滬渝房產(chǎn)稅擴(kuò)圍房?jī)r(jià)效應(yīng)識(shí)別
——基于反事實(shí)分析的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

白文周　　劉銀國(guó)　　盧學(xué)英

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

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滬渝房產(chǎn)稅擴(kuò)圍房?jī)r(jià)效應(yīng)識(shí)別
——基于反事實(shí)分析的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

白文周劉銀國(guó)盧學(xué)英

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

摘要：房產(chǎn)稅擴(kuò)圍對(duì)高房?jī)r(jià)住宅銷售價(jià)格能夠產(chǎn)生抑制效果，但由于滬渝兩地住房市場(chǎng)結(jié)構(gòu)存在顯著差異，房產(chǎn)稅擴(kuò)圍對(duì)滬渝兩地新建商品住宅銷售價(jià)格整體產(chǎn)生兩種截然相反的影響。較改革前，重慶新建商品住宅銷售價(jià)格月度同比增長(zhǎng)率月均下降約10個(gè)百分點(diǎn)，而上海同比增長(zhǎng)率則月均上升約3～5個(gè)百分點(diǎn)。房產(chǎn)稅擴(kuò)圍的影響與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)有密切關(guān)系，不能籠統(tǒng)給出房產(chǎn)稅擴(kuò)圍有效或無效的簡(jiǎn)單判斷。

關(guān)鍵詞：房產(chǎn)稅擴(kuò)圍；反事實(shí)識(shí)別；處理效應(yīng)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

自2011年滬渝兩地實(shí)施房產(chǎn)稅擴(kuò)圍改革，即將房產(chǎn)稅征稅范圍由原先的商業(yè)用房擴(kuò)大到居民居住用房，有關(guān)房產(chǎn)稅擴(kuò)圍的房?jī)r(jià)效應(yīng)研究開始大量出現(xiàn)。已有文獻(xiàn)關(guān)于房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)影響主要有兩種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)有明顯抑制作用。例如：韋志超等(2006)研究認(rèn)為，在短期供給缺乏彈性情形下，開征房產(chǎn)稅必然會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)下跌。況偉大(2009)基于消費(fèi)者-開發(fā)商與投資者-開發(fā)商模型的分析認(rèn)為，在其它條件不變時(shí)，開征物業(yè)稅將導(dǎo)致房?jī)r(jià)下降。駱永民等(2012)基于動(dòng)態(tài)一般均衡模型和數(shù)值分析也認(rèn)為，對(duì)住房持有環(huán)節(jié)征收房產(chǎn)稅在長(zhǎng)期可以有效降低房?jī)r(jià)，并具有平抑房?jī)r(jià)變化的自動(dòng)穩(wěn)定器功能。賈康(2012)認(rèn)為，要使房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展，不考慮在保有環(huán)節(jié)逐步建立一個(gè)像美國(guó)、日本等成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家都具有的房產(chǎn)稅是萬萬不能的。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，利用房產(chǎn)稅難以實(shí)現(xiàn)抑制房?jī)r(jià)的改革目標(biāo)。例如：吳俊培(2006)認(rèn)為，房產(chǎn)稅和房產(chǎn)交易價(jià)格是兩個(gè)不同領(lǐng)域的問題，用房產(chǎn)稅降低房產(chǎn)交易價(jià)格無論是在理論上還是在實(shí)踐上都有問題。劉尚希(2010)認(rèn)為，用稅收手段抑制房?jī)r(jià)具有不確定性。安體富等(2010)認(rèn)為，調(diào)控房?jī)r(jià)是一個(gè)系統(tǒng)工程，稅收不能獨(dú)自擔(dān)此重任，更不應(yīng)由它帶頭。谷成(2011)認(rèn)為，房產(chǎn)稅在很大程度上具有商品稅性質(zhì)，在需求缺乏彈性情況下，稅負(fù)主要由住房的購(gòu)買者承擔(dān)，所以難以實(shí)現(xiàn)通過征稅打壓房?jī)r(jià)的政策目標(biāo)。然而，上述研究都不是針對(duì)居民住房征稅，很難據(jù)此判斷房產(chǎn)稅擴(kuò)圍對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生的影響。另外，也有個(gè)別研究使用滬渝改革這個(gè)自然實(shí)驗(yàn)，比較改革前后房?jī)r(jià)變化。例如：郭宏寶(2011)利用滬渝兩地改革后1—4月份數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析。Bai et al.(2014)利用特征價(jià)格模型對(duì)滬渝兩地改革的房?jī)r(jià)效應(yīng)進(jìn)行計(jì)量分析。但這兩項(xiàng)研究無論是在方法上還是在數(shù)據(jù)時(shí)限上都存在較大缺陷。

房產(chǎn)稅擴(kuò)圍改革是否會(huì)影響住房?jī)r(jià)格？這一問題在理論上并不難理解。無論是基于特征價(jià)格模型還是基于托賓Q模型進(jìn)行分析，對(duì)所持房產(chǎn)征稅，因增加未來支付或減少未來住房消費(fèi)凈收益流，在供給缺乏彈性情況下都會(huì)使房?jī)r(jià)下降。然而，由于現(xiàn)實(shí)的復(fù)雜性，在經(jīng)驗(yàn)上識(shí)別房產(chǎn)稅改革的房?jī)r(jià)效應(yīng)并不簡(jiǎn)單，因?yàn)闊o法同時(shí)觀察到同一樣本在改革和未改革兩種狀態(tài)下的真實(shí)信息(Hechman et al.，1989)。不僅如此，在中國(guó)，數(shù)據(jù)的可獲得性在很大程度上也限制了一些先進(jìn)識(shí)別方法的使用。即使在歐美地區(qū)，有關(guān)房產(chǎn)稅改革價(jià)格效應(yīng)的識(shí)別自O(shè)ates(1969)的經(jīng)典研究以來也一直備受質(zhì)疑。因?yàn)閺挠绊懽》績(jī)r(jià)格的眾多因素中有效分離出房產(chǎn)稅的作用是一件非常困難的事，這其中至少包括五個(gè)方面問題需要解決，即Palmon et al.(1998)所提出的低識(shí)別問題、度量誤差問題、同時(shí)性偏誤問題、潛在誤設(shè)問題及被選變量與未選變量間潛在相關(guān)性問題。除此之外，Ross et al.(1999)還指出，這類研究也存在函數(shù)形式與稅收的內(nèi)生性問題。雖然已有研究采用工具變量估計(jì)，將樣本限于同質(zhì)地理區(qū)域內(nèi)住房(Cohen，2010)、小型住房(Gallagher et al.，2013)、構(gòu)造準(zhǔn)試驗(yàn)(Palmon et al.，1998)等方法，但這些方法僅能降低上述問題對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響程度。為克服上述問題，后來的研究一般使用兩種方法：一種是自然試驗(yàn)，即使用外生實(shí)施的房產(chǎn)稅改革；另一種是微觀數(shù)據(jù)，即利用住房調(diào)查數(shù)據(jù)。例如：Feldman(2010)就曾同時(shí)使用上述兩種方法研究美國(guó)1994年密歇根通過的Proposal A對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響。自然試驗(yàn)方法不僅克服了上述問題的很多方面，也解決了因缺乏縱列數(shù)據(jù)而無法回答的一些新問題。而微觀數(shù)據(jù)則可以解決不同度量實(shí)踐造成的有效稅率度量誤差問題。

然而，自然試驗(yàn)和微觀數(shù)據(jù)兩種方法對(duì)數(shù)據(jù)要求較高，在中國(guó)缺乏所需數(shù)據(jù)支持。雖然2011年1月滬渝兩地開始試點(diǎn)的房產(chǎn)稅改革是一個(gè)非常不錯(cuò)的自然實(shí)驗(yàn)，但由于缺乏房?jī)r(jià)以外更多信息，尤其是住房繳納的房產(chǎn)稅信息，所以難以獲得住房微觀數(shù)據(jù)。更何況各地區(qū)房?jī)r(jià)變化受政策面影響非常明顯，很難完全控制住房產(chǎn)稅以外共同趨勢(shì)變量的影響。不過，由于住房持有環(huán)節(jié)所課稅收并不是地方政府提供公共品的主要融資來源，所以盡管公共品數(shù)量和質(zhì)量會(huì)在一定程度上資本化為房?jī)r(jià)(馮皓 等，2010；梁若冰 等，2008)，但房產(chǎn)稅、公共品和房?jī)r(jià)之間的內(nèi)生問題并不嚴(yán)重。此外，兩地試點(diǎn)辦法中對(duì)房產(chǎn)稅稅基核算采用房產(chǎn)購(gòu)買價(jià)而非評(píng)估價(jià)，所以也不會(huì)產(chǎn)生評(píng)估實(shí)踐造成的一系列問題。和已有文獻(xiàn)相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：一是運(yùn)用自然試驗(yàn)法和差分法研究房產(chǎn)稅改革房?jī)r(jià)效應(yīng)；二是在已有文獻(xiàn)僅評(píng)估房產(chǎn)稅改革平均價(jià)格效應(yīng)基礎(chǔ)上，采用Athey et al.(2006)提出的CIC方法考察房產(chǎn)稅改革房?jī)r(jià)效應(yīng)的分位特征*盡管Feldman(2010)考察過稅收負(fù)擔(dān)分布的房?jī)r(jià)效應(yīng)，但其只是離散考察了平均價(jià)格上下的房?jī)r(jià)效應(yīng)差異。；三是對(duì)滬渝兩地分析結(jié)果進(jìn)行對(duì)比，并基于兩地不同市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)結(jié)果差異性進(jìn)行討論。

二、中國(guó)的房產(chǎn)稅發(fā)展與滬渝試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)

房產(chǎn)稅在中國(guó)并不是一個(gè)新稅種，早在1950年1月，政務(wù)院公布《全國(guó)稅政實(shí)施要?jiǎng)t》就明確規(guī)定全國(guó)統(tǒng)一征收房產(chǎn)稅，并在同年6月將房產(chǎn)稅和地產(chǎn)稅合并為房地產(chǎn)稅。1951年8月8日，政務(wù)院正式公布《城市房地產(chǎn)稅暫行條例》。1973年簡(jiǎn)化稅制后，城市房地產(chǎn)稅被并入工商稅，并只對(duì)有房產(chǎn)的個(gè)人、外國(guó)僑民和房地產(chǎn)管理部門繼續(xù)征收房地產(chǎn)稅。1984年10月，隨著兩步利改稅和全國(guó)工商稅制改革，恢復(fù)對(duì)企業(yè)征收城市房地產(chǎn)稅。同時(shí)，鑒于中國(guó)城市土地國(guó)有，因而使用者沒有土地產(chǎn)權(quán)的實(shí)際情況，城市房地產(chǎn)稅被拆分為房產(chǎn)稅和土地使用稅。1986年9月15日，國(guó)務(wù)院發(fā)布《中華人民共和國(guó)房產(chǎn)稅暫行條例》決定，對(duì)在中國(guó)有房產(chǎn)的外商投資企業(yè)、外國(guó)企業(yè)和外籍人員征收城市房地產(chǎn)稅。從實(shí)施細(xì)則看，房產(chǎn)稅征稅范圍僅限于城鎮(zhèn)經(jīng)營(yíng)性房屋，并根據(jù)房屋經(jīng)營(yíng)使用方式區(qū)別自用和出租兩種，前者按照房產(chǎn)計(jì)稅余值征收，后者按照租金收入征收。2009年，《財(cái)政部、國(guó)家稅務(wù)總局關(guān)于房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅有關(guān)問題的通知》又將房產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中的出租和出典進(jìn)行了區(qū)別對(duì)待，規(guī)定產(chǎn)權(quán)出典的房產(chǎn)，由承典人依照房產(chǎn)余值繳納房產(chǎn)稅。從上述演進(jìn)過程可以看出，中國(guó)并不是沒有房產(chǎn)稅，所以，在稅收與房?jī)r(jià)問題討論中許多學(xué)者提出，中國(guó)稅制存在問題，缺乏對(duì)住房持有環(huán)節(jié)和消費(fèi)環(huán)節(jié)課稅，顯然不符合中國(guó)實(shí)際情況。中國(guó)一直以來都有對(duì)房屋持有環(huán)節(jié)課稅的稅收規(guī)定，只是征稅范圍僅限于經(jīng)營(yíng)性住房而已。從這個(gè)邏輯上說，滬渝兩地試點(diǎn)開征的房產(chǎn)稅并不是一個(gè)新稅種，準(zhǔn)確地說，僅是原有稅種征收范圍的擴(kuò)大。

當(dāng)然，從2011年1月滬渝兩地房產(chǎn)稅試點(diǎn)暫行辦法看，這次改革不只是擴(kuò)大征收范圍，還包括稅率和計(jì)稅基礎(chǔ)的調(diào)整。表1歸納了滬渝兩地房產(chǎn)稅試點(diǎn)暫行辦法。從中可以看出，兩地具體征稅細(xì)則存在較大不同，其中，上海注重人均而重慶更重視住房層次，上海只看新增而重慶增量存量都包括，上海稅率固定而重慶稅率累進(jìn)，上海免稅以人均為依據(jù)而重慶免稅以套數(shù)為依據(jù)。從2011—2012年試點(diǎn)情況看，兩地呈現(xiàn)出基本相同的特征，即所征房產(chǎn)稅數(shù)量較少，在整個(gè)地方財(cái)政收入中所占比例很低。2011年和2012年，上海市征收的房產(chǎn)稅分別為22.1億元和24.6億元，占上海市地方財(cái)政收入比重分別僅為0.644%和0.657%，而重慶市征收的房產(chǎn)稅則分別為20.7億元和27.2億元，占重慶市地方財(cái)政收入比重分別為1.30%和1.59%*數(shù)據(jù)分別來自上海、重慶兩市財(cái)政局網(wǎng)站中公布的2011年、2012年預(yù)算執(zhí)行情況分析，其中，重慶市并沒有直接公布房產(chǎn)稅數(shù)據(jù)，但在2012年預(yù)算執(zhí)行情況分析中提到2012年耕地占用稅、土地增值稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、契稅和房產(chǎn)稅增長(zhǎng)較快，分別增長(zhǎng)19.2%、28.6%、22%、11.3%和31.3%，五項(xiàng)合計(jì)增收46.8億元，而根據(jù)分析中公布的2012年地方稅收分稅種情況表中耕地占用稅、土地增值稅、城鎮(zhèn)土地使用稅和契稅的增收額5.6億元、17.6億元、8.5億元和8.6億元，可以計(jì)算出2012年房產(chǎn)稅增收額為6.5億元，再根據(jù)增長(zhǎng)率推算2011年房產(chǎn)稅約為20.7億元。需要注意的是，兩地各年預(yù)算執(zhí)行情況分析中并沒有明確房產(chǎn)稅中房產(chǎn)稅試點(diǎn)所征收到的收入部分。。這和兩地2011年和2012年政府基金收入中國(guó)有土地使用權(quán)轉(zhuǎn)讓收入相比也是一個(gè)很小數(shù)目，上海兩年土地出讓收入分別高達(dá)1491億元和1245億元，重慶兩年則分別為1309.3億元和1312.9億元*數(shù)據(jù)來源于上海、重慶兩市財(cái)政局公布的預(yù)算執(zhí)行情況分析。。不僅如此，上述數(shù)據(jù)還不都是房產(chǎn)稅試點(diǎn)征收到的稅收，如果剔除經(jīng)營(yíng)性住房，因試點(diǎn)征收到的稅可能要小得多。從收入規(guī)模上可以判斷，房產(chǎn)稅在中國(guó)并不是地方政府財(cái)政支出的一個(gè)重要融資手段，這一點(diǎn)和美國(guó)有極大不同。這使得Palmon et al.(1998)提到的問題在中國(guó)房產(chǎn)稅改革中不會(huì)很嚴(yán)重。

表1　上海、重慶兩地房產(chǎn)稅試點(diǎn)辦法對(duì)比分析

三、典型事實(shí)與識(shí)別方法構(gòu)造

識(shí)別滬渝兩地房產(chǎn)稅改革房?jī)r(jià)效應(yīng)，需要獲得滬渝兩地改革前住房?jī)r(jià)格水平。然而，構(gòu)造這種反事實(shí)方法依賴兩件事情，即數(shù)據(jù)的可獲得性和數(shù)據(jù)滿足的統(tǒng)計(jì)假定。就后者而言，可以看到，從最強(qiáng)到最弱假定包括，改革地區(qū)選擇的外生性、隨意性、可加和時(shí)間不變異質(zhì)性、外生協(xié)變量存在等。依賴于上述被滿足的假定，才能決定可能的估計(jì)方法(Ito，2007)。在構(gòu)造本文反事實(shí)識(shí)別方法之前，可以對(duì)滬渝兩地房產(chǎn)稅改革前后住房?jī)r(jià)格變化做直觀描述。圖1和圖2利用環(huán)比增長(zhǎng)率和同比增長(zhǎng)率描繪了滬渝兩地新建住宅銷售均價(jià)走勢(shì)，從圖中陰影部分可以直觀看出，在滬渝兩地房產(chǎn)稅試點(diǎn)改革后，住宅銷售均價(jià)增長(zhǎng)表現(xiàn)出一段時(shí)間的放緩，甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，尤其是同比增長(zhǎng)率的變化更加明顯，持續(xù)時(shí)間也更長(zhǎng)。表2又利用均值差異對(duì)改革前后房?jī)r(jià)變化顯著與否進(jìn)行了分析。從中可以看出，改革試點(diǎn)之前一年滬渝兩地新建住宅價(jià)格同比增長(zhǎng)率月均分別為30.96%和32.67%，自試點(diǎn)改革次月至2011年年底，兩地新建住宅均價(jià)月均同比增長(zhǎng)率分別下降了2.49%和14.37%，下降幅度非常明顯。考慮到滬渝兩地試點(diǎn)之前，有關(guān)住宅持有環(huán)節(jié)課稅就被廣泛討論，預(yù)期作用可能會(huì)對(duì)新建住宅市場(chǎng)產(chǎn)生影響。據(jù)此剔除改革試點(diǎn)前后半年時(shí)間，比較2010年2月—7月和2011年7月—12月兩地新建住宅月均同比增長(zhǎng)率，兩個(gè)區(qū)間的均值差異更加顯著。兩相比較，雖然月均環(huán)比增長(zhǎng)率試點(diǎn)前后的差距明顯變小，但差距也都至少在5%水平上顯著。

圖1　滬渝兩地新建住宅銷售均價(jià)環(huán)比增長(zhǎng)率

圖2　滬渝兩地新建住宅銷售均價(jià)同比增長(zhǎng)率

上海同比增長(zhǎng)率環(huán)比增長(zhǎng)率重慶同比增長(zhǎng)率環(huán)比增長(zhǎng)率2010.2—2010.1230.961.1332.672.572011.2—2011.12-2.49-0.41-14.37-0.43差異顯著性檢驗(yàn)t值16.67***2.69***3.56**4.18***2010.2—2010.735.200.7429.001.942011.7—2011.120.12-0.725.24-1.20差異顯著性檢驗(yàn)t值20.52***1.97**6.42***4.60***

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%水平上顯著。

然而，依據(jù)上述呈現(xiàn)的直觀證據(jù)，要得出滬渝兩地房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)至少在短期對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生了明顯影響這一結(jié)論，顯然很不嚴(yán)謹(jǐn)。因?yàn)檫€不清楚房?jī)r(jià)變化與房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)之間是否存在必然因果關(guān)系。換句話說，造成房?jī)r(jià)上述變化的因素有很多，比如居民購(gòu)買力、宏觀調(diào)控政策等，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)僅是其中。測(cè)度這一因素在房?jī)r(jià)變化中扮演的角色，前提是需要控制好所有其他因素的影響。為此，設(shè)定房產(chǎn)稅改革房?jī)r(jià)效應(yīng)為te，其表達(dá)式為：

(1)

(2)

(3)

然而，關(guān)系式(3)成立的合理假定非常嚴(yán)格，包括必須能準(zhǔn)確識(shí)別影響房?jī)r(jià)的所有因素，且所有這些因素不受改革試點(diǎn)所影響，即Xi必須獨(dú)立于改革試點(diǎn)Di，并與房?jī)r(jià)之間關(guān)系，即式(2)中各參數(shù)是穩(wěn)定的。且E(ε0i0)=0，并與X正交。另外，樣本i房?jī)r(jià)不受樣本i以外因素的系統(tǒng)影響，比如宏觀調(diào)控政策、自然事件等。然而現(xiàn)實(shí)情況幾乎不可能滿足上述要求。由于無法確定所有其他因素和改革試點(diǎn)之間是否呈正交關(guān)系，也就不能用改革前樣本地區(qū)房?jī)r(jià)與影響房?jī)r(jià)因素之間的統(tǒng)計(jì)回歸獲得改革后反事實(shí)情況。為解決這一問題，將考察對(duì)象擴(kuò)大到始終未被改革試點(diǎn)覆蓋的樣本，并將其稱為控制組。假定控制組和處理組(被改革樣本)在改革前房?jī)r(jià)之間保持某種穩(wěn)定關(guān)系，并認(rèn)為這種穩(wěn)定關(guān)系如果沒有改革試點(diǎn)將會(huì)始終保持下去。在上述一系列合理假定下，就可以利用控制組房?jī)r(jià)預(yù)測(cè)處理組如未被改革試點(diǎn)覆蓋房?jī)r(jià)情況。上述邏輯關(guān)系依然是通過式(2)推導(dǎo)出來，因?yàn)轭愃朴谑?2)，控制組中樣本地區(qū)房?jī)r(jià)同樣取決于一系列影響房?jī)r(jià)的因素Y(yi1,yi2,…,yim)，即存在式(4)，其中，p0=(p01，…，p0k)′,α0=(α01，…，α0k)′,B是一個(gè)k×m矩陣，ε0=(ε01，…，ε0k)′。和式(2)一樣，式(4)滿足獨(dú)立性假設(shè)。

p0=α0+BY0+ε0

(4)

如果按照Hsiao et al.(2012)的方法，假定改革前控制組和處理組房?jī)r(jià)之間存在某種相關(guān)性，即所有決定房?jī)r(jià)的因素在地區(qū)間保持一致，這樣式(4)中的Y和式(2)中的X即為同一組變量。既然所有地區(qū)都受共同因素(x1,x2,…,xn)所影響，就可以通過動(dòng)態(tài)因子方法和最大似然估計(jì)獲得這些影響因素。然而兩方面因素限制了我們這樣做：一是數(shù)據(jù)問題，至少目前35個(gè)大中城市月度數(shù)據(jù)還很不充分；二是改革試點(diǎn)的時(shí)間較短。在這種情況下，基于所有地區(qū)房?jī)r(jià)受共同因素影響這一事實(shí)，本文通過利用控制組房?jī)r(jià)預(yù)測(cè)處理組如未進(jìn)行改革試點(diǎn)房?jī)r(jià)水平。為此，在假定r(B)=k條件下對(duì)式(4)進(jìn)行變換，即等式兩邊同乘以B-1，并通過移項(xiàng)獲得式(5)，再將式(5)代入式(2)，即可獲得式(6)。

X=B-1p0-B-1α0-B-1ε0

(5)

p0i0=α0i0+βB-1p0-βB-1α0-βB-1ε0+ε0i0

(6)

其中，β=(β1,β2,…,βn)。用θ0i0=α0i0-βB-1α0，?0i0=ε0i0-βB-1ε0，將式(6)簡(jiǎn)化為式(7)，其中，γ=βB-1=(γ1,γ2,…,γn)。

p0i0=θ0i0+γp0+?0i0

(7)

四、實(shí)證過程與結(jié)果分析

Bai et al.(2014)使用國(guó)家發(fā)改委編纂的31個(gè)省市自治區(qū)商品住宅價(jià)格數(shù)據(jù)，盡管這一數(shù)據(jù)集具有較長(zhǎng)時(shí)期優(yōu)勢(shì)，但也存在一定的缺陷。首先，地區(qū)異質(zhì)性對(duì)估計(jì)方程將會(huì)產(chǎn)生較大影響。盡管1998年中國(guó)正式提出住房市場(chǎng)化改革，但各省市進(jìn)展并不一致，不僅如此，各省市對(duì)中央宏觀調(diào)控的反應(yīng)策略也不一樣。其次，除了四個(gè)直轄市，地區(qū)加總數(shù)據(jù)增加了商品住宅價(jià)格的度量誤差。最后，Bai et al.(2014)用一個(gè)虛擬變量消除2008年積極財(cái)政政策對(duì)房?jī)r(jià)的影響，然而由于這一政策是面向全國(guó)的，這就意味著處理組住房?jī)r(jià)格中應(yīng)該已包括了2008年中央調(diào)控的影響，再增加一個(gè)2008年之后虛擬變量將會(huì)產(chǎn)生新的扭曲*除非滬渝兩地對(duì)2008年中央積極財(cái)政政策反應(yīng)與眾不同，但Bai et al.(2014)并沒有給出與眾不同的證據(jù)。。為盡可能消除地區(qū)異質(zhì)性的影響，本文在數(shù)據(jù)集選擇上僅包括2008年2月—2013年2月時(shí)段，其中2008年2月—2011年1月為房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)前時(shí)段，2011年2月—2013年2月為改革試點(diǎn)后時(shí)段。在樣本選擇上，本文選擇國(guó)家統(tǒng)計(jì)局確定的35個(gè)大中城市，其中，上海、重慶為處理組，其余33個(gè)城市為對(duì)照組。此外，由于房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)主要針對(duì)商品住宅，所以房?jī)r(jià)也僅指35個(gè)大中城市新建商品住宅銷售價(jià)格*因未能獲得可靠的二手房銷售數(shù)據(jù)，本文沒有再分析二手房?jī)r(jià)格在房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)前后的變化特征。，但為盡可能消除多重共線性問題，本文使用新建商品住宅銷售價(jià)格月度同比增長(zhǎng)率(穩(wěn)健性分析的，本文也使用了新建商品住宅指數(shù)月度同比增長(zhǎng)率)。在數(shù)據(jù)來源上，考慮到官方數(shù)據(jù)一直備受質(zhì)疑，本文從城市房產(chǎn)網(wǎng)和搜房網(wǎng)購(gòu)買了本文所需的房?jī)r(jià)分析數(shù)據(jù)*本文采用城市房產(chǎn)網(wǎng)和搜房網(wǎng)數(shù)據(jù)，相對(duì)于官方公布數(shù)據(jù)更加準(zhǔn)確，因?yàn)閮删W(wǎng)公布的數(shù)據(jù)是各市實(shí)時(shí)房產(chǎn)交易數(shù)據(jù)，沒有人為修飾成分。。

根據(jù)前述分析，建立如下實(shí)證模型：

(8)

表3　滬渝兩地改革前房?jī)r(jià)與對(duì)照組房?jī)r(jià)關(guān)系估計(jì)結(jié)果

注：表中括號(hào)內(nèi)為t值；為消除可能存在的變量度量誤差引起的異方差問題，模型采用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。

(9)

圖3　處理組重慶房?jī)r(jià)實(shí)際值與反事實(shí)預(yù)測(cè)值

圖4　處理組上海房?jī)r(jià)實(shí)際值與反事實(shí)預(yù)測(cè)值

從圖3和圖4來看，重慶樣本的處理效應(yīng)te<0，上海樣本的處理效應(yīng)te>0。這說明在滬渝兩地房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)對(duì)房?jī)r(jià)存在截然相反的影響。在上海，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)致使房?jī)r(jià)上漲，但在重慶，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)卻使房?jī)r(jià)下跌。從兩地處理效應(yīng)時(shí)間變化趨勢(shì)看，重慶呈先強(qiáng)后弱特征，上海則比較均衡。從平均處理效應(yīng)大小看，重慶房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)使房?jī)r(jià)同比增長(zhǎng)率月均下降近10個(gè)百分點(diǎn)，上海房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)使房?jī)r(jià)同比增長(zhǎng)率月均上升約0.7個(gè)百分點(diǎn)。之所以如此，與滬渝兩地房產(chǎn)稅改革具體內(nèi)容有關(guān)。從滬渝房產(chǎn)稅制度對(duì)比可以看出，重慶對(duì)新老住房都征稅，而且稅率累進(jìn)幅度很大，使得住房買賣雙方對(duì)未來稅收負(fù)擔(dān)預(yù)期都非常強(qiáng)，導(dǎo)致買者會(huì)慎重考慮買房決策，進(jìn)而出現(xiàn)市場(chǎng)需求強(qiáng)度下降；同時(shí)，也導(dǎo)致住房投資者出于降低稅負(fù)動(dòng)機(jī)增加多余住房出售。兩方面結(jié)合造成房?jī)r(jià)在房產(chǎn)稅改革正式推出后出現(xiàn)較大幅度下降。由于重慶房產(chǎn)稅減免是根據(jù)套數(shù)而非面積，所以影響不僅波及高價(jià)房、大面積住房，也會(huì)波及小面積住房。也就是說，重慶房產(chǎn)稅影響將會(huì)表現(xiàn)為整體性，而非結(jié)構(gòu)性。相比較而言，上海稅率相對(duì)較低，稅收減免以人均60平米為標(biāo)準(zhǔn)，而在上海這樣一個(gè)國(guó)際大都市，土地稀缺程度更高。這些因素導(dǎo)致市場(chǎng)對(duì)上海房?jī)r(jià)上漲的預(yù)期將會(huì)更高，從而出現(xiàn)市場(chǎng)對(duì)購(gòu)入住房的凈收益有正預(yù)期。同時(shí)，在日趨稀缺的土地資源約束下，有限的住房供給使房產(chǎn)所有者具有很強(qiáng)的房產(chǎn)稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁能力。這種轉(zhuǎn)嫁主要通過提高租金來實(shí)現(xiàn)。租金上升使得購(gòu)房相對(duì)成本下降，從而提高了收入水平相對(duì)較低住戶自購(gòu)住房的激勵(lì)。由于這些群體具有較強(qiáng)剛性需求，在收入約束下主要選擇小戶型低價(jià)位住房。而這類群體進(jìn)入市場(chǎng)并不受房產(chǎn)稅改革所影響，因?yàn)檫@類住房都是構(gòu)成房產(chǎn)稅征稅對(duì)象。上述原因使得上海小戶型住房在房產(chǎn)稅改革后出現(xiàn)價(jià)格升高現(xiàn)象。上述分析可以通過滬渝兩地房產(chǎn)市場(chǎng)中90平米以下住房銷售價(jià)格指數(shù)得到印證。圖5和圖6是按照與式(8)同樣的估計(jì)方法得到的兩地小戶型住房銷售價(jià)格變化路徑，圖中顯示兩地小戶型住房銷售價(jià)格指數(shù)變化并不相同*這里最好的證據(jù)是比較不同面積和銷售價(jià)格住房在房產(chǎn)稅改革前后的成交面積，但由于缺乏這方面數(shù)據(jù)，所以本文采用了90平米新建商品住宅銷售價(jià)格指數(shù)。另外，從城市房產(chǎn)網(wǎng)提供的滬渝兩地房產(chǎn)稅改革前后租房市場(chǎng)租金價(jià)格變化情況看，上海房產(chǎn)稅改革后每平方米租金水平有明顯上升，而重慶每平米租金價(jià)格在房產(chǎn)稅改革前后并沒有表現(xiàn)出明顯的差異。。

圖5重慶小戶型住房銷售價(jià)格指數(shù)變化趨勢(shì)

圖6上海小戶型住房銷售價(jià)格指數(shù)變化趨勢(shì)

為檢驗(yàn)上述分析結(jié)論是否穩(wěn)健，本文利用搜房網(wǎng)購(gòu)買的新建住宅指數(shù)計(jì)算獲得同比增長(zhǎng)率替換前述分析中新建住宅銷售價(jià)格同比增長(zhǎng)率。結(jié)果表明，重慶市處理效應(yīng)月度均值約為-3.11，而上海市處理效應(yīng)月度均值約為1.38。說明房產(chǎn)稅改革使重慶住宅指數(shù)月度同比增長(zhǎng)率平均下降3.11個(gè)百分點(diǎn)，使上海住宅指數(shù)月度同比增長(zhǎng)率上升1.38個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)論與前述銷售價(jià)格同比增長(zhǎng)率模擬結(jié)果在方向上是一致的。根據(jù)一系列分析，在滬渝兩地房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)房?jī)r(jià)效應(yīng)上可以獲得一個(gè)基本判斷，即房產(chǎn)稅對(duì)市場(chǎng)的影響并不是唯一的，這要取決于兩個(gè)因素，一是房產(chǎn)稅的改革措施，二是房產(chǎn)稅作用的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)及其特征。但這一判斷并不否認(rèn)稅收導(dǎo)致的相對(duì)價(jià)格變化，以及這種變化在市場(chǎng)供需決策中形成的替代效應(yīng)，即稅收成本上升總是會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)對(duì)相關(guān)商品和勞務(wù)的需求下降。之所以在前文分析中獲得房產(chǎn)稅在滬渝兩地產(chǎn)生不同價(jià)格效應(yīng)，一個(gè)重要原因就是前述所衡量的處理效應(yīng)僅是平均值，即測(cè)度的是處理組同一個(gè)樣本內(nèi)不同價(jià)格和面積住宅的平均處理效應(yīng)。而實(shí)際上，由于房產(chǎn)稅征稅對(duì)象的設(shè)定，其中有很大一部分住宅不是房產(chǎn)稅的征稅對(duì)象。這意味著，稅收改革通過改變不同價(jià)格和面積住房的相對(duì)成本而改變住房市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。所以，要想真正判斷房產(chǎn)稅改革對(duì)不同類型住房產(chǎn)生的差異化影響，需要獲得前述處理效應(yīng)的分位特征。由于兩地房產(chǎn)稅征稅的稅率設(shè)計(jì)以價(jià)格為依據(jù)，作為穩(wěn)健性分析，本文進(jìn)一步通過分位數(shù)回歸考察房產(chǎn)稅擴(kuò)圍改革對(duì)不同價(jià)位住房?jī)r(jià)格的影響。

由于重慶數(shù)據(jù)不完整，所以分析房產(chǎn)稅擴(kuò)圍改革對(duì)住房?jī)r(jià)格影響的分位特征只針對(duì)上海樣本。根據(jù)上海市地稅局規(guī)定，2011年銷售價(jià)格低于28426元/平方米，住宅適用稅率為0.4%，2012年這一標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整為26898元/平方米。根據(jù)這一標(biāo)準(zhǔn)，房產(chǎn)稅對(duì)上海市各區(qū)產(chǎn)生的平均影響應(yīng)該有所差異，因?yàn)楦鲄^(qū)適用0.6%這一稅率的新建住宅所占比重存在較大差異。圖7根據(jù)搜房網(wǎng)數(shù)據(jù)整理出各區(qū)新建住宅中適用0.6%的住宅比重。從中可以看出，上海市不同行政區(qū)之間適用0.6%稅率的住宅比重存在較大差異。這種差異應(yīng)該在房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)后使不同行政區(qū)新建住宅銷售均價(jià)出現(xiàn)差異化反應(yīng)。

基于這樣一個(gè)事實(shí)，本文使用Athey et al.(2006)的CIC方法獲得分位處理效應(yīng)：

(10)

圖7上海各行政區(qū)適用0.6%稅率住房比率

圖8上海房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)價(jià)格效應(yīng)分位數(shù)特征

五、結(jié)論及啟示

通過改革前后數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，可以認(rèn)為，就房產(chǎn)稅對(duì)新建商品住宅市場(chǎng)產(chǎn)生的直接影響而言，房產(chǎn)稅對(duì)被征稅房產(chǎn)，尤其是高價(jià)房的確具有明顯的抑價(jià)效應(yīng)。分位數(shù)回歸結(jié)果表明：在高價(jià)房占比較高的行政區(qū)域，改革試點(diǎn)使房?jī)r(jià)同比增長(zhǎng)率下降大約2～4個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)，房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)影響與其制度設(shè)計(jì)有很大關(guān)系，稅收累進(jìn)程度越高，征稅范圍越寬，市場(chǎng)決策空間就會(huì)越小，對(duì)房?jī)r(jià)的影響也就越明顯。本文研究顯示，重慶因?yàn)槠湔魇辗秶粌H僅限于新購(gòu)住宅，還包括改革前已經(jīng)購(gòu)入的高檔商品住宅，從而使得重慶在改革后出現(xiàn)整體性住房?jī)r(jià)格月度同比增長(zhǎng)率下降現(xiàn)象，下降幅度月均達(dá)10個(gè)百分點(diǎn)。相比較而言，改革后的上海，整體性房?jī)r(jià)不僅未下降，反而出現(xiàn)一定幅度的上升。房產(chǎn)稅在兩地市場(chǎng)產(chǎn)生的不同效應(yīng)，不是因?yàn)榉慨a(chǎn)稅對(duì)市場(chǎng)的影響呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性特征，或者說房產(chǎn)稅制度對(duì)住房?jī)r(jià)格影響存在某種制度臨界條件，而是兩地市場(chǎng)結(jié)構(gòu)存在差異。正如分位數(shù)回歸結(jié)果所顯示的，房產(chǎn)稅對(duì)課稅房產(chǎn)價(jià)格總是產(chǎn)生負(fù)的影響。然而房產(chǎn)稅所設(shè)計(jì)的選擇性征稅對(duì)象，為市場(chǎng)主體在投資消費(fèi)決策中選擇較低稅負(fù)房產(chǎn)提供了激勵(lì)。房產(chǎn)稅在市場(chǎng)投資消費(fèi)決策中產(chǎn)生的替代效應(yīng)，使得在同一個(gè)市場(chǎng)中市場(chǎng)內(nèi)部出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性調(diào)整，非課稅或低稅負(fù)房產(chǎn)需求出現(xiàn)相對(duì)上升，而課稅或高稅負(fù)房產(chǎn)需求出現(xiàn)相對(duì)下降。這種源于相對(duì)價(jià)格引致的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)調(diào)整，在均衡時(shí)所呈現(xiàn)的結(jié)果，并不完全取決于房產(chǎn)稅，還會(huì)與市場(chǎng)環(huán)境有關(guān)。面對(duì)房產(chǎn)稅形成的住房投資或消費(fèi)成本，在住房?jī)r(jià)格只升不降的預(yù)期下，房產(chǎn)稅的整體抑價(jià)效果不可能非常顯著。

由于受篇幅所限，本文僅限于討論房產(chǎn)稅產(chǎn)生的房?jī)r(jià)效應(yīng)。基于本文的研究發(fā)現(xiàn)，可以認(rèn)為：房產(chǎn)稅要想真正發(fā)揮控制房?jī)r(jià)的作用，需要擴(kuò)大房產(chǎn)稅的征稅范圍，不僅應(yīng)包括征稅對(duì)象的擴(kuò)大，由新購(gòu)住房擴(kuò)大到所有存量住房，由高檔住房擴(kuò)大到普通住房，而且應(yīng)包括擴(kuò)大房產(chǎn)稅的征稅區(qū)域，也即當(dāng)下正在討論的擴(kuò)大房產(chǎn)稅試點(diǎn)范圍。只要擴(kuò)大征稅范圍，房產(chǎn)稅引致的替代效應(yīng)就會(huì)減弱，對(duì)市場(chǎng)主體房產(chǎn)投資和消費(fèi)決策產(chǎn)生的扭曲影響也將會(huì)減小。當(dāng)然，在房產(chǎn)稅擴(kuò)圍的同時(shí)設(shè)計(jì)好公平公正的房產(chǎn)稅減免制度尤為重要。此外，盡管房產(chǎn)稅對(duì)高價(jià)房有明顯抑價(jià)效應(yīng)，但作為不動(dòng)產(chǎn)稅，其稅收功能是否應(yīng)該包括控制房?jī)r(jià)上漲，也是一個(gè)值得深入思考的問題。

近年來，食品安全事件頻發(fā)，可用于課堂教學(xué)的案例數(shù)不勝數(shù)。無論是三聚氰胺毒奶粉事件還是地溝油事件，以及后來發(fā)生的染色饅頭、瘦肉精和毒膠囊事件，都在充分說明著將案例教學(xué)的重點(diǎn)放在食品添加劑的衛(wèi)生安全問題、食物中毒及其預(yù)防、食品衛(wèi)生安全監(jiān)督管理等幾個(gè)應(yīng)用性、實(shí)踐性較強(qiáng)的章節(jié)。

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(責(zé)任編輯劉志煒)

Effects of Real Estate Tax Reform in Shanghai and Chongqin on House Price: An Empirical Study on the Analysis of Counterfacturals

BAI WenZhou LIU YinGuoLU XueYing

(Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233030)

Abstract：The real estate tax expansion has inhibitory effect on high housing sales price. The real estate tax expansion has opposite effects on newly-built house price in Shanghai and Chongqin as there are quite different housing market structures in these two areas. The monthly growth rate of newly-built house price in Chongqing declines by 10 percent every month while the average month rate rises by 3-5 percent in Shanghai. The impact of real estate tax expansion has close relation with market structure, and the effective or ineffective impact of real estate tax expansion can not be generally decided.

Keywords：real estate tax broadening; counterfactual identification; underpricing effects

收稿日期：2015-06-26

作者簡(jiǎn)介：白文周(1964--)，男，河南洛陽人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)副教授。

基金項(xiàng)目：本文為國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“國(guó)有企業(yè)自由現(xiàn)金流量?jī)?yōu)化與控制機(jī)制研究”(71172190)、“國(guó)有企業(yè)多元治理邏輯、董事會(huì)行為合法性與企業(yè)可持續(xù)成長(zhǎng)”(71572001)的階段研究成果。

中圖分類號(hào)：F812.42

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-6260(2016)01-0070-10

劉銀國(guó)(1964--)，男，安徽阜陽人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)教授，博士生導(dǎo)師。

盧學(xué)英(1971--)，女，安徽宿州人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)副教授。