實(shí)證分析財(cái)產(chǎn)稅對(duì)地方財(cái)政收入的調(diào)控效應(yīng)

[摘要]財(cái)產(chǎn)稅是組織地方財(cái)政收入的重要來(lái)源。房產(chǎn)稅改革可能會(huì)抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格，從而影響地方財(cái)政收入。文章采用面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析財(cái)產(chǎn)稅對(duì)地方財(cái)政收入的調(diào)控效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)問(wèn)題并提出建議。

[關(guān)鍵詞]財(cái)產(chǎn)稅;地方財(cái)政收入;調(diào)控效應(yīng)

[DOI]1013939/jcnkizgsc201930139

1模型的選取與研究假設(shè)

財(cái)產(chǎn)稅對(duì)地方財(cái)政收入的調(diào)控效應(yīng)會(huì)受地域條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口民族分布等情況的影響，本文將以全國(guó)31個(gè)省（直轄市、自治區(qū)）為研究樣本，從國(guó)家數(shù)據(jù)網(wǎng)、中國(guó)財(cái)政年鑒及中國(guó)稅務(wù)年鑒收集2000—2016年，31個(gè)?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）的地方財(cái)政收入總額、地區(qū)人口數(shù)量、房屋平均銷(xiāo)售價(jià)格、財(cái)產(chǎn)稅總額，基于適用于橫截面特定系數(shù)的面板數(shù)據(jù)模型中的變截距固定效應(yīng)模型或者變截距隨機(jī)效應(yīng)模型，具體提出假設(shè)：

H1：該面板數(shù)據(jù)適合變截距固定效應(yīng)模型（截距項(xiàng)與截面省份相關(guān)）。

H2：該面板數(shù)據(jù)適合變截距隨機(jī)效應(yīng)模型（截距項(xiàng)受截面省份隨機(jī)影響）。

2變量的選取及模型設(shè)計(jì)

選題的研究需要同時(shí)考慮房?jī)r(jià)和財(cái)產(chǎn)稅對(duì)地方財(cái)產(chǎn)稅收入的影響作用，還需要排除人口、地區(qū)等因素帶來(lái)的影響。因此，本文以人均地方財(cái)政收入（FR）為因變量，房屋平均銷(xiāo)售價(jià)格（HP）、人均財(cái)產(chǎn)稅金額（PT）為自變量;其中變量FR=各省在樣本區(qū)間內(nèi)的地方財(cái)政收入/人口數(shù)，反映人均地方財(cái)政收入規(guī)模;變量HP（House price）表示各省在樣本區(qū)間內(nèi)的商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格，反映房地產(chǎn)行業(yè)價(jià)格漲幅情況;變量PT（Property tax）表示各地區(qū)樣本區(qū)間內(nèi)的人均財(cái)產(chǎn)稅額=（房產(chǎn)稅稅額+城鎮(zhèn)土地使用稅稅額+土地增值稅稅額+契稅稅額+車(chē)船稅稅額）/地區(qū)人口數(shù)，以反映各省人均財(cái)產(chǎn)稅稅額。數(shù)據(jù)均自然對(duì)數(shù)化處理，以避免因時(shí)間序列的存在導(dǎo)致異方差，影響實(shí)證結(jié)果，面板數(shù)據(jù)模型設(shè)計(jì)為：

lnFRit=αi+β1lnHPit+β2lnFTIT+μiti=（1，2，3，…，N）t=（1，2，3，…，T）

（1）如果數(shù)據(jù)模型為固定效應(yīng)變截距模型，則αi為第i個(gè)省份或地區(qū)在觀測(cè)期間的截距，由恒定的均值截距項(xiàng)α和變化的截面省份截距項(xiàng)αi*算數(shù)加和而成，αi*表示各省份或地區(qū)對(duì)均值的偏離，其變化與31個(gè)截面有關(guān)。

（2）如果數(shù)據(jù)模型為隨機(jī)效應(yīng)模型，αi由常數(shù)項(xiàng)α和隨機(jī)變量Vit算數(shù)加和而成，其分布與31個(gè)截面省份成員無(wú)關(guān)，只受其隨機(jī)影響。

3實(shí)證分析和檢驗(yàn)

31描述性統(tǒng)計(jì)

從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，面板數(shù)據(jù)截面數(shù)為31，觀測(cè)量為527，總體數(shù)據(jù)較為集中，標(biāo)準(zhǔn)差較小，偏離均值的程度較小，觀察值變異度較小，排除極端異常數(shù)據(jù)的存在;峰度均大于0，可見(jiàn)數(shù)據(jù)分布比正態(tài)分布更陡峭;LnFR與LnHP的偏度大于0，其分布為正偏，LnHR的偏度小于0，其分布為負(fù)偏。

32固定效應(yīng)變截距模型的估計(jì)

使用EViews 72，采用最小二乘法，對(duì)觀測(cè)量進(jìn)行固定效應(yīng)變截距模型的估計(jì)，因變量為L(zhǎng)nFR，自變量為L(zhǎng)nHP和LnPT，估計(jì)結(jié)果如表1所示。

根據(jù)輸出結(jié)果，可以看出不同截面省份的固定效應(yīng)αi*也不同，其變化受變量的影響，且T統(tǒng)計(jì)量的P值為0，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可決系數(shù)R2=09772，接近于1，模型對(duì)樣本的擬合度較好，似然對(duì)數(shù)LR=2082234，F(xiàn)值=6610026，DW=053，固定效應(yīng)變截距模型的估計(jì)結(jié)果為：LnFR=0940498LnHP+0353049LnPT-190038

（2639） （2198）

33變截距隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)及與變截距固定效應(yīng)模型比較

通過(guò)隨機(jī)效應(yīng)變截距模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果來(lái)看（表略），兩種模型差別較大。截面成員的隨機(jī)誤差項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差αi的標(biāo)準(zhǔn)差為0245，特殊的隨機(jī)誤差項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差μit的標(biāo)準(zhǔn)差為0168，Rho分別為6795%和3205%。為了驗(yàn)證比較結(jié)果，將進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)的豪斯曼檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

如果兩變量估計(jì)量差別較大，則適合變截距的固定效應(yīng)回歸模型，由檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，支持假設(shè)1，且P值=00004<0005，因此，適合變截距的固定效應(yīng)模型，模型估計(jì)結(jié)果為：LnFR=0940498LnHP+0353049LnPT-190038。

4結(jié)論

（1）從計(jì)量模型的估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，人均財(cái)產(chǎn)稅每增加1%，人均地方財(cái)政收入可以提高0353%;商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格每增加1%，人均地方財(cái)政收入就增加094%。該結(jié)果說(shuō)明，雖然財(cái)產(chǎn)稅對(duì)于組織地方財(cái)政收入有正向的影響，但是相比于房?jī)r(jià)的變動(dòng)，其調(diào)控效應(yīng)相對(duì)較弱，這暴露了地方政府過(guò)分依賴房地產(chǎn)行業(yè)的現(xiàn)狀。土地財(cái)政會(huì)造成社會(huì)資源的非理性積聚，助長(zhǎng)了房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)，導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)的畸形發(fā)展。

（2）財(cái)產(chǎn)稅體系建設(shè)存在一些問(wèn)題。首先，課稅范圍小、稅率設(shè)置不科學(xué)，占稅收總額的比重較小;其次，征收環(huán)節(jié)還停留在交易環(huán)節(jié)，對(duì)保有、贈(zèng)與、繼承等其他環(huán)節(jié)的征收制度尚不完善;最后，影響了交易環(huán)節(jié)的營(yíng)業(yè)稅、契稅、增值稅、印花稅等的征收。因此，應(yīng)加快財(cái)產(chǎn)稅改革的步伐，完善財(cái)產(chǎn)稅制體系建設(shè)、加強(qiáng)相關(guān)配套設(shè)施、豐富監(jiān)管征收的手段和技巧。

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[作者簡(jiǎn)介]陳銀（1989—），女，回族，河南南陽(yáng)人，碩士，助教，研究方向：會(huì)計(jì)。