人口老齡化背景下房地產(chǎn)稅對(duì)城鎮(zhèn)居民購房意愿的影響*

周建軍，董怡君，鞠 方

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一 引 言

自1998年住房市場化改革以來，我國房地產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，住房需求不斷攀升。房價(jià)的持續(xù)高漲使得房地產(chǎn)成為居民投機(jī)投資的工具，“炒房”行為的存在又助推了房價(jià)的上漲，這種惡性的“滾雪球”效應(yīng)使得我國房地產(chǎn)市場的發(fā)展愈加失衡[1]。為正確引導(dǎo)居民住房消費(fèi)、調(diào)節(jié)收入分配和促進(jìn)房地產(chǎn)市場健康發(fā)展，國家加快了推進(jìn)房地產(chǎn)稅立法和改革的進(jìn)程[2]。2021年3月，推進(jìn)房地產(chǎn)稅立法被正式寫入了“十四五”規(guī)劃綱要；2021年10月，全國人大常委會(huì)授權(quán)國務(wù)院在部分地區(qū)開展房地產(chǎn)稅試點(diǎn)工作。房地產(chǎn)稅的立法和改革旨在將行政手段、經(jīng)濟(jì)手段和法律手段結(jié)合，將稅收“自動(dòng)穩(wěn)定器”的調(diào)控功能與土地政策和金融制度結(jié)合，建立起房地產(chǎn)市場健康發(fā)展的長效機(jī)制[3]。

關(guān)于房地產(chǎn)稅對(duì)房地產(chǎn)市場的影響，學(xué)術(shù)界展開了廣泛討論。早期以Simon[4]、Tiebout[5]和Mieszkowski[6]為代表的學(xué)者主要從房地產(chǎn)稅的效應(yīng)出發(fā)，在理論方面探究了房地產(chǎn)稅對(duì)房價(jià)的影響。近年來有學(xué)者在理論研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合實(shí)證模型，利用上海和重慶的房產(chǎn)稅試點(diǎn)數(shù)據(jù)對(duì)房產(chǎn)稅與房價(jià)的關(guān)系展開了相關(guān)研究。李長生認(rèn)為房地產(chǎn)稅通過影響家庭的住房需求從而影響房價(jià)[7]。彭浩榮等選取35個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)從供需角度分析房產(chǎn)稅對(duì)房價(jià)的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)開征房產(chǎn)稅會(huì)改善居民的住房需求結(jié)構(gòu)，并且不會(huì)降低剛性的消費(fèi)性住房需求[8]。張航、范子英對(duì)上海30萬套住房微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)稅對(duì)投機(jī)性住房需求有精準(zhǔn)的打擊作用[9]。

居民是房地產(chǎn)市場的消費(fèi)主體，因此人口結(jié)構(gòu)在很大程度上也會(huì)影響住房需求[10]。我國自2000年步入人口老齡化社會(huì)后，人口老齡化程度持續(xù)加深，第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年我國60歲以上的老年人口占總?cè)丝诘谋戎馗哌_(dá)18.7%，比2010年高5.44%。Ermisch考察年齡分布與住房需求變化的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，人口年齡分布的變化對(duì)住房需求有重要影響，人口老齡化會(huì)導(dǎo)致住房需求量減少[11]。鄒瑾等基于結(jié)構(gòu)性視角，通過面板協(xié)整檢驗(yàn)研究人口老齡化對(duì)房價(jià)波動(dòng)的影響，發(fā)現(xiàn)高儲(chǔ)蓄是促進(jìn)老年群體住房需求增加的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，“利己需要”和“利他需要”是促使其住房需求增加的動(dòng)力[12]。綜上可見，居民的住房需求不僅會(huì)受房地產(chǎn)稅的影響，也會(huì)因人口老齡化程度的加深而變化。那么，在當(dāng)今人口老齡化背景下，房地產(chǎn)稅對(duì)居民的住房需求會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？由于房地產(chǎn)稅還未全面開征，其開征后居民的住房需求目前無法觀測，而購房意愿是居民結(jié)合房屋信息和自我信息后，形成的一種購房態(tài)度[13]，在一定程度上可以用來預(yù)測居民的住房需求[14]。基于上述分析，本文采用2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS 2019)，運(yùn)用Logit模型研究人口老齡化背景下房地產(chǎn)稅對(duì)城鎮(zhèn)居民購房意愿的影響，并探究不同特征的家庭受房地產(chǎn)稅影響的差異。

二 機(jī)制分析與研究假說

(一)房地產(chǎn)稅對(duì)居民購房意愿的影響

房地產(chǎn)稅是指在房屋保有環(huán)節(jié)按房地產(chǎn)評(píng)估市值向房屋產(chǎn)權(quán)所有人及土地使用權(quán)人定期征收的一種財(cái)產(chǎn)稅。本文認(rèn)為開征房地產(chǎn)稅一方面通過房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)直接影響居民的購房意愿，另一方面通過影響居民的購房預(yù)期感知價(jià)值間接影響其購房意愿。

房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)表現(xiàn)為開征房地產(chǎn)稅會(huì)使居民增加現(xiàn)有住房持有成本，減少可支配收入，削弱購房能力，進(jìn)而降低購房意愿。購房預(yù)期感知價(jià)值是指居民對(duì)購房所付出的預(yù)期成本和所能感受到的預(yù)期收益進(jìn)行權(quán)衡后，對(duì)購房效用的總體評(píng)價(jià)[15]。購房預(yù)期感知價(jià)值越高，購房意愿越強(qiáng)烈[16]。購房預(yù)期成本包括房屋的預(yù)期購買成本和預(yù)期持有成本，其中，預(yù)期購買成本反映在房價(jià)的預(yù)期波動(dòng)上，預(yù)期持有成本與預(yù)期住房資產(chǎn)和房地產(chǎn)稅政策有關(guān)。購房預(yù)期收益則根據(jù)購房意圖的不同而存在差異。當(dāng)購房用于自住時(shí)，購房預(yù)期收益受到房屋的自身屬性(如居住的舒適性、自然環(huán)境的優(yōu)越性、交通出行的便利性、公共服務(wù)的完善性等)和房價(jià)預(yù)期上漲帶來的財(cái)富效應(yīng)的影響[17-20]；而當(dāng)購房用于投資時(shí)，購房預(yù)期收益主要包括低買高賣的資本利得和出租住房的租金收益[21]。

房地產(chǎn)稅的開征會(huì)使居民產(chǎn)生國家欲抑制投機(jī)投資性需求、穩(wěn)定房價(jià)的預(yù)期[22]。對(duì)于擁有多套住房、預(yù)期繳納房地產(chǎn)稅額較多的家庭，開征房地產(chǎn)稅一方面會(huì)使其現(xiàn)有住房的持有成本大幅上升，可支配收入減少，進(jìn)而降低其購房意愿；另一方面會(huì)使其投機(jī)收益下降[9]，購房預(yù)期感知價(jià)值降低，從而降低其購房意愿。為了縮減現(xiàn)有住房的持有成本，減輕房地產(chǎn)稅稅負(fù)，他們還可能拋售房產(chǎn)。對(duì)于購房用于自住的居民，開征房地產(chǎn)稅會(huì)提高其對(duì)住房的預(yù)期持有成本，但是房價(jià)的穩(wěn)定或下跌可能會(huì)降低其對(duì)住房的預(yù)期購買成本；此外，當(dāng)政府將征收的房地產(chǎn)稅用于提供更加優(yōu)質(zhì)、完善的公共服務(wù)時(shí)，房屋自身帶給居民的購房預(yù)期收益又會(huì)增加[23-24]。由此可見，開征房地產(chǎn)稅使購房用于自住的居民的購房預(yù)期收益和購房預(yù)期成本均發(fā)生變化，從而導(dǎo)致購房預(yù)期感知價(jià)值發(fā)生變化。如果居民的購房預(yù)期感知價(jià)值降低，則購房意愿會(huì)降低；購房預(yù)期感知價(jià)值升高，則購房意愿會(huì)升高；購房預(yù)期感知價(jià)值不變，則購房意愿不變?；谏鲜龇治?，本文提出以下假說：

假說1：開征房地產(chǎn)稅會(huì)使擁有多套住房、預(yù)期繳納房地產(chǎn)稅額較多的家庭購房意愿降低。

(二)人口老齡化對(duì)居民購房意愿的影響

購房意愿不僅與居民的購房預(yù)期感知價(jià)值有關(guān)，還會(huì)受居民個(gè)體特征的影響。鞠方等認(rèn)為居民的性別、年齡、收入、教育水平等個(gè)人特征都會(huì)影響其購房意愿[25]。現(xiàn)有研究表明老年群體的“利己需要”和“利他需要”能顯著促進(jìn)其購房意愿升高，但其經(jīng)濟(jì)能力對(duì)其購房意愿也有很大影響。由此可見，人口老齡化對(duì)居民購房意愿的影響主要由老年群體的“利己需要”“利他需要”以及經(jīng)濟(jì)能力共同決定。

首先，從“利己需要”角度分析人口老齡化對(duì)居民購房意愿的影響。一方面，大多數(shù)老年人群擁有計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期分配的福利房，這類住房存在設(shè)計(jì)不合理、年久失修等問題[12]。隨著人均壽命延長，老年群體的房屋持有期相應(yīng)延長，出于對(duì)養(yǎng)老環(huán)境安全的考慮，老年人群或其子女購房意愿會(huì)升高。另一方面，社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，物質(zhì)文化觀念和生活觀念也隨之轉(zhuǎn)變[10]，老年群體傾向于居住在更加舒適、方便的住宅中養(yǎng)老，因此會(huì)帶來購房意愿升高。此外，如今的老年人群是改革開放早期進(jìn)程中的青壯年人群，是我國高儲(chǔ)蓄的貢獻(xiàn)者[12]，但是隨著年齡增長，居民的投資風(fēng)險(xiǎn)偏好程度不斷下降[26]，老年群體更偏向于投資如房地產(chǎn)之類的低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以獲得更多的養(yǎng)老收入，由此會(huì)帶來購房意愿升高。

其次，從“利他需要”角度分析人口老齡化對(duì)居民購房意愿的影響。隨著我國男女比例失衡、房價(jià)攀升和青年群體婚戀觀念轉(zhuǎn)變，住房成為男性在婚戀市場上競爭的標(biāo)配[27]；隨著離婚率提高，婚姻不確定性增加，加之女性獨(dú)立意識(shí)增強(qiáng)，婚前購房會(huì)增加女性的安全感。老年人的“利他心理”使其有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)幫助子女購房，從而會(huì)促進(jìn)購房意愿升高[28-29]。此外，日益增加的社會(huì)壓力使得青年群體工作愈加繁忙，無暇照顧家庭及陪伴孩子，老年人的“利他心理”使其跨區(qū)域靠近子女生活，幫助照顧家庭及陪伴子孫，由此會(huì)帶來跨區(qū)域的購房意愿升高。

最后，從經(jīng)濟(jì)能力角度分析人口老齡化對(duì)居民購房意愿的影響。一方面，如今的老年人群擁有計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期積累的額外儲(chǔ)蓄，經(jīng)濟(jì)能力較強(qiáng)，這為他們的“利己需要”和“利他需要”提供了強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，從而進(jìn)一步促進(jìn)其購房意愿升高[28]。另一方面，我國目前處于輕度老齡化階段，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)相對(duì)較輕，老年群體的“利己需要”和“利他需要”也會(huì)促進(jìn)其購房意愿升高[22]?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

假說2：老年群體的“利己需要”和“利他需要”會(huì)促進(jìn)家庭購房意愿升高。

假說3：老齡化程度較高的家庭，老年群體的“利己需要”和“利他需要”會(huì)削弱預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)購房意愿的抑制作用。

三 數(shù)據(jù)與實(shí)證模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)和變量

本文數(shù)據(jù)來源于2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)。CHFS 2019采用了分層、三階段與規(guī)模度量成比例(PPS)的抽樣設(shè)計(jì)，覆蓋了全國除新疆、西藏及港澳臺(tái)地區(qū)以外的29個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，345個(gè)縣(區(qū)、縣級(jí)市)，34643個(gè)家庭，具有很強(qiáng)的隨機(jī)性和代表性。調(diào)查信息包含了詳細(xì)的家庭人口特征、工作及收入情況、住房及資產(chǎn)負(fù)債情況、房屋買賣計(jì)劃、主觀態(tài)度等數(shù)據(jù)。本文剔除了部分缺失數(shù)據(jù)后，共獲得了20209個(gè)與本研究相關(guān)的有效樣本。本文選取的相關(guān)變量說明如下：

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為在開征房地產(chǎn)稅的情況下城鎮(zhèn)居民購房意愿的變化(cbh)，由問題C3017gc“如果對(duì)個(gè)人所擁有的商品房每年征收1%的房地產(chǎn)稅，這對(duì)您家的買房意愿會(huì)有何影響？1.沒什么影響，2.購房意愿增加，3.購房意愿減少”得到(該問題僅訪問城鎮(zhèn)樣本)。CHFS 2019所設(shè)定的房地產(chǎn)稅是指對(duì)家庭擁有的商品房按市值進(jìn)行課稅，人均免稅面積30平方米，稅率1%，按年征納。購房意愿降低時(shí)，cbh=1；購房意愿不降低(包括購房意愿不變和購房意愿增加)時(shí)，cbh=0。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額(housetax)和家庭老齡化程度(old)。CHFS 2019中的家庭是指共享收入、共擔(dān)支出的群體(不包括在經(jīng)濟(jì)上已經(jīng)分家的親人、司機(jī)、保姆、房東等)。本文參考劉楠楠、李阿姣[30]的研究，根據(jù)家庭的住房面積、房屋市值和總?cè)丝?，?jì)算出在CHFS 2019所設(shè)定的房地產(chǎn)稅政策下家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額。當(dāng)家庭人均住房面積小于或等于30平方米時(shí)，housetax=0，當(dāng)家庭人均住房面積大于30平方米時(shí)，housetax=(家庭住房面積-總?cè)丝凇?0)×房屋市值/住房面積。本文參考陳丹妮[31]的研究，采用家庭老年(60歲及60歲以上)人口占家庭總?cè)丝诘谋戎睾饬考彝ダ淆g化程度。

3.控制變量

本文的控制變量包括與受訪者個(gè)人相關(guān)的變量和與受訪者家庭相關(guān)的變量。

(1)受訪者個(gè)人特征變量(Idv Controls)。受訪者個(gè)人特征包括“性別(man)、文化程度(education)、工作類型(worktype)、戶口類型(hukou)和婚姻狀況(marry)”這五個(gè)方面。其中，性別用1表示男性，0表示女性；文化程度用受教育年限衡量，“沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中/中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士研究生、博士研究生”所對(duì)應(yīng)的education分別為0、6、9、12、15、16、19、24；工作類型包括“無工作(work1)、受雇于他人或單位(work2)、臨時(shí)性工作(work3)、雇主(work4)、自營勞動(dòng)者(work5)、家庭幫工(work6)、自由職業(yè)者(work7)以及務(wù)農(nóng)(work8)”，本文以無工作為基礎(chǔ)類別，賦值為0，其他類別賦值為1；戶口類型包括“農(nóng)業(yè)戶口(hukou1)、非農(nóng)業(yè)戶口(hukou2)以及統(tǒng)一居民戶口(hukou3)”，本文以農(nóng)業(yè)戶口為基礎(chǔ)類別，賦值為0，其他類別賦值為1；婚姻狀況包括“未婚(含同居、離婚和喪偶)和已婚(含分居)”，未婚marry=0，已婚marry=1。

(2)受訪者家庭情況(Family Controls)。小孩(14歲以下)數(shù)量占家庭總?cè)丝诘谋戎?young)反映了家庭的撫養(yǎng)成本，非住房資產(chǎn)、負(fù)債和收入情況反映了家庭的預(yù)算約束和流動(dòng)性約束[32]，購房計(jì)劃反映了家庭未來的住房需求，這幾者都將影響受訪者家庭購房意愿的變化。非住房資產(chǎn)(inhouseasset)包括金融資產(chǎn)和除房產(chǎn)以外的非金融資產(chǎn)。負(fù)債包括住房負(fù)債(housedebt)和非住房負(fù)債(inhousedebt)，住房負(fù)債包括與住房相關(guān)的尚未還清的銀行貸款、信用卡借款、互聯(lián)網(wǎng)借款和民間借款；非住房負(fù)債包括金融資產(chǎn)負(fù)債、教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債、除住房負(fù)債以外的信用卡負(fù)債和其他負(fù)債。受訪者家庭的可支配收入(income)包括工資性收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入、工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。本文根據(jù)CHFS 2019的問題C1000aad“未來，您家新購住房的計(jì)劃是？1.計(jì)劃1年內(nèi)購房，2.計(jì)劃1-2年內(nèi)購房，3.計(jì)劃2-5年內(nèi)購房，4.計(jì)劃5-10年內(nèi)購房，5.計(jì)劃10年以后購房，6.不清楚(不讀出)，7.沒有計(jì)劃購房”將樣本分為有購房計(jì)劃(houseplan=1)和無購房計(jì)劃(houseplan=0)，其中，無購房計(jì)劃包括不清楚和沒有計(jì)劃購房。從理論上講，有購房計(jì)劃的家庭購房意愿比無購房計(jì)劃的家庭購房意愿更加強(qiáng)烈，有購房計(jì)劃的家庭購房意愿更容易受到房地產(chǎn)稅的影響，并且購房意愿的變化也會(huì)受到計(jì)劃購房時(shí)間(houseplantime)、預(yù)計(jì)購買房屋面積(houseplanarea)和預(yù)計(jì)購買房屋價(jià)值(houseplanvalue)的影響。因此，本文還將進(jìn)行分組回歸，分別考察房地產(chǎn)稅對(duì)有購房計(jì)劃的家庭和無購房計(jì)劃的家庭購房意愿的影響。其中，計(jì)劃1年內(nèi)、1～2年內(nèi)、2～5年內(nèi)、5～10年內(nèi)、10年以后購房所對(duì)應(yīng)的計(jì)劃購房時(shí)間分別為0.5、1.5、3.5、7.5和15。

(二)實(shí)證模型設(shè)定

由于被解釋變量cbh為二元響應(yīng)變量，本文選用二元Logit模型進(jìn)行回歸分析，計(jì)量模型設(shè)定如下：

cbhi=β0+β1housetaxi+β2oldi+β3hoi+β4Xi+ui

(1)

其中，cbhi為第i個(gè)家庭在開征房地產(chǎn)稅的情況下購房意愿變化的二元響應(yīng)變量，cbhi=1代表購房意愿降低，cbhi=0代表購房意愿不降低；housetaxi為第i個(gè)家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額；oldi為第i個(gè)家庭的老齡化程度；hoi為housetaxi和oldi的交互項(xiàng)；Xi為控制變量；ui為不可觀測的誤差項(xiàng)。

(三)描述性分析

表1為本文所選變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。表1顯示，受訪者家庭購房意愿變化的均值為0.384，說明開征房地產(chǎn)稅會(huì)使約38.4%的家庭購房意愿降低，61.6%的家庭購房意愿不降低。受訪者家庭平均預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額為3293元，老年人口平均占比35.881%。就受訪者個(gè)人特征而言，大約有47.1%的受訪者為男性，52.9%的受訪者為女性；受訪者的平均文化程度介于初中和高中/中專/職高之間；有81.6%的受訪者已婚，18.4%的受訪者未婚；受訪者的職業(yè)平均介于“受雇于他人或單位”和“臨時(shí)性工作”之間。就受訪者家庭特征而言，小孩數(shù)量平均占比8.911%；家庭平均擁有非住房資產(chǎn)51.528萬元、住房負(fù)債4.928萬元、非住房負(fù)債2.464萬元、可支配收入8.227萬元；大約15.8%的家庭有購房計(jì)劃，其平均計(jì)劃5年買房，平均計(jì)劃購房面積為101.236平方米，平均計(jì)劃購房價(jià)值為125.919萬元。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四 實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表2報(bào)告了開征房地產(chǎn)稅對(duì)城鎮(zhèn)居民購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果。為了直觀地展現(xiàn)居民購房意愿降低的概率變化，表2對(duì)解釋變量的平均邊際效應(yīng)也做了報(bào)告。首先，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的系數(shù)顯著為正，表明家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房意愿降低的概率越大，由邊際效應(yīng)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制其他變量不變，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額增加1000元時(shí)，購房意愿降低的概率升高0.14%。可見，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房預(yù)期感知價(jià)值降低得越多、房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)越大，購房意愿降低的概率越大，該結(jié)果驗(yàn)證了假說1。家庭老齡化程度的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭老齡化程度越高，購房意愿降低的概率越小，當(dāng)控制其他變量不變，家庭老齡化程度增加1%時(shí)，購房意愿降低的概率下降0.17%?？梢姡彝ダ淆g化程度越高，老年群體的“利己需要”和“利他需要”使購房意愿降低的概率越小，該結(jié)果驗(yàn)證了假說2。

其次，受訪者的個(gè)人特征對(duì)購房意愿具有顯著影響。由表2可知，相對(duì)于女性，當(dāng)受訪者為男性時(shí)，購房意愿降低的概率下降6.82%。文化程度的系數(shù)顯著為正，表明受訪者的文化程度越高，購房意愿降低的概率越大，當(dāng)控制其他變量不變，受訪者的受教育年限增加一年時(shí)，購房意愿降低的概率升高1.09%。相對(duì)于未婚，當(dāng)受訪者已婚時(shí)，購房意愿降低的概率升高2.89%。相對(duì)于沒有工作的受訪者，大多數(shù)有工作的受訪者購房意愿降低的概率更大。例如，當(dāng)受訪者受雇于他人或單位時(shí)，購房意愿降低的概率升高6%；當(dāng)受訪者的工作為臨時(shí)性工作時(shí)，購房意愿降低的概率升高2.73%；當(dāng)受訪者為自營勞動(dòng)者時(shí)，購房意愿降低的概率升高6.28%；當(dāng)受訪者為家庭幫工時(shí)，購房意愿降低的概率升高7.34%。相對(duì)于農(nóng)業(yè)戶口，當(dāng)受訪者的戶口為統(tǒng)一居民戶口時(shí)，購房意愿降低的概率下降2.96%。

最后，受訪者家庭情況也顯著影響居民購房意愿的變化。家庭小孩數(shù)量占比的系數(shù)顯著為正，表明家庭小孩數(shù)量占比越高，購房意愿降低的概率越大，當(dāng)控制其他變量不變，家庭小孩數(shù)量占比增加1%時(shí)，購房意愿降低的概率升高0.08%。本文認(rèn)為，家庭小孩數(shù)量占比的增加會(huì)加重家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，擠占購房資金，削弱購房能力，從而增大購房意愿降低的概率。家庭可支配收入和家庭非住房資產(chǎn)的系數(shù)均為負(fù)，且家庭可支配收入的系數(shù)顯著，表明家庭可支配收入越多、非住房資產(chǎn)價(jià)值越大，家庭對(duì)住房成本的負(fù)擔(dān)能力越強(qiáng)，開征房地產(chǎn)稅使其購房意愿降低的概率越低，當(dāng)控制其他變量不變，家庭可支配收入增加1000元時(shí)，購房意愿降低的概率下降0.08%。家庭住房負(fù)債和非住房負(fù)債的系數(shù)均為正，且家庭住房負(fù)債的系數(shù)顯著，表明家庭負(fù)債越多，對(duì)住房成本的負(fù)擔(dān)能力越弱，開征房地產(chǎn)稅使其購房意愿降低的概率越大，當(dāng)控制其他變量不變，家庭住房負(fù)債增加1000元時(shí)，購房意愿降低的概率升高0.09%。購房計(jì)劃的系數(shù)顯著為正，相對(duì)于無購房計(jì)劃的家庭，有購房計(jì)劃的家庭購房意愿降低的概率升高2.13%。本文認(rèn)為，相對(duì)于無購房計(jì)劃的家庭，有購房計(jì)劃的家庭購房意愿更加強(qiáng)烈，且新購房屋又會(huì)帶來住房持有成本的進(jìn)一步增加，所以開征房地產(chǎn)稅對(duì)其購房意愿的影響也更大。

表2 開征房地產(chǎn)稅對(duì)城鎮(zhèn)居民購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

本文在Logit模型上使用由Ai&Norton[33]開發(fā)的inteff命令，獲得了家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間交互效應(yīng)的正確估計(jì)，結(jié)果如表3和圖1、圖2所示。表3和圖1報(bào)告了家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)，圖2描繪了交互效應(yīng)中的z統(tǒng)計(jì)量與預(yù)測概率的統(tǒng)計(jì)關(guān)系。由表3可知，平均交互效應(yīng)(-0.0000153)為負(fù)且變化很大。綜合圖1和圖2發(fā)現(xiàn)，購房意愿降低的概率在10%～40%之間的家庭，預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)顯著為負(fù)。分析發(fā)現(xiàn)，這部分家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額相對(duì)較少，稅負(fù)相對(duì)較輕，平均為2662.89元，低于全樣本均值。家庭老齡化程度很高，平均為64.43%，遠(yuǎn)高于全樣本均值。如果開征房地產(chǎn)稅，房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)和購房預(yù)期感知價(jià)值的降低使其購房意愿降低，而老年群體的“利己需要”和“利他需要”又會(huì)使購房預(yù)期感知價(jià)值升高，從而削弱了家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)購房意愿的抑制作用，該結(jié)果驗(yàn)證了假說3。

購房意愿降低的概率在40%～100%之間的家庭，交互效應(yīng)不顯著。分析發(fā)現(xiàn)，這部分家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額相對(duì)較高，稅負(fù)相對(duì)較重，平均為3993.947元，高于全樣本均值。家庭老齡化程度很低，平均為4.18%，遠(yuǎn)低于全樣本均值，幾乎不存在老年群體的“利己需要”和“利他需要”，所以家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)購房意愿的影響不會(huì)受到家庭老齡化程度的影響。

表3 家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)

圖1 家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)

圖2 交互效應(yīng)中的z統(tǒng)計(jì)量

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，本文采用Probit模型和OLS模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并描繪了Probit模型中家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)及z統(tǒng)計(jì)量與預(yù)測概率的統(tǒng)計(jì)關(guān)系。結(jié)果顯示，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的回歸系數(shù)均顯著為正，家庭老齡化程度的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，與上述Logit模型的回歸結(jié)果一致。OLS模型中，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，與Logit模型中平均交互效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果一致。Probit模型中，購房意愿降低的概率在10%～40%之間的家庭，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)顯著為負(fù)，購房意愿降低的概率在40%～100%之間的家庭，交互效應(yīng)不顯著，與上述Logit模型的交互效應(yīng)一致。綜上，本文的研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性和可靠性。(1)限于篇幅，正文未報(bào)告具體的結(jié)果，有需要的讀者可以向作者索取。

(三)異質(zhì)性分析

1.購房計(jì)劃的異質(zhì)性分析

如前文所述，相比于無購房計(jì)劃的家庭，有購房計(jì)劃的家庭購房意愿更加強(qiáng)烈，開征房地產(chǎn)稅對(duì)有無購房計(jì)劃的家庭的購房意愿會(huì)產(chǎn)生不同的影響。本文根據(jù)有無購房計(jì)劃將所有家庭分為有購房計(jì)劃的家庭和無購房計(jì)劃的家庭。在樣本中，有購房計(jì)劃的家庭占比較少，僅有15.78%，無購房計(jì)劃的家庭占比則高達(dá)84.22%。有購房計(jì)劃的子樣本中還引入了計(jì)劃購房時(shí)間(houseplantime)、計(jì)劃購房面積(houseplanarea)和計(jì)劃購房價(jià)值(houseplanvalue)這三個(gè)變量，Logit模型的回歸結(jié)果如表4所示。其中，列(1)和列(2)為有購房計(jì)劃的家庭的估計(jì)結(jié)果，列(3)和列(4)為無購房計(jì)劃的家庭的估計(jì)結(jié)果。

表4 不同購房計(jì)劃的家庭房地產(chǎn)稅對(duì)購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

由表4可知，對(duì)于不同購房計(jì)劃的家庭，預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額和家庭老齡化程度對(duì)購房意愿的影響不同。就家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額而言，其系數(shù)均顯著為正。與無購房計(jì)劃的家庭相比，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)有購房計(jì)劃的家庭購房意愿的負(fù)向影響更大，當(dāng)控制其他變量不變，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額增加1000元時(shí)，有購房計(jì)劃的家庭購房意愿降低的概率升高0.34%，而無購房計(jì)劃的家庭購房意愿降低的概率僅升高0.11%。本文認(rèn)為，對(duì)于有購房計(jì)劃的家庭，預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，開征房地產(chǎn)稅對(duì)其計(jì)劃購房資金的擠出效應(yīng)越大，購房意愿降低的概率也就越大。就家庭老齡化程度而言，其系數(shù)均顯著為負(fù)，家庭老齡化程度對(duì)有購房計(jì)劃的家庭和無購房計(jì)劃的家庭購房意愿的影響幾乎沒有差異。對(duì)于有購房計(jì)劃的家庭，計(jì)劃購房時(shí)間的系數(shù)顯著為正，計(jì)劃購房面積和計(jì)劃購房價(jià)值的系數(shù)不顯著，表明家庭計(jì)劃購房的時(shí)間越晚，購房意愿降低的概率越大，控制其他變量不變，當(dāng)計(jì)劃購房時(shí)間晚1年時(shí)，購房意愿降低的概率升高0.42%。本文認(rèn)為，家庭計(jì)劃購房的時(shí)間越晚，現(xiàn)階段對(duì)房屋的需求越小，并且開征房地產(chǎn)稅會(huì)給居民帶來一種房價(jià)將長期穩(wěn)定甚至有所下降的預(yù)期，所以購房意愿降低的概率越大。(2)限于篇幅，正文未報(bào)告家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)及z統(tǒng)計(jì)量與預(yù)測概率的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，有需要的讀者可以向作者索取。

2.購房意愿的異質(zhì)性分析

購房意愿分為首套房的購房意愿和非首套房的購房意愿，開征房地產(chǎn)稅對(duì)二者的影響存在一定差異。無房家庭的購房意愿表現(xiàn)為首套房的購房意愿，有房家庭的購房意愿則表現(xiàn)為非首套房的購房意愿。從理論上講，首套房的購房意愿主要是剛性住房的購房意愿，非首套房的購房意愿主要是改善性住房和投資性住房的購房意愿。開征房地產(chǎn)稅，首套房的購房意愿主要受到購房預(yù)期感知價(jià)值的影響，非首套房的購房意愿不僅受到購房預(yù)期感知價(jià)值的影響，還會(huì)受到房地產(chǎn)稅收入效應(yīng)的影響。本文根據(jù)家庭的房產(chǎn)情況將購房意愿分為首套房的購房意愿和非首套房的購房意愿，用Logit模型分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表5所示，其中，列(1)和列(2)是首套房的購房意愿的估計(jì)結(jié)果，列(3)和列(4)是非首套房的購房意愿的估計(jì)結(jié)果。

由表5可知，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的回歸系數(shù)在列(3)顯著為正，說明家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房預(yù)期感知價(jià)值降低得越多、房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)越大，非首套房購房意愿降低的概率越大。家庭老齡化程度的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明家庭老齡化程度越高，首套房和非首套房的購房意愿降低的概率都會(huì)越小，并且家庭老齡化程度對(duì)首套房和非首套房的購房意愿的影響差異不大。家庭非住房負(fù)債的系數(shù)在列(1)顯著為正，在列(3)不顯著，家庭住房負(fù)債的系數(shù)在列(3)顯著為正，表明非住房負(fù)債會(huì)顯著影響首套房的購房意愿，住房負(fù)債會(huì)顯著影響非首套房的購房意愿。購房計(jì)劃的回歸系數(shù)在列(1)不顯著，在列(3)顯著為正，表明有無購房計(jì)劃對(duì)首套房的購房意愿不會(huì)產(chǎn)生影響，但會(huì)對(duì)非首套房的購房意愿產(chǎn)生影響，相對(duì)于無購房計(jì)劃的家庭，有購房計(jì)劃的家庭非首套房的購房意愿降低的概率更大。①

表5 房地產(chǎn)稅對(duì)不同購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

3.試點(diǎn)地區(qū)的異質(zhì)性分析

自2011年起上海市和重慶市開展了房產(chǎn)稅試點(diǎn)工作，其他地區(qū)暫未開展房產(chǎn)稅試點(diǎn)。開征房地產(chǎn)稅對(duì)上海市、重慶市和其他地區(qū)居民購房意愿產(chǎn)生的影響會(huì)有所差異。本文根據(jù)受訪地點(diǎn)將所有家庭分為上海市家庭、重慶市家庭和其他地區(qū)家庭，考察房產(chǎn)稅試點(diǎn)地區(qū)和其他地區(qū)家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)購房意愿影響的差異，Logit模型的回歸結(jié)果如表6所示。其中，列(1)和列(2)是上海市家庭的估計(jì)結(jié)果，列(3)和列(4)是重慶市家庭的估計(jì)結(jié)果，列(5)和列(6)是其他地區(qū)家庭的估計(jì)結(jié)果。

由表6可知，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的系數(shù)均為正，列(1)和列(3)的系數(shù)不顯著，列(5)的系數(shù)顯著為正。本文認(rèn)為，相比于上海市正在試行的房產(chǎn)稅試點(diǎn)政策，雖然調(diào)查問卷的征稅方式更加嚴(yán)苛，但是由于上海房價(jià)很高，即使按照調(diào)查問卷的征稅方式征稅，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與房屋購買成本相比也較少。此外，2011-2019年上海市的房價(jià)一直處于上升趨勢，居民對(duì)房地產(chǎn)市場已形成了較為穩(wěn)定的預(yù)期，所以在調(diào)查問卷的房地產(chǎn)稅征收方案下，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)其購房意愿的影響甚微。正在試行的房產(chǎn)稅政策帶給重慶居民的稅負(fù)與調(diào)查問卷的征稅方式相當(dāng)，所以在調(diào)查問卷的征稅方式下，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)購房意愿未產(chǎn)生顯著影響。而其他地區(qū)從未開征過房產(chǎn)稅，購房意愿更容易受到開征房地產(chǎn)稅的影響，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房意愿降低的概率越大。家庭老齡化程度的系數(shù)均顯著為負(fù)，且差異不大，表明家庭老齡化程度越高，房產(chǎn)稅試點(diǎn)地區(qū)和其他地區(qū)家庭購房意愿降低的概率都會(huì)越小，且家庭老齡化程度對(duì)房產(chǎn)稅試點(diǎn)地區(qū)和其他地區(qū)家庭購房意愿的影響幾乎沒有差異。(3)限于篇幅，正文未報(bào)告家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)及z統(tǒng)計(jì)量與預(yù)測概率的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，感興趣的讀者可以向作者索取。

表6 房地產(chǎn)稅對(duì)不同地區(qū)家庭購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

(四)進(jìn)一步分析

不同特征的家庭會(huì)有不同的房地產(chǎn)稅免稅傾向，了解居民的免稅傾向和相應(yīng)的家庭特征有利于更好地制定房地產(chǎn)稅政策。居民傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)由問題C3017gb“如果對(duì)個(gè)人擁有的自用住房征收房地產(chǎn)稅，您傾向于哪種稅收免稅標(biāo)準(zhǔn)?1.以家庭為單位第一套房產(chǎn)免稅，2.人均一定面積免稅，3.按人均房產(chǎn)價(jià)值免稅，4.不免稅”得到(該問題僅訪問城鎮(zhèn)樣本)。本文繼續(xù)采用Logit模型對(duì)居民傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行研究。模型的設(shè)定如下：

taxtendi=β0+β1housenumi+β2housevaluei+β3houseareai+β4familynumi+β5oldi+β6Xi+ui

(2)

其中，taxtendi為不同的免稅標(biāo)準(zhǔn)，將第i個(gè)家庭傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)賦值為1，其他免稅標(biāo)準(zhǔn)賦值為0。housenumi為第i個(gè)家庭的房屋數(shù)量；housevaluei為第i個(gè)家庭的房產(chǎn)價(jià)值；houseareai為第i個(gè)家庭的房產(chǎn)面積；familynumi為第i個(gè)家庭的總?cè)藬?shù)；oldi為第i個(gè)家庭的老齡化程度；Xi為控制變量，與基準(zhǔn)回歸中相同；ui為不可觀測的誤差項(xiàng)。

表7為家庭傾向免稅標(biāo)準(zhǔn)的Logit回歸結(jié)果。由表7可知，相對(duì)于其他免稅標(biāo)準(zhǔn)，房產(chǎn)數(shù)量少、人口數(shù)量少的家庭更傾向于以家庭為單位第一套房免稅；房產(chǎn)價(jià)值高、房產(chǎn)面積少、人口數(shù)量多的家庭傾向于人均一定面積免稅；房產(chǎn)價(jià)值低、老齡化程度低的家庭傾向于按人均房產(chǎn)價(jià)值免稅。由此可見，家庭大多站在利己的角度選擇傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)，因此政策制定者可以站在廣大居民的角度，利用其利己心理制定相應(yīng)的房地產(chǎn)稅政策，使居民更容易接受開征房地產(chǎn)稅。

表7 家庭傾向免稅標(biāo)準(zhǔn)的Logit回歸結(jié)果

五 研究結(jié)論與政策建議

本文采用2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS 2019)，運(yùn)用Logit模型，研究了在人口老齡化背景下房地產(chǎn)稅對(duì)城鎮(zhèn)居民購房意愿的影響，為房地產(chǎn)稅的開征提供了微觀證據(jù)。本文主要得到以下結(jié)論：(1)開征房地產(chǎn)稅會(huì)使約38.4%的家庭購房意愿降低，且預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)和購房預(yù)期感知價(jià)值的降低使得購房意愿降低的概率越大；家庭老齡化程度越高，老年群體的“利己需要”和“利他需要”使得購房意愿降低的概率越小。(2)相比于無購房計(jì)劃的家庭，開征房地產(chǎn)稅會(huì)使有購房計(jì)劃的家庭購房意愿降低的概率更大，計(jì)劃購房的時(shí)間越晚，購房意愿降低的概率也越大。(3)家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間存在交互效應(yīng)。老齡化程度較高的家庭，交互效應(yīng)顯著為負(fù)，家庭人口老齡化削弱了預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)購房意愿的抑制作用；老齡化程度較低的家庭，交互效應(yīng)不顯著。(4)相較于上海市和重慶市，其他地區(qū)家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對(duì)購房意愿的影響更顯著。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：第一，人口老齡化是促進(jìn)家庭購房意愿升高的一個(gè)重要因素，相關(guān)部門在制定房地產(chǎn)稅政策時(shí)應(yīng)該充分考慮政策對(duì)微觀主體的影響。在推進(jìn)房地產(chǎn)稅立法和改革的進(jìn)程中，需要加快發(fā)展保障性住房建設(shè)以解決老年群體的居住問題。對(duì)于老齡化程度較高的家庭，保障性住房可以緩解房地產(chǎn)稅開征對(duì)其造成的經(jīng)濟(jì)壓力。第二，對(duì)上海市和重慶市試點(diǎn)地區(qū)實(shí)施新的房地產(chǎn)稅政策時(shí)，需要在試點(diǎn)成效的基礎(chǔ)上，考慮新政策對(duì)居民購房意愿的影響，制定差異化的房地產(chǎn)稅政策，避免重復(fù)征稅。第三，制定可供居民選擇的房地產(chǎn)稅免稅標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)房地產(chǎn)稅免稅標(biāo)準(zhǔn)可以自由選擇時(shí)，居民的利己心理會(huì)驅(qū)使其選擇繳納房地產(chǎn)稅額相對(duì)最少的免稅標(biāo)準(zhǔn)，這不僅有利于減小房地產(chǎn)稅政策對(duì)住房剛需家庭帶來的負(fù)面影響，也有利于使居民更容易接受房地產(chǎn)稅政策，削弱房地產(chǎn)稅的開征對(duì)房地產(chǎn)市場造成的波動(dòng)。