屬于家庭第二套及以上的房產(chǎn)需要繳納房產(chǎn)稅。因此對于本地?zé)o房家庭，政策實施后，雖屬于新購住房，但是不屬于家庭第二套及以上房產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)，其購買房產(chǎn)的時候并不需要繳納房產(chǎn)稅，從而房產(chǎn)稅改革試點政策實施前后對其無明顯影響，也就是說房產(chǎn)稅改革試點政策對這部分城鎮(zhèn)居民家庭的消費支出的擠出效應(yīng)并不顯著。

而對于有且僅有一套房產(chǎn)的居民家庭來說，在政策實施后，如若要購買新房，則新房屬于家庭第二套及以上房產(chǎn)，按照政策要求會對其新購的房產(chǎn)征收房產(chǎn)稅，進而會直接導(dǎo)致這部分家庭可支配收入的下降和預(yù)防性儲蓄的增加，從而導(dǎo)致其家庭消費支出的顯著下降，房產(chǎn)稅改革試點政策對居民家庭消費支出造成顯著的擠出效應(yīng)。

對于已有多套房的居民家庭來說，由于上海市的房產(chǎn)稅改革試點政策僅對施行后新購的房產(chǎn)進行征收，即只對新增量征收而不對過往的存量進行征收，所以其在政策施行之前就擁有的多套房產(chǎn)不在征收范圍之內(nèi)，而已經(jīng)擁有多套房產(chǎn)的家庭也沒有太多的購房需求和意愿。綜合來看，房產(chǎn)稅改革試點政策對于本地多套房城鎮(zhèn)居民家庭消費支出的擠出效應(yīng)也是不顯著的。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 基于傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）

采用DID實證分析方法的前提是處理組和對照組在房產(chǎn)稅改革試點政策實施前需滿足平行趨勢假設(shè)，即處理組和對照組的家庭消費支出不存在隨時間趨勢變化的系統(tǒng)性偏差。但由于CFPS數(shù)據(jù)庫僅包含政策實施前一年的數(shù)據(jù)，無法在技術(shù)上實現(xiàn)平行趨勢檢驗。傾向得分匹配法通過在處理組中盡可能匹配找到接近對照組的個體，從而達到與平行趨勢檢驗相似的作用。因此，本文進一步利用PSM-DID 的方法進行穩(wěn)健性檢驗，彌補無法進行平行趨勢檢驗的不足，匹配方法選取核匹配、卡尺內(nèi)近鄰匹配和k 近鄰匹配。PSM-DID 估計方法的有效性取決于匹配后的協(xié)變量是否通過了平衡性檢驗，結(jié)果如表4 所示，匹配后的處理組和對照組在每一個協(xié)變量上沒有顯著差異，且所有協(xié)變量不存在顯著的聯(lián)合檢驗。PSM-DID的回歸結(jié)果如表5第（1）、（2）、（3）列所示，無論基于怎樣的匹配方法，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)均顯著為負，證明了房產(chǎn)稅改革試點政策對城鎮(zhèn)居民家庭消費支出的抑制作用是顯著存在的，支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健。

表4 PSM平衡性檢驗

表5 穩(wěn)健性檢驗

2. 安慰劑檢驗

前文基準(zhǔn)回歸的估計模型中，可能會存在除房產(chǎn)稅改革試點政策之外的其他因素對試點和非試點地區(qū)的城鎮(zhèn)居民家庭消費支出產(chǎn)生影響，從而導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤。為了檢驗樣本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民家庭消費的下降確實是由房產(chǎn)稅改革政策引起的，本文借鑒毛其淋①毛其淋：《貿(mào)易政策不確定性是否影響了中國企業(yè)進口？》，《經(jīng)濟研究》，2020年第2期。的做法，替換處理組進行安慰劑檢驗，以排除同時期其他政策的影響。具體邏輯為，房產(chǎn)稅改革試點政策只針對城鎮(zhèn)居民家庭，如果對消費的擠出效應(yīng)僅是由房產(chǎn)稅改革試點政策產(chǎn)生的，那么把處理組樣本由城鎮(zhèn)家庭替換為農(nóng)村家庭以后，核心解釋變量的系數(shù)應(yīng)當(dāng)不顯著。估計結(jié)果如表5 第（4）列所示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)為正且不顯著，說明房產(chǎn)稅改革試點政策對農(nóng)村家庭消費支出沒有顯著影響，進而從側(cè)面印證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3. 替換被解釋變量

參照劉鎧豪等的做法②劉鎧豪，臧旭恒，王雪芳：《貿(mào)易自由化與家庭消費——來自中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的微觀證據(jù)》，《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2022年第3期。，選取家庭人均消費支出（家庭消費支出/家庭規(guī)模）和平均消費傾向（家庭消費支出/家庭純收入）作為衡量居民家庭消費支出的替換指標(biāo)，相應(yīng)地將控制變量中的家庭純收入替換為家庭人均收入。表5 第（5）、（6）的估計結(jié)果表明，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)顯著為負，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

4. 改變對照組范圍

基準(zhǔn)回歸中所選取的家庭為全國其他非試點城市的城鎮(zhèn)居民家庭，而我國地域廣闊，不同省份和地域的家庭在消費習(xí)慣和生活文化等方面存在一定的差異。因此，為了盡可能趨近于平行趨勢假設(shè)，選取與上海市最接近的浙江省和江蘇省，以及與重慶市最為接近的四川省和貴州省作為對照組。上海市、浙江省和江蘇省同屬于長三角城市群，一體化程度高，而重慶市、四川省和貴州省地域相近，因而這四個省份在居民家庭的生活習(xí)慣和地域發(fā)展程度與試點城市相近。回歸結(jié)果如表5 第（7）所示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)依然顯著為負，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論一致，表明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

5. 加入省級控制變量

家庭消費支出還可能受到各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等因素影響，因此在原有控制變量的基礎(chǔ)上，加入省級層面控制變量以防止遺漏變量對基準(zhǔn)回歸結(jié)果造成偏誤，具體包括GDP 指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平（城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝冢┮约熬用裣M價格指數(shù)。表5 第（8）列的回歸結(jié)果表明，加入省級層面的控制變量后，核心解釋變量timet·treatedi的顯著性雖有所下降，但依舊顯著為負。

（四）時效性檢驗

上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果基于2010 和2012 年兩期微觀平衡面板數(shù)據(jù)，因此僅能反映出房產(chǎn)稅改革試點政策的短期效應(yīng)。而房產(chǎn)稅改革試點政策對居民家庭消費支出的抑制效應(yīng)是家庭的短期應(yīng)激行為，還是其效應(yīng)具有可持續(xù)性，這仍待進一步檢驗。為此，加入2014 年數(shù)據(jù)，利用2010、2012、2014年三期微觀平衡面板數(shù)據(jù)重新進行回歸，以檢驗房產(chǎn)稅改革試點政策對消費抑制效應(yīng)的時效性。結(jié)果如表6所示，在逐步增加控制變量的過程中，（1）、（2）列中核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)符號始終顯著為負，但是與用2010年和2012年兩期微觀平衡面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果相比，系數(shù)大小和顯著性均有所下降。以上結(jié)果表明，上海和重慶兩地的房產(chǎn)稅改革試點政策對居民家庭消費支出的抑制效應(yīng)并非是家庭的短期應(yīng)激行為，而是具有一定的可持續(xù)性，但是隨著時間的推進，這種抑制效應(yīng)呈現(xiàn)減弱趨勢。

表6 時效性檢驗

五、作用渠道考察

依據(jù)前文的理論分析，本文嘗試從收入效應(yīng)、預(yù)防性儲蓄效應(yīng)和財富效應(yīng)三個方面對房產(chǎn)稅改革試點政策影響居民家庭消費支出的作用渠道進行檢驗，以驗證前文提出的假說。

（一）收入效應(yīng)

房產(chǎn)稅的收入效應(yīng)體現(xiàn)在房產(chǎn)稅改革試點政策是否通過影響居民家庭可支配收入進而作用于家庭消費支出，為了考察這一作用渠道，本文借鑒薛曉玲和臧旭恒①薛曉玲，臧旭恒：《房價變動影響我國居民消費的中介效應(yīng)分析——基于家庭財富配置的視角》，《山東大學(xué)學(xué)報》（哲學(xué)社會科學(xué)版），2020年第6期。、李文秀和劉俊杰②的做法衡量家庭可支配收入并進行回歸，表7第（1）、（2）列是以重慶市和上海市城鎮(zhèn)家庭作為處理組的回歸結(jié)果。第（1）列中核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)顯著為負，說明房產(chǎn)稅改革試點政策對重慶城鎮(zhèn)家庭存在顯著的收入效應(yīng)。根據(jù)前文的理論分析，房產(chǎn)稅的征收使得重慶城鎮(zhèn)家庭的可支配收入減少，從而降低了家庭消費支出。然而第（2）列中核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)不顯著，意味著房產(chǎn)稅對上海城鎮(zhèn)家庭并不存在顯著的收入效應(yīng)。對此可能的解釋是，上海市外來常住人口占比較大，根據(jù)《2010年上海市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，全市常住人口總數(shù)為2380萬人，其中外來常住人口為960萬人，占比高達39%。此外，上海市房產(chǎn)稅改革試點政策細則規(guī)定非戶籍居民購房需繳納房產(chǎn)稅，因而導(dǎo)致租房市場需求的進一步擴大，在租房市場供給相對不變的情況下，房產(chǎn)稅開征后需納稅家庭更有可能將稅款通過租金的形式轉(zhuǎn)移到租房者身上，從而對上海市城鎮(zhèn)家庭的可支配收入未表現(xiàn)出顯著影響。

表7 作用機制考察

（二）預(yù)防性儲蓄效應(yīng)

為了驗證房產(chǎn)稅改革試點政策是否存在預(yù)防性儲蓄效應(yīng)，本文借鑒陳斌開和楊汝岱①陳斌開，楊汝岱：《土地供給、住房價格與中國城鎮(zhèn)居民儲蓄》，《經(jīng)濟研究》，2013年第1期。、范子英和劉甲炎②范子英，劉甲炎：《為買房而儲蓄——兼論房產(chǎn)稅改革的收入分配效應(yīng)》，《管理世界》，2015年第5期。的做法衡量家庭儲蓄并進行回歸。表7 第（3）、（4）列的估計結(jié)果顯示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)均顯著為正，表明房產(chǎn)稅改革試點政策對上海和重慶居民家庭消費支出具有預(yù)防性儲蓄效應(yīng)。根據(jù)前文的理論分析，房產(chǎn)稅的征收會造成房價波動，從而帶來預(yù)期可支配收入、購房成本和租房支出的不確定性，無論是無房家庭還是有房家庭，具有改善型需求的家庭還是剛性需求的家庭，都會出于預(yù)防性儲蓄動機而相應(yīng)地增加家庭儲蓄，從而進一步擠出其當(dāng)期消費支出。

（三）財富效應(yīng)

為了考察財富效應(yīng)是否為房產(chǎn)稅改革試點政策影響居民家庭消費支出的作用渠道，本文借鑒李成和于海東的做法③李成，于海東：《經(jīng)濟政策不確定性對居民消費的影響效應(yīng)及作用機制——基于中國家庭調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)》，《廣東財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》，2021年第6期。，選取家庭自有住房總價值作為財富效應(yīng)的衡量指標(biāo)。回歸結(jié)果如表7 第（5）、（6）列所示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)均顯著為負，意味著房產(chǎn)稅改革試點政策對上海和重慶居民家庭消費支出具有負向財富效應(yīng)。根據(jù)前文的理論分析，房產(chǎn)稅的征收使得家庭所擁有的住房價值降低，從而使其預(yù)算約束提高和對未來預(yù)期降低，進而抑制家庭消費支出。

綜上，房產(chǎn)稅改革試點通過收入效應(yīng)、預(yù)防性儲蓄效應(yīng)以及負向財富效應(yīng)抑制了重慶城鎮(zhèn)居民家庭消費支出；對于上海城鎮(zhèn)家庭，雖然房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)不顯著，但其通過預(yù)防性儲蓄效應(yīng)和負向財富效應(yīng)顯著降低了居民家庭消費支出，且從回歸系數(shù)大小上看，其凈效應(yīng)同樣抑制了居民家庭消費支出。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文利用CFPS 微觀家庭數(shù)據(jù)實證分析了房產(chǎn)稅改革試點政策對居民家庭消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，房產(chǎn)稅改革試點政策對居民家庭消費支出具有顯著的負向影響；第二，由于上海和重慶兩地具體的改革政策細則不同，對其居民家庭消費支出擠出的程度也不同，相較于上海，房產(chǎn)稅改革對重慶居民家庭消費支出的抑制作用更大；第三，房產(chǎn)稅改革試點政策對消費的擠出效應(yīng)在不同住房資產(chǎn)持有狀況的家庭中存在差異性，具體而言，房產(chǎn)稅改革顯著降低了有且僅有一套房的家庭消費支出，對于無房家庭和多套房家庭的消費支出并沒有顯著影響；第四，房產(chǎn)稅改革試點政策的收入效應(yīng)、預(yù)防性儲蓄效應(yīng)和負向財富效應(yīng)是其影響城鎮(zhèn)居民家庭消費的作用渠道，房產(chǎn)稅改革試點政策使得城鎮(zhèn)家庭的可支配收入降低、預(yù)防性儲蓄增加以及住房資產(chǎn)價值減少，進而擠出其家庭消費支出。基于實證結(jié)果分析，本文提出如下政策建議。

第一，實行階梯性征稅，明確房產(chǎn)稅改革試點政策的目的在于放大住房的居住屬性、抑制住房的投資屬性，堅持“房子是用來住的，而非用來炒的”。未來的房產(chǎn)稅改革試點政策方案設(shè)計應(yīng)注意識別住房的屬性，著重對投資屬性的住房進行房產(chǎn)稅征收，而對于居住屬性的住房要增加適當(dāng)?shù)臏p免額度，保護住房的剛性需求和改善性需求，保障家庭的基本住房需求，抑制投資性需求。可以通過階梯式征收的形式對不同住房資產(chǎn)狀況的家庭采取不同的房產(chǎn)稅征收政策，從而在調(diào)節(jié)收入分配的同時能更好地維護社會公平，刺激消費增長。

第二，分析改革試點效果，科學(xué)確定征收范圍與計稅依據(jù)。從上海、重慶兩地改革試點效果看，相較于上海，房產(chǎn)稅改革試點政策對重慶市城鎮(zhèn)家庭的消費擠出效應(yīng)更大。造成這一結(jié)果的原因很復(fù)雜，但主要原因還是征稅政策細則方面的差異。因此，在我國房產(chǎn)稅改革進程中，一方面要加大試點城市和地區(qū)的范圍，以便為全面實行房產(chǎn)稅積累更多的經(jīng)驗，另一方面，各試點城市和地區(qū)的房產(chǎn)稅征收政策要充分考慮地區(qū)、城市的經(jīng)濟發(fā)展水平、人口密度差異以及收入差異等要素，科學(xué)確定征收范圍和計稅依據(jù)，并允許根據(jù)實施效果進行合理的調(diào)整，使得房產(chǎn)稅的征收能夠合理引導(dǎo)居民消費而不是抑制居民消費，為擴大內(nèi)需、建立國內(nèi)大循環(huán)服務(wù)。

第三，增加政府公共產(chǎn)品供給，緩解征稅的預(yù)防性儲蓄效應(yīng)。從前文的分析可以看出，征收房產(chǎn)稅會帶來居民預(yù)防性儲蓄動機的增加，從而抑制了家庭消費支出。為此，作為宏觀配套措施，應(yīng)加大政府公共產(chǎn)品的供給力度。政府的財政收入要取之于民用之于民，征收房產(chǎn)稅增加了政府的財政收入，政府可以用來提升基本公共服務(wù)供給水平，提供全面完善的社會保障，打消居民對未來不確定性的擔(dān)憂，從而減弱其預(yù)防性儲蓄動機，刺激消費增長。