房產(chǎn)稅試點改革的地方稅收競爭分析

焦龍

摘 要：對個人住房征收房產(chǎn)稅在考慮滿足地方政府取得收入的財政需求，為地方尋求穩(wěn)定的主體稅種以及調(diào)節(jié)收入分配的目標(biāo)同時，也要考慮由此產(chǎn)生的地方稅收競爭問題。文章通過研究重慶與四川鄰近區(qū)域之間房產(chǎn)稅稅負(fù)變化的關(guān)系，來驗證其在一定程度上是存在稅收模仿效應(yīng)。此外對重慶試點開征房產(chǎn)稅以來，房產(chǎn)稅稅收競爭能力的變化，分析該改革明顯降低了重慶的房產(chǎn)稅稅收競爭能力。

關(guān)鍵詞：房產(chǎn)稅；財政需求；地方稅收競爭

中圖分類號：F293.3 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-8937（2014）11-0116-02

目前，針對房產(chǎn)稅改革的質(zhì)疑之聲不絕于耳，重復(fù)征稅問題、征稅目標(biāo)問題等，均沒有共識性答案。參照歐美國家的房產(chǎn)稅征收情況，尤其是今年以來各級政府稅收收入增長的明顯放緩，使得希望堅定推進個人住房房產(chǎn)稅試點的聲音并未減弱。國內(nèi)對稅收競爭的研究文獻較多，但迄今只有極少數(shù)文獻定量研究了稅收競爭問題，本文將對房產(chǎn)稅對地方稅收競爭影響做出一定的研究。

1 數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文實證部分使用的數(shù)據(jù)是通過中國經(jīng)濟信息數(shù)據(jù)庫或中國資訊行網(wǎng)站，查詢各個年份的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國重點城市人民生活統(tǒng)計》、《重慶統(tǒng)計年鑒》、《中國房地產(chǎn)年鑒》以及《中國財政年鑒》予以獲得，可以保證數(shù)據(jù)的真實性和權(quán)威性。

1.2 使用的變量數(shù)據(jù)

為了完成本文的研究目的，研究房產(chǎn)稅對地方之間稅收競爭的影響，以及重慶房產(chǎn)稅改革對重慶本地的稅收競爭能力的影響，本文采用了重慶人均居住面積（squ）、重慶人均可支配收入（inc）、重慶住宅銷售均價（pri）、以及重慶房產(chǎn)稅稅負(fù)（ctaxb）、四川房產(chǎn)稅稅負(fù)（staxb）以及重慶房產(chǎn)稅稅收競爭能力comp指數(shù)，該變量借鑒傅勇和張晏（2007）地方政府吸引FDI稅收競爭做法構(gòu)造，具體公式為：

其中，AXkt/GDPt，為t年30個樣本省區(qū)k項稅收總收入與t年30個樣本省區(qū)GDP之比，也即t年k項稅收總體平均實際稅率。taxkit/gdpit為t年i省區(qū)k項稅收收入與該省t年的GDP之比，即t年i省區(qū)k項稅收的實際稅率。以某地區(qū)一稅收實際稅率除以全樣本地區(qū)稅收平均實際稅率得到稅收競爭指標(biāo)comp相對稅率越低，comp越大，則地方政府稅收競爭強度越大。

附注：

①pri數(shù)據(jù)來源于各個年份的《中國房地產(chǎn)年鑒》；

②inc、squ數(shù)據(jù)由各個年份《中國統(tǒng)計年鑒》和《重慶統(tǒng)計年鑒》分城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口加權(quán)計算得出；

③ctax、stax數(shù)據(jù)由各個年份的《中國財政年鑒》收集取得，其相應(yīng)的ctaxb和staxb計算得出。

數(shù)據(jù)采用1998到2011年的數(shù)據(jù)，而沒有從1994年分稅制實施的年份起收集，一是因為很多數(shù)據(jù)缺失，二是因為1998年的住房改革才是房產(chǎn)稅真正走向市場化的開端。

2 實證部分

2.1 研究臨近區(qū)域間房產(chǎn)稅稅負(fù)之間關(guān)系

為研究臨近區(qū)域的房產(chǎn)稅稅負(fù)對本地區(qū)房產(chǎn)稅稅負(fù)的影響，本文原本建立的模型為：

上述函數(shù)中的自變量與因變量之間都具有一定的經(jīng)濟關(guān)系，采用對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)是為了對時間序列的數(shù)據(jù)進行協(xié)整，盡量消除其不穩(wěn)定性。由于在stata程序中運行數(shù)據(jù)并進行檢驗，發(fā)現(xiàn)ln（inc）、ln（pri）與ln（ctaxb）有嚴(yán)重的內(nèi)生性，所以剔除該兩個變量。最終的模型變成：

由于2011年重慶市進行房產(chǎn)稅改革，我們使用1998年—2010年的數(shù)據(jù)來回歸該模型函數(shù)。由于模型設(shè)定等問題，可能存在異方差問題，因此采用robust文件估計，回歸后的結(jié)果如下：

由此我們可以得到一個經(jīng)過了t和f檢驗的回歸函數(shù)：

Ad-R2=0.9229說明模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較好，F(xiàn)與t值均顯著。由回歸函數(shù)可以看出ln（staxb）的系數(shù)0.8603為正值，說明重慶房產(chǎn)稅稅負(fù)與四川省房產(chǎn)稅稅負(fù)之間的變化成正相關(guān)關(guān)系，在一定程度上驗證了稅收模仿假說。這種正相關(guān)關(guān)系其主要原因可以歸結(jié)為在2011年之前，重慶市與四川省使用的是同一房產(chǎn)稅稅收政策《中華人民共和國房產(chǎn)稅暫行條例》，地方政府不擁有制定該地的相關(guān)稅收政策的權(quán)利，所以重慶市和四川省的房產(chǎn)稅稅負(fù)的變化具有同向的關(guān)系。

2.2 研究房產(chǎn)稅改革對地方稅收競爭能力的影響

本部分將重慶房產(chǎn)稅稅收競爭能力考慮進入模型，設(shè)定模型函數(shù)為：

上述函數(shù)中的自變量與因變量之間都具有一定的經(jīng)濟關(guān)系，采用對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)是為了對時間序列的數(shù)據(jù)進行協(xié)整，盡量消除其不穩(wěn)定性。由于在stata程序中運行數(shù)據(jù)并進行檢驗，發(fā)現(xiàn)ln（inc）、ln（pri）、ln（squ）與ln（comp）有嚴(yán)重的內(nèi)生性，所以剔除該兩個變量。最終的模型變成：

由于2011年重慶市進行房產(chǎn)稅改革，我們使用1998年—2010年的數(shù)據(jù)來回歸該模型函數(shù)。采用簡單線性回歸，并將置信度改為90%。

由此我們可以得到一個經(jīng)過了t和f檢驗的回歸函數(shù)：

當(dāng)2011年lnctaxbt=-1.566857465，lnstaxbt=-1.824489294，lncompt的估計值為0.181745。此時預(yù)測出來的值是沒有考慮重慶市2011年開征個人住房房產(chǎn)稅這個因素的，而重慶市2011年根據(jù)實際數(shù)據(jù)計算得出的comp指數(shù)為1.1199，由此可以推斷，重慶市2011年開征對個人住房房產(chǎn)稅的行為對其稅收競爭能力產(chǎn)生了一定程度的影響，使得重慶的稅收競爭能力有所下降。

3 結(jié) 語

由研究臨近區(qū)域間房產(chǎn)稅稅負(fù)之間關(guān)系的實證分析結(jié)論，我們可以基于上述分析結(jié)果得出重慶市和四川市之間房產(chǎn)稅稅收競爭存在著稅收模仿效應(yīng)的結(jié)論。此外研究房產(chǎn)稅改革對地方稅收競爭能力的影響的實證研究表明，2011年重慶市房產(chǎn)稅稅收競爭能力指標(biāo)明顯低于預(yù)測值，在一定程度上可以認(rèn)為房產(chǎn)稅改革明顯降低了重慶市房產(chǎn)稅稅收競爭能力。

參考文獻：

[1] 曹書軍，劉星，張婉君.財政分權(quán)、地方政府競爭與上市公司實際稅負(fù)[J].世界經(jīng)濟，2009，（4）.

[2] 傅勇，張宴.中國式分權(quán)與財政支出結(jié)構(gòu)偏向：為增長而競爭的代價[J].管理世界，2007，（3）.