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    房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)影響的實(shí)證分析
    ——以上海市為例*

    2014-08-07 12:00:20楊晗璐
    關(guān)鍵詞:投資額商品房協(xié)整

    □ 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(duì)房?jī)r(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(tái)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(duì)上海市房?jī)r(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(huì)背景之下的政策影響,最終對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)改革提出相應(yīng)的政策建議。

    房產(chǎn)稅;住房?jī)r(jià)格;實(shí)證分析

    一 研究背景

    我國(guó)在1998年下半年開(kāi)始停止住房實(shí)物分配,1999年是商品房開(kāi)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(duì)上海市住房商品房?jī)r(jià)格的影響。

    (一)房?jī)r(jià)現(xiàn)狀

    進(jìn)入21世紀(jì),中國(guó)許多城市房?jī)r(jià)快速上漲。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示:2005-2010年,全國(guó)70個(gè)大中城市房屋銷(xiāo)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?jī)r(jià)從1999年放開(kāi)房地產(chǎn)市場(chǎng)之后也呈直線上揚(yáng)趨勢(shì),圖1是1999—2013年上海市住房商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格走勢(shì)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(guó)絕大部分城市的房?jī)r(jià)都受到了影響;2010年和2011年是房產(chǎn)稅準(zhǔn)備和開(kāi)始實(shí)施的兩年,給公眾帶來(lái)了房?jī)r(jià)下降預(yù)期,引發(fā)了一段二手房買(mǎi)賣(mài)高潮,所以房?jī)r(jià)有所下降。

    (二)房產(chǎn)稅

    房產(chǎn)稅是以房屋為征稅對(duì)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?jī)r(jià)的過(guò)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(kāi)展對(duì)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(gòu)住房的購(gòu)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(duì)本市居民家庭僅對(duì)該家庭第二套及以上住房進(jìn)行征收,而對(duì)非本市居民家庭則需對(duì)新購(gòu)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(duì)于每平方米交易價(jià)格低于本市上年度商品房平均銷(xiāo)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(shuō)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(gòu)買(mǎi)一套100m2的住房,房?jī)r(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(kāi)展對(duì)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(duì)上海市住房商品房?jī)r(jià)格影響的實(shí)證分析

    (一)數(shù)據(jù)來(lái)源

    本研究從國(guó)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?jī)r(jià)格(P)(以下簡(jiǎn)稱房?jī)r(jià))、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)住宅投資額(TZ)、住房商品房銷(xiāo)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(xiāo)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(xiāo)售價(jià)格。

    房地產(chǎn)開(kāi)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(kāi)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(kāi)發(fā)工程的投資額。

    住宅商品房銷(xiāo)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(mǎi)賣(mài)合同中所確定的合同總價(jià))。該指標(biāo)與商品房銷(xiāo)售面積同口徑,由現(xiàn)房銷(xiāo)售額和期房銷(xiāo)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(shì)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(duì)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(chǎng)和需求市場(chǎng)分別選取房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)住宅投資額(TZ)和住房商品房的銷(xiāo)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(duì)市場(chǎng)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(kāi)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(kāi)發(fā)投資額與房?jī)r(jià)的XY線圖

    圖2 住房商品房銷(xiāo)售面積與房?jī)r(jià)的XY線圖

    圖3 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與房?jī)r(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(guò)在1%水平下的顯著性檢驗(yàn),故將各變量取對(duì)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(duì)因變量的影響結(jié)果如下:

    房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)住宅投資額(TZ):該指標(biāo)反映了開(kāi)發(fā)商通過(guò)上一年市場(chǎng)的反應(yīng),分析報(bào)告期內(nèi)市場(chǎng)的受歡迎程度;投資額越高,說(shuō)明住宅市場(chǎng)的投資熱度越高,自然房?jī)r(jià)也越高。故對(duì)房?jī)r(jià)有正向影響,

    住房商品房銷(xiāo)售額(XS):該指標(biāo)反映了房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求量,需求量越大則價(jià)格越高。故對(duì)房?jī)r(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(chǎng)運(yùn)行的宏觀指標(biāo),物價(jià)水平越高自然房?jī)r(jià)也會(huì)水漲船高。故對(duì)房?jī)r(jià)有正向影響。

    房產(chǎn)稅(D1):預(yù)期房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的上漲具有抑制作用,故對(duì)房?jī)r(jià)有負(fù)向影響。

    4、約翰森協(xié)整檢驗(yàn)。

    對(duì)數(shù)處理之后的房?jī)r(jià)P、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額TZ、住房商品房銷(xiāo)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(duì)于非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸分析之前,需要對(duì)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(zhǎng)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(méi)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(shuō)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(lái)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(kāi)發(fā)投資額、住房商品房銷(xiāo)售額和居民消費(fèi)指數(shù)對(duì)房?jī)r(jià)呈現(xiàn)正向影響,結(jié)果符合預(yù)期,且三者均通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn);房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)呈現(xiàn)負(fù)向影響,結(jié)果符合預(yù)期,且也通過(guò)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(shuō)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(duì)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(duì)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(duì)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(duì)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(shuō)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(guò)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(shuō)明公式(2)為有效方程。

    (四)小結(jié)

    通過(guò)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(duì)上海市住宅商品房?jī)r(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(shuō)明房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)住宅投資額、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、住房商品房銷(xiāo)售額以及房產(chǎn)稅的征收這幾個(gè)自變量對(duì)上海市住宅商品房?jī)r(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(guò)了約翰森協(xié)整檢驗(yàn),并在回歸估計(jì)之后通過(guò)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(shuō)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(kāi)發(fā)投資額每增加一億元,房?jī)r(jià)將會(huì)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?jī)r(jià)將會(huì)呈指數(shù)增加3.17元;第三,住房商品房銷(xiāo)售額每增加一億元,房?jī)r(jià)將會(huì)呈指數(shù)增加0.16元;第四,房產(chǎn)稅的開(kāi)征作為虛擬變量,其系數(shù)為-0.21,說(shuō)明房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)呈現(xiàn)負(fù)向影響,即其對(duì)房?jī)r(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(kāi)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(xiāo)售額在很大程度上解釋了房?jī)r(jià)的形成;另一方面,房產(chǎn)稅的開(kāi)征對(duì)房?jī)r(jià)具有負(fù)向影響,在一定程度上降低了房?jī)r(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(duì)新增住宅,并沒(méi)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?jī)r(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(lái),國(guó)家顯示調(diào)控房?jī)r(jià)的決心使得整個(gè)房地產(chǎn)行業(yè)風(fēng)聲鶴唳,地方對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的行政干預(yù)也在加強(qiáng),這些因素也會(huì)對(duì)房?jī)r(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(duì)抑制房?jī)r(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(zhǎng),故我們可以得出:房產(chǎn)稅能夠在短期內(nèi)調(diào)控房?jī)r(jià)。

    三 對(duì)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(duì)上海市住房商品房?jī)r(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(duì)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(duì)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(chǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)期來(lái)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(duì)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(kāi)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(lái)源。

    第三,我國(guó)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?jī)r(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(duì)于平抑我國(guó)住宅價(jià)格上漲具有積極的意義。

    注釋

    ①?zèng)r偉大,《房產(chǎn)稅、地價(jià)與房?jī)r(jià)》,中國(guó)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(guó)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?jī)r(jià),中國(guó)軟科學(xué),2012,(4).

    [3]李靜敏.對(duì)我國(guó)房產(chǎn)稅改革的思考.社會(huì)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(píng)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(duì)房?jī)r(jià)的影響:來(lái)自O(shè)ECD國(guó)家的證據(jù),財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2012,(5).

    [6]劉會(huì)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(duì)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(lái)對(duì)房?jī)r(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(yáng)人,中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2012級(jí)研究生。

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