□ 楊晗璐

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

房產(chǎn)稅對房價(jià)影響的實(shí)證分析
——以上海市為例*

□ 楊晗璐

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

2011年2月，上海市出臺了《上海房產(chǎn)稅征收管理細(xì)則》。以上海市1999—2013年的房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)建立時(shí)間序列模型并進(jìn)行實(shí)證分析，探求房產(chǎn)稅政策是否對上海市房價(jià)有抑制上揚(yáng)的作用;并將得到的模型進(jìn)行正態(tài)性、自相關(guān)和異方差檢驗(yàn)，在確保模型有效的基礎(chǔ)上，考慮實(shí)際社會背景之下的政策影響，最終對我國房地產(chǎn)改革提出相應(yīng)的政策建議。

房產(chǎn)稅;住房價(jià)格;實(shí)證分析

一 研究背景

我國在1998年下半年開始停止住房實(shí)物分配，1999年是商品房開始繁榮的節(jié)點(diǎn)，本研究將以1999—2013年上海市各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為基礎(chǔ)，研究在2011年以后房產(chǎn)稅對上海市住房商品房價(jià)格的影響。

(一)房價(jià)現(xiàn)狀

進(jìn)入21世紀(jì)，中國許多城市房價(jià)快速上漲。國家統(tǒng)計(jì)局《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示:2005－2010年，全國70個(gè)大中城市房屋銷售價(jià)格的漲幅分別為 7．6%、5．5%、7．6%、1．5% 和 6．4%。①上海市的房價(jià)從1999年放開房地產(chǎn)市場之后也呈直線上揚(yáng)趨勢，圖1是1999—2013年上海市住房商品房平均銷售價(jià)格走勢圖，由圖1可以看到，價(jià)格僅在2008年、2010年和2011年有略微的下調(diào)。這種現(xiàn)象的原因在于:2008年受到全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，我國絕大部分城市的房價(jià)都受到了影響;2010年和2011年是房產(chǎn)稅準(zhǔn)備和開始實(shí)施的兩年，給公眾帶來了房價(jià)下降預(yù)期，引發(fā)了一段二手房買賣高潮，所以房價(jià)有所下降。

(二)房產(chǎn)稅

房產(chǎn)稅是以房屋為征稅對象，按房屋的計(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。2011年1月28日起上海、重慶市正式試點(diǎn)房產(chǎn)稅擴(kuò)圍改革，旨在遏制房價(jià)的過快上漲并探索改變當(dāng)前單一的稅收模式，調(diào)整收入分配和地方財(cái)政結(jié)構(gòu)。

《上海市開展對部分個(gè)人住房征收房產(chǎn)稅試點(diǎn)的暫行辦法》②規(guī)定:凡在上海市新購住房的購房人，均應(yīng)在辦理房地產(chǎn)登記之前向房屋所在地地方稅務(wù)機(jī)關(guān)申報(bào)辦理房產(chǎn)稅征免認(rèn)定手續(xù)。針對本市居民家庭僅對該家庭第二套及以上住房進(jìn)行征收，而對非本市居民家庭則需對新購住房繳納房產(chǎn)稅;計(jì)稅依據(jù)以交易價(jià)格的70%進(jìn)行繳納;房產(chǎn)稅的適用稅率一般為0．6%，對于每平方米交易價(jià)格低于本市上年度商品房平均銷售價(jià)格2倍(含2倍)的，稅率減為0．4%;本市本地居民家庭人均免稅面積為60m2;房產(chǎn)稅按年計(jì)征。

舉例說明，上海某本地居民，家庭成員共3人，現(xiàn)居100m2住房一套，欲再購買一套100m2的住房，房價(jià)參照上海市2013年住房商品房均價(jià)，為16192元/m2，那么根據(jù)《上海市開展對部分個(gè)人住房征收房產(chǎn)稅試點(diǎn)的暫行辦法》，該家庭每年需繳納的房產(chǎn)稅為16192×(100+100－3×60)×70% ×0．6%=1360．128元;而若為非本地居民家庭，則該家庭每年需繳納的房產(chǎn)稅為16192×100×70% ×0．6%=6800．64 元。

二 房產(chǎn)稅對上海市住房商品房價(jià)格影響的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究從國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、上海市統(tǒng)計(jì)網(wǎng)和2000—2013年上海市統(tǒng)計(jì)年鑒中選取1999—2013年上海市住房商品房價(jià)格(P)(以下簡稱房價(jià))、房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額(TZ)、住房商品房銷售額(XS)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)的數(shù)值，后三者的具體數(shù)值如表1。

表1 1999—2013上海市住宅商品房數(shù)據(jù)表

住房商品房平均銷售價(jià)格(P):指報(bào)告期內(nèi)在售商品房中，僅用于住房用途的商品房的平均銷售價(jià)格。

房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額(TZ):住宅指專供居住的房屋，包括別墅、公寓、職工家屬宿舍和集體宿舍(包括職工單身宿舍和學(xué)生宿舍)等。但不包括住宅樓中作為人防用、不住人的地下室等。是報(bào)告期內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)或單位完成的全部用于房屋建設(shè)工程和土地開發(fā)工程的投資額。

住宅商品房銷售額(XS):指報(bào)告期內(nèi)出售商品房屋的合同總價(jià)款(即雙方簽署的正式買賣合同中所確定的合同總價(jià))。該指標(biāo)與商品房銷售面積同口徑，由現(xiàn)房銷售額和期房銷售額兩部分組成。

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI):是反映一定時(shí)期內(nèi)居民所消費(fèi)商品及服務(wù)項(xiàng)目的價(jià)格水平變動(dòng)趨勢和變動(dòng)程度。本研究以1999年為基期，選取2000—2013年《上海市統(tǒng)計(jì)年鑒》中每年公布的數(shù)值，進(jìn)行換算得到。

(二)回歸估計(jì)

1、變量選取。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本假設(shè)，價(jià)格由供給和需求兩個(gè)方面共同決定。因此，本研究針對上海市住房商品房的價(jià)格(P)，將其作為因變量。自變量的選取基于以下考量:首先，從上海市住房商品房的供給市場和需求市場分別選取房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額(TZ)和住房商品房的銷售額(XS)兩個(gè)指標(biāo)代表供需兩方;其次，考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)因素對市場經(jīng)濟(jì)特別是價(jià)格的影響較大，故選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(CPI)作為宏觀指標(biāo)的代表;第三，由于房產(chǎn)稅在2011年開始在上海實(shí)施，故將其作為虛擬變量(D1)引入模型中。

2、模型設(shè)定。

基于表1的數(shù)據(jù)，我們將其導(dǎo)入到EVIEWS軟件中。由于暫不清楚各變量之間的相關(guān)關(guān)系，故先將各自變量分別與因變量做XY線圖，如圖1—3。

圖1 房地產(chǎn)開發(fā)投資額與房價(jià)的XY線圖

圖2 住房商品房銷售面積與房價(jià)的XY線圖

圖3 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與房價(jià)的XY線圖

由圖1—3可以看到，各自變量與因變量呈現(xiàn)出明顯的非線性關(guān)系，為使后期模型能夠良好的擬合和通過在1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，故將各變量取對數(shù)，因此，包含虛擬變量在內(nèi)的四個(gè)自變量的計(jì)量模型的設(shè)定如下:

其中虛擬變量D在2011年及以后的年份值取1，2011年之前的年份值取0;μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3、預(yù)期結(jié)果。

在EVIEWS軟件進(jìn)行實(shí)際操作前，我們預(yù)期各自變量對因變量的影響結(jié)果如下:

房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額(TZ):該指標(biāo)反映了開發(fā)商通過上一年市場的反應(yīng)，分析報(bào)告期內(nèi)市場的受歡迎程度;投資額越高，說明住宅市場的投資熱度越高，自然房價(jià)也越高。故對房價(jià)有正向影響，

住房商品房銷售額(XS):該指標(biāo)反映了房地產(chǎn)市場的需求量，需求量越大則價(jià)格越高。故對房價(jià)有正向影響。

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI):該指標(biāo)反映了體現(xiàn)在物價(jià)水平上的整個(gè)市場運(yùn)行的宏觀指標(biāo)，物價(jià)水平越高自然房價(jià)也會水漲船高。故對房價(jià)有正向影響。

房產(chǎn)稅(D1):預(yù)期房產(chǎn)稅對房價(jià)的上漲具有抑制作用，故對房價(jià)有負(fù)向影響。

4、約翰森協(xié)整檢驗(yàn)。

對數(shù)處理之后的房價(jià)P、房地產(chǎn)開發(fā)投資額TZ、住房商品房銷售面積XS和居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI表現(xiàn)為明顯的非平穩(wěn)性特征。對于非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸分析之前，需要對序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，考量該四個(gè)變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，如果有，則回歸是有效的。

約翰森協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)是“沒有協(xié)整關(guān)系”，根據(jù)表2，在約翰森協(xié)整檢驗(yàn)下，跡統(tǒng)計(jì)量為73．3489、29．6644、14．1990 和 3．260 4，前三個(gè)數(shù)值均大于 5%顯著水平下的臨界值 40．1749、24．2759、12．3209，且概率均小于0．05，說明拒絕在5%顯著水平下的原假設(shè)，該數(shù)組四個(gè)變量存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表2 約翰森協(xié)整檢驗(yàn)

5、計(jì)量分析的結(jié)果。

約翰森協(xié)整檢驗(yàn)幫助我們確定了在接下來的回歸方程中的四個(gè)變量是具有協(xié)整關(guān)系的，即我們可以直接將數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到估計(jì)結(jié)果如下表3:

表3 回歸估計(jì)結(jié)果

由表3可知，房地產(chǎn)開發(fā)投資額、住房商品房銷售額和居民消費(fèi)指數(shù)對房價(jià)呈現(xiàn)正向影響，結(jié)果符合預(yù)期，且三者均通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn);房產(chǎn)稅對房價(jià)呈現(xiàn)負(fù)向影響，結(jié)果符合預(yù)期，且也通過1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。模型的擬合優(yōu)度指標(biāo)R2達(dá)到了99%，F(xiàn)值為267．4272，DW 值接近2，說明該方程整體擬合優(yōu)度較佳。

根據(jù)估計(jì)結(jié)果，我們暫且得出該模型的回歸方程，如公式(2)所示:

(三)回歸方程檢驗(yàn)

雖然模型初步回歸結(jié)果尚好，為了研究的完整和準(zhǔn)確性，我們對回歸方程進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)、序列自相關(guān)檢驗(yàn)和White異方差檢驗(yàn)。

1、正態(tài)性檢驗(yàn)。

在EVIEWS軟件中我們對殘差進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖4:

如圖4所示，Jarque－Bera項(xiàng)的伴隨概率P為0．631194，該概率大于0．05，即表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是正態(tài)分布的。

2、序列自相關(guān)檢驗(yàn)。

在EVIEWS軟件中我們對變量分別進(jìn)行一階和二階的自相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果如表4和表5。

表4 一階自相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果

表5 二階自相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果

從表4和表5的結(jié)果可以看到，Obs*R－squared后的伴隨概率分別為 0．5054和 0．4825，均大于0．05，表示該模型不接受一階和二階的自相關(guān)的原假設(shè)，本模型不存在自相關(guān)。

3、White異方差檢驗(yàn)

同樣，在EVIEWS軟件中我們繼續(xù)對變量分別進(jìn)行不帶交叉項(xiàng)和帶交叉項(xiàng)的White異方差檢驗(yàn)，結(jié)果如表6和表7所示:

表6 不帶交叉項(xiàng)的White異方差檢驗(yàn)

表7 帶交叉項(xiàng)的White異方差檢驗(yàn)

從表6和表7的結(jié)果可以看到，Obs*R－squared后的伴隨概率分別為 0．1950和 0．3199，均大于0．05，說明該模型接受同方差的原假設(shè)，模型不存在異方差。

綜上所述，模型通過了正態(tài)性檢驗(yàn)、序列自相關(guān)檢驗(yàn)和White異方差檢驗(yàn)，說明公式(2)為有效方程。

(四)小結(jié)

通過以上的實(shí)證分析，我們重點(diǎn)考量了房產(chǎn)稅這一變量對上海市住宅商品房價(jià)格的影響。

首先，研究結(jié)果表明，方程的擬合優(yōu)度R2達(dá)到0．99，說明房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、住房商品房銷售額以及房產(chǎn)稅的征收這幾個(gè)自變量對上海市住宅商品房價(jià)格這一因變量的解釋達(dá)到99%的擬合度，在1%顯著水平下t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)結(jié)果顯著;同時(shí)，回歸估計(jì)之前通過了約翰森協(xié)整檢驗(yàn)，并在回歸估計(jì)之后通過了正態(tài)性檢驗(yàn)、序列自相關(guān)檢驗(yàn)和White異方差檢驗(yàn)，說明該模型的設(shè)計(jì)是合理且有效的。

其次，在其他變量保持不變的前提下，本研究將公式(2)中各變量系數(shù)進(jìn)行討論:第一，房地產(chǎn)開發(fā)投資額每增加一億元，房價(jià)將會呈指數(shù)增加0．51元;第二，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加一個(gè)單位，房價(jià)將會呈指數(shù)增加3．17元;第三，住房商品房銷售額每增加一億元，房價(jià)將會呈指數(shù)增加0．16元;第四，房產(chǎn)稅的開征作為虛擬變量，其系數(shù)為－0．21，說明房產(chǎn)稅對房價(jià)呈現(xiàn)負(fù)向影響，即其對房價(jià)上漲具有抑制作用。

第三，本研究實(shí)證分析的結(jié)果表明:一方面，房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和住房商品房的銷售額在很大程度上解釋了房價(jià)的形成;另一方面，房產(chǎn)稅的開征對房價(jià)具有負(fù)向影響，在一定程度上降低了房價(jià)。

最后，我們必須客觀地指出:由于上海市的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)僅針對新增住宅，并沒有涉及存量房，且在人均具有60m2免征額和征收住宅價(jià)格70%的基礎(chǔ)上，稅率僅為0．4－0．6%，這使得房產(chǎn)稅的金額相比于房價(jià)微乎其微;同時(shí)，2011年上海市實(shí)施房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)以來，國家顯示調(diào)控房價(jià)的決心使得整個(gè)房地產(chǎn)行業(yè)風(fēng)聲鶴唳，地方對房地產(chǎn)市場的行政干預(yù)也在加強(qiáng)，這些因素也會對房價(jià)造成一定的影響。

綜上所述，根據(jù)本研究的理論和實(shí)證結(jié)果，房產(chǎn)稅的征收對抑制房價(jià)具有一定的效果;但由于上海市實(shí)施該政策的時(shí)間不長，故我們可以得出:房產(chǎn)稅能夠在短期內(nèi)調(diào)控房價(jià)。

三 對策與建議

根據(jù)前文所述，我們發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)稅在短期內(nèi)對上海市住房商品房價(jià)格具有一定的抑制作用;由于上海市有控制人口進(jìn)入的需求，故其對本地居民和非本地居民實(shí)施不同的征收政策，導(dǎo)致二者應(yīng)繳金額相差較大。因此，本研究針對上海市房產(chǎn)稅實(shí)施現(xiàn)狀，提出以下建議:

第一，在做出穩(wěn)定房地產(chǎn)市場調(diào)控政策選擇之前，首先要在政策目標(biāo)與政策工具、政策效果與政策效率之間進(jìn)行權(quán)衡和取舍。如果將長期的政策效果進(jìn)一步細(xì)分時(shí)段，理想的操作策略就是，短期內(nèi)最適宜采用單一的高強(qiáng)度比如高強(qiáng)度的政策調(diào)控工具，因?yàn)樵诖藭r(shí)政策效率是政府的第一選擇;而從長期來看，雖然政策效果是最終目標(biāo)，但要切忌因?yàn)閾?dān)心難以達(dá)到預(yù)期政策效果而放棄短期內(nèi)以政策效率為階段目標(biāo)的政策工具。

第二，應(yīng)對現(xiàn)行房地產(chǎn)稅收政策進(jìn)行改革，減少房地產(chǎn)流通環(huán)節(jié)課稅，開征物業(yè)稅，并使其成為地方政府的主體稅種，作為地方政府公共支出的主要收入來源。

第三，我國土地出讓制度和稅費(fèi)制度缺陷是住宅價(jià)格快速上漲的基礎(chǔ)原因，調(diào)整相關(guān)制度是抑制房價(jià)快速上漲的根本。同時(shí)，應(yīng)該看到保障性住房的加大供給對于平抑我國住宅價(jià)格上漲具有積極的意義。

注釋

①況偉大，《房產(chǎn)稅、地價(jià)與房價(jià)》，中國軟科學(xué)，2012年第4期，P25．

②上海市地稅局網(wǎng)站，http://www．csj．sh．gov．cn．

［1］桑勁．轉(zhuǎn)型期我國土地發(fā)展權(quán)特征與城市規(guī)劃制度困境，現(xiàn)代城市研究，2013，(4)．

［2］況偉大．房產(chǎn)稅、地價(jià)與房價(jià)，中國軟科學(xué)，2012，(4)．

［3］李靜敏．對我國房產(chǎn)稅改革的思考．社會科學(xué)家，2010，(9)．

［4］郭宏寶．房產(chǎn)稅改革目標(biāo)三種主流觀點(diǎn)的評述——以滬渝試點(diǎn)為例，經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2011，(8)．

［5］況偉大，朱勇，劉江濤．房產(chǎn)稅對房價(jià)的影響:來自O(shè)ECD國家的證據(jù)，財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012，(5)．

［6］劉會洪，譚冰．物業(yè)稅影響房地產(chǎn)價(jià)格的理論與實(shí)證分析——兼對滬渝房產(chǎn)稅改革的比較分析，稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2013，(5)．

［7］暢軍鋒．房產(chǎn)稅試點(diǎn)以來對房價(jià)影響之實(shí)證分析與探討，經(jīng)濟(jì)體制改革，2013，(5)．

F810．424

A

1008－4614－(2014)04－0010－06

2014－6－11

楊晗璐(1991—)，女，湖南邵陽人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2012級研究生。