房產(chǎn)稅改革對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出的影響
——來(lái)自2011年房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)的證據(jù)

曲一申，臧旭恒，李清楊

（山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一，消費(fèi)需求是一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿?。近些年?lái)，雖然我國(guó)居民消費(fèi)總量呈現(xiàn)出持續(xù)增加的態(tài)勢(shì)，但居民消費(fèi)增長(zhǎng)率卻逐年降低，且下降幅度明顯，由2011 年的20%降至2021 年的6.5%。居民消費(fèi)水平與人均GDP 之比雖自2011 年來(lái)略有回升，從34.92%上升至2019 年的39.25%，但因受到2019 年底爆發(fā)的全球性新冠肺炎疫情的影響，2020 年我國(guó)居民消費(fèi)出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，2021年居民消費(fèi)水平與人均GDP之比回落至38.37%①史琳琰，張彩云，胡懷國(guó)：《新發(fā)展格局下如何實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性跨越？——論消費(fèi)的“量”與“質(zhì)”》，《商業(yè)研究》，2021年第6期。。《2018中國(guó)城市家庭財(cái)富報(bào)告》指出，中國(guó)家庭近80%的財(cái)富都用來(lái)買房，房產(chǎn)占家庭資產(chǎn)的比重高達(dá)77.7%。由此可以看出，住房相關(guān)的消費(fèi)支出在我國(guó)居民家庭總消費(fèi)支出中占據(jù)很大比重，房產(chǎn)已經(jīng)成為影響我國(guó)居民家庭消費(fèi)的一個(gè)重要因素。

與此同時(shí)，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)得到了迅猛的發(fā)展，房?jī)r(jià)隨之也出現(xiàn)了爆發(fā)式的增長(zhǎng)，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)商品房平均銷售價(jià)格的年均增長(zhǎng)率達(dá)到10%以上。目前我國(guó)處于由經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的關(guān)鍵時(shí)期，房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲不僅會(huì)擠壓實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還進(jìn)一步加劇了房地產(chǎn)泡沫和金融風(fēng)險(xiǎn)，從而對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展具有不可忽視的負(fù)面影響①顏色，朱國(guó)鐘：《“房奴效應(yīng)”還是“財(cái)富效應(yīng)”？——房?jī)r(jià)上漲對(duì)國(guó)民消費(fèi)影響的一個(gè)理論分析》，《管理世界》，2013年第3期；張川川，賈珅，楊汝岱：《“鬼城”下的蝸居：收入不平等與房地產(chǎn)泡沫》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2016年第2期；彭薇：《居民家庭“加杠桿”、消費(fèi)升級(jí)與經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)——基于TVP-SV-VAR模型的傳導(dǎo)機(jī)制與時(shí)變沖擊檢驗(yàn)》，《江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》，2021年第6期；李光紅：高質(zhì)量就業(yè)的動(dòng)態(tài)評(píng)價(jià)與協(xié)同治理，北京：中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社，2022年版，第3-5頁(yè)。，因此引起了政府和社會(huì)公眾的廣泛關(guān)注。為了抑制房?jī)r(jià)的飆升，并避免由此而引發(fā)的泡沫危機(jī)，國(guó)家和地方政府出臺(tái)了一系列的宏觀調(diào)控政策，其中包括針對(duì)居民個(gè)人住房的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策。2011年1月，國(guó)家將上海和重慶兩地作為試點(diǎn)城市進(jìn)行房產(chǎn)稅改革，其目的在于穩(wěn)定房?jī)r(jià)和提高居民福利。由此產(chǎn)生一個(gè)問(wèn)題，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策實(shí)際上會(huì)對(duì)試點(diǎn)地區(qū)居民消費(fèi)產(chǎn)生何種影響？大量的理論和實(shí)證文獻(xiàn)表明，家庭在住房資產(chǎn)方面的差異性會(huì)對(duì)其消費(fèi)行為產(chǎn)生影響②尹志超，仇化，潘學(xué)峰：《住房財(cái)富對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響》，《金融研究》，2021年第2期。，那么，擁有不同住房資產(chǎn)數(shù)量的家庭面對(duì)房產(chǎn)稅改革時(shí)會(huì)產(chǎn)生怎樣的異質(zhì)性消費(fèi)行為？房產(chǎn)稅改革影響家庭消費(fèi)的作用渠道又是什么？這些問(wèn)題都有待進(jìn)一步探索。

房產(chǎn)稅作為國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重要政策手段，其對(duì)居民消費(fèi)的影響引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的眾多探討，與本文研究密切相關(guān)的主要包括以下三個(gè)方面。

首先是房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)影響的研究。關(guān)于房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界并沒(méi)有達(dá)成共識(shí)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)具有顯著抑制作用。國(guó)外部分學(xué)者認(rèn)為開(kāi)征房產(chǎn)稅會(huì)降低房?jī)r(jià)③McDonald J. F.，Incidence of the Property Tax on Commercial Real Estate：the Case of Downtown Chicago，National Tax Journal，Vol. 46, No. 2，1993，pp.109－120.，當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)價(jià)值和所征收的房產(chǎn)稅總額成反比關(guān)系④Oates W. E.，The Effects of Property Taxes and Local Public Spending on Property Values：an Empirical Study of Tax Capitalization and the Tiebout Hypothesis，Journal of Political Economy，Vol. 77，No. 6，1969，pp. 957－971.。國(guó)內(nèi)部分學(xué)者的研究同樣支持這一觀點(diǎn)。駱永民和伍文中基于動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）進(jìn)行數(shù)值模擬分析⑤駱永民，伍文中：《房產(chǎn)稅改革與房?jī)r(jià)變動(dòng)的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)——基于DSGE 模型的數(shù)值模擬分析》，《金融研究》，2012年第5期。，研究發(fā)現(xiàn)旨在對(duì)住房持有環(huán)節(jié)征稅的房產(chǎn)稅改革在長(zhǎng)期可以有效降低房?jī)r(jià)。況偉大等通過(guò)23 個(gè)OECD 國(guó)家的住房市場(chǎng)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出結(jié)論，房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)具有顯著的負(fù)向作用⑥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年第5期。。王家庭和曹清峰分別實(shí)證檢驗(yàn)了上海和重慶兩個(gè)城市的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)其商品房?jī)r(jià)格、商品房中住宅價(jià)格以及住宅中高檔住宅價(jià)格的影響，研究發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)稅的征收顯著降低了住宅價(jià)格⑦王家庭，曹清峰：《房產(chǎn)稅能夠降低房?jī)r(jià)嗎——基于DID 方法對(duì)我國(guó)房產(chǎn)稅試點(diǎn)的評(píng)估》，《當(dāng)代財(cái)經(jīng)》，2014年第5期。。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的抑制作用不明顯，甚至?xí)?dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。例如，Hamilton認(rèn)為房產(chǎn)稅導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲的影響機(jī)制主要是通過(guò)政府公共支出的增加實(shí)現(xiàn)的⑧Hamilton，B. W.，Zoning and Property Taxation in a System of Local Governments，Urban studies，Vol. 12，No.2，1975，pp. 205－211.。Fischel通過(guò)構(gòu)建Tiebout模型發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)稅與房?jī)r(jià)之間具有正向關(guān)系⑨Fischel，W. A.，Municipal Corporations，Homeowners，and the Benefit View of the Property Tax，Social Science Electronic Publishing，Vol.54，No.1，2000，pp.157－74.。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為房產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生的影響并不明確。暢軍鋒研究表明我國(guó)房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)的各項(xiàng)措施對(duì)抑制房?jī)r(jià)的作用并不明顯，在當(dāng)前各項(xiàng)社會(huì)福利保障制度還不健全和完善的背景下，不宜全面開(kāi)征房產(chǎn)稅，否則只會(huì)降低人們的幸福感指數(shù)，對(duì)抑制高房?jī)r(jià)的作用卻微乎其微①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年第5期。李俊松，王軍：《房產(chǎn)稅是否抑制了居民消費(fèi)——基于滬渝改革試點(diǎn)區(qū)的DID分析》，《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)》，2017年第3期。。Bai等針對(duì)上海和重慶兩地房產(chǎn)稅試點(diǎn)的研究發(fā)現(xiàn)，征收房產(chǎn)稅使得上海的房?jī)r(jià)下降了11%-15%，但卻使重慶的房?jī)r(jià)上升了10%-12%②Bai，C. E.，Li，Q.，Ouyang，M.，Property Taxes and Home Prices：A Tale of Two Cities，Journal of Econometrics，Vol.180，No.1，2014，pp.1－15.。類似的結(jié)論來(lái)自劉甲炎和范子英，他們基于合成控制法的研究發(fā)現(xiàn)在重慶實(shí)施的房產(chǎn)稅對(duì)其房?jī)r(jià)上漲有顯著的抑制作用，然而受政策影響的主要是大面積的住房，小戶型住房由于受到大面積住房市場(chǎng)擠出的需求沖擊，價(jià)格反而出現(xiàn)了較大幅度的上漲③劉甲炎，范子英：《中國(guó)房產(chǎn)稅試點(diǎn)的效果評(píng)估：基于合成控制法的研究》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2013年第11期。。

其次是房產(chǎn)稅對(duì)居民收入分配影響的研究。關(guān)于房產(chǎn)稅對(duì)收入分配的影響，學(xué)者們同樣存在不同的觀點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為房產(chǎn)稅可以改善我國(guó)收入分配不均衡的現(xiàn)象。何輝和樊麗卓通過(guò)測(cè)算比較征收房產(chǎn)稅前后的基尼系數(shù)，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)稅具有收入再分配的正效應(yīng)，具體表現(xiàn)在降低了城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)，縮小了城鎮(zhèn)居民的收入差距④何輝，樊麗卓：《房產(chǎn)稅的收入再分配效應(yīng)研究》，《稅務(wù)研究》，2016年第12期。。通過(guò)構(gòu)建可計(jì)算一般均衡模型（CGE）的研究發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)稅征收能夠改善居民收入分配的不平衡，降低居民收入基尼系數(shù)⑤婁峰，段夢(mèng)：《中國(guó)居民房產(chǎn)稅影響：宏觀效應(yīng)和收入差距》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》，2021年第2期。。類似地，李嬌和向?yàn)槊窕谖覈?guó)城鎮(zhèn)居民的宏觀數(shù)據(jù)，從結(jié)構(gòu)和整體兩個(gè)視角分別檢驗(yàn)了房產(chǎn)稅的收入分配效應(yīng)，認(rèn)為我國(guó)房產(chǎn)稅的收入分配效應(yīng)整體上為正⑥李嬌，向?yàn)槊瘢骸斗慨a(chǎn)稅收入分配效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)——基于結(jié)構(gòu)和整體的視角》，《當(dāng)代財(cái)經(jīng)》，2013年第12期。。不同的聲音來(lái)自夏商末等學(xué)者，他們認(rèn)為在中國(guó)房產(chǎn)稅不僅無(wú)法對(duì)收入分配不公起到調(diào)節(jié)作用，而且會(huì)產(chǎn)生福利損失⑦夏商末：《房產(chǎn)稅：能夠調(diào)節(jié)收入分配不公和抑制房?jī)r(jià)上漲嗎》，《稅務(wù)研究》，2011年第4期。。通過(guò)探究上海和重慶兩地的房產(chǎn)稅改革對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為影響的研究支持了這一觀點(diǎn)，其結(jié)果表明重慶的房產(chǎn)稅改革因提升了城市小面積住房的價(jià)格，通過(guò)壓縮低收入階層在衣著和交通通信等方面的消費(fèi)支出，提高其儲(chǔ)蓄率，從而進(jìn)一步惡化了收入分配⑧范子英，劉甲炎：《為買房而儲(chǔ)蓄——兼論房產(chǎn)稅改革的收入分配效應(yīng)》，《管理世界》，2015年第5期。。

最后是房產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)影響的研究。徐全紅研究表明在短期內(nèi)房產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)的影響不顯著，但從長(zhǎng)期看房產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)⑨徐全紅：《我國(guó)稅收政策對(duì)居民消費(fèi)影響的實(shí)證分析》，《財(cái)政研究》，2013年第2期。。劉華等利用情景模擬實(shí)驗(yàn)實(shí)證分析了房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)對(duì)居民家庭消費(fèi)與儲(chǔ)蓄行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)開(kāi)征房產(chǎn)稅在顯著減少居民家庭消費(fèi)支出的同時(shí)會(huì)顯著增加居民家庭儲(chǔ)蓄，并且對(duì)不同年收入和房產(chǎn)擁有數(shù)量家庭的影響存在顯著異質(zhì)性⑩劉華，陳力朋，周曼揚(yáng)：《房地產(chǎn)稅改革對(duì)居民家庭消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為的影響》，《稅務(wù)研究》，2020年第10期。。進(jìn)一步的研究結(jié)果表明，房產(chǎn)稅征收會(huì)降低高收入居民的消費(fèi)水平，尤其是其對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的消費(fèi)，但是中低收入群體消費(fèi)水平受房產(chǎn)稅的影響較小。此外，房產(chǎn)稅還會(huì)影響居民在不同消費(fèi)類別上的支出。李俊松和王軍將居民消費(fèi)分為發(fā)展型消費(fèi)和生存型消費(fèi)兩類，研究發(fā)現(xiàn)上海和重慶的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策使得居民的發(fā)展型消費(fèi)顯著下降，而對(duì)生存型消費(fèi)支出的擠出效果并不顯著?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年第5期。李俊松，王軍：《房產(chǎn)稅是否抑制了居民消費(fèi)——基于滬渝改革試點(diǎn)區(qū)的DID分析》，《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)》，2017年第3期。。征收房產(chǎn)稅的經(jīng)濟(jì)效果不僅與房產(chǎn)稅政策本身有關(guān)，還與配套政策、制度環(huán)境等緊密相關(guān)。郭將和許澤慶使用合成控制法評(píng)估上海和重慶兩地房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民消費(fèi)水平的影響，研究發(fā)現(xiàn)“重慶模式”對(duì)地區(qū)消費(fèi)具有持續(xù)的抑制作用，“上海模式”在短期內(nèi)抑制了居民消費(fèi)，但長(zhǎng)期來(lái)看促進(jìn)了居民消費(fèi)增長(zhǎng)?郭將，許澤慶：《不同房產(chǎn)稅政策對(duì)地區(qū)消費(fèi)的異質(zhì)性影響研究——基于滬、渝房產(chǎn)稅試點(diǎn)的機(jī)制探討與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《西部論壇》，2019年第6期。。

回顧以往文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，大多是從收入分配、房?jī)r(jià)等視角出發(fā)研究房產(chǎn)稅的政策效果，雖也有關(guān)于房產(chǎn)稅對(duì)居民消費(fèi)的研究，但是缺乏針對(duì)家庭層面的微觀分析。我國(guó)針對(duì)居民住房的房產(chǎn)稅征收仍處在試點(diǎn)階段，學(xué)者們得到的對(duì)居民消費(fèi)影響的結(jié)論也存在爭(zhēng)論。基于此，本文在借鑒以往研究的基礎(chǔ)上，以2011 年在上海和重慶兩市推行的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策為切入點(diǎn)，從家庭層面的微觀角度分析了房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民消費(fèi)的影響。在對(duì)房產(chǎn)稅改革對(duì)當(dāng)?shù)鼐用窦彝ハM(fèi)影響進(jìn)行深入的理論分析后，利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS） 2010和2012年的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)政策實(shí)施前后兩地居民家庭消費(fèi)的變動(dòng)。此外，在政策細(xì)則差異性和家庭住房資產(chǎn)持有狀況異質(zhì)性的背景下，試圖評(píng)估房產(chǎn)稅改革對(duì)兩個(gè)城市居民家庭消費(fèi)的影響，并進(jìn)一步挖掘房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策影響居民家庭消費(fèi)的作用渠道。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）我國(guó)房產(chǎn)稅改革的發(fā)展與演進(jìn)

我國(guó)現(xiàn)行的房產(chǎn)稅是自1986年國(guó)務(wù)院頒布《中華人民共和國(guó)房產(chǎn)稅暫行條例》后開(kāi)征的，但是當(dāng)時(shí)的房產(chǎn)稅主要是針對(duì)商業(yè)用房。近些年來(lái)，由于我國(guó)房?jī)r(jià)呈現(xiàn)爆發(fā)式增長(zhǎng)，甚至出現(xiàn)住房市場(chǎng)的投機(jī)炒作現(xiàn)象。因此，為了抑制房?jī)r(jià)過(guò)快增長(zhǎng)、打擊投機(jī)炒作行為，國(guó)務(wù)院于2011年1月28日首次將個(gè)人所有的房產(chǎn)納入房產(chǎn)稅的征收范圍，并將上海和重慶兩地作為房產(chǎn)稅試點(diǎn)城市，但二者在征收對(duì)象、免稅面積和稅率等政策細(xì)則方面存在差異。征收對(duì)象方面，重慶針對(duì)獨(dú)棟住宅和新購(gòu)高檔住房，以及非重慶戶籍且無(wú)工作無(wú)投資的居民在主城區(qū)購(gòu)買的第二套及以上普通住宅征稅；而上海主要針對(duì)本地戶籍居民新購(gòu)的二套房及以上住房，以及非上海戶籍居民新購(gòu)的首套房征稅。免稅面積方面，重慶以家庭為單位制定免稅面積，上海則以家庭人均面積為基準(zhǔn)進(jìn)行抵扣。稅率和計(jì)稅依據(jù)方面，重慶稅率范圍為0.5%－1.2%，明顯高于上海的0.4%－0.6%，且重慶以過(guò)去兩年的新建商品房均價(jià)為計(jì)稅依據(jù)，而上海則只按市場(chǎng)交易價(jià)格的70%進(jìn)行征稅。

由此可以看出，相較于上海的征稅細(xì)則，重慶的征稅不僅針對(duì)房屋的增量和存量，且力度更大、涉及范圍更廣。具體實(shí)施細(xì)則的不同，對(duì)試點(diǎn)地區(qū)居民消費(fèi)支出可能會(huì)產(chǎn)生不同的影響。

（二）房產(chǎn)稅改革與居民家庭消費(fèi)

根據(jù)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)典的絕對(duì)收入假說(shuō)，收入水平是影響消費(fèi)的重要因素，居民消費(fèi)會(huì)因收入的增減而增減。從稅收的角度來(lái)看，房產(chǎn)稅的征收可以通過(guò)改變家庭的可支配收入，進(jìn)而作用于家庭消費(fèi)，這一影響稱為房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)。具體而言，對(duì)于需納稅的本地戶籍家庭，繳納房產(chǎn)稅不可避免地會(huì)導(dǎo)致其可支配收入減少，在面對(duì)負(fù)向的收入沖擊時(shí)，家庭會(huì)隨之降低其實(shí)際消費(fèi)支出。對(duì)于無(wú)需納稅的本地戶籍家庭，房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)取決于其是否有購(gòu)房需求。征收房產(chǎn)稅導(dǎo)致有購(gòu)房需求的家庭預(yù)期購(gòu)房成本增加，但不會(huì)影響其當(dāng)期可支配收入，因而對(duì)其當(dāng)期實(shí)際消費(fèi)支出不具有收入效應(yīng)。與之不同的是，房產(chǎn)稅開(kāi)征對(duì)無(wú)購(gòu)房需求家庭的可支配收入沒(méi)有實(shí)質(zhì)性影響，然而稅收是地方政府財(cái)政收入的重要來(lái)源，財(cái)政支出則會(huì)用于改善公共服務(wù)，提高社會(huì)福利，擴(kuò)大內(nèi)需①臺(tái)航，劉栩暢：《財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與居民內(nèi)需擴(kuò)大：理論分析與跨國(guó)證據(jù)》，《宏觀經(jīng)濟(jì)研究》，2019年第7期。，相當(dāng)于變相地增加了居民家庭的可支配收入，進(jìn)而影響其消費(fèi)支出②成峰，席鵬輝：《財(cái)政民生支出對(duì)居民消費(fèi)的區(qū)域效應(yīng)研究——基于CFPS 數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索》，2017年第7期。。

假說(shuō)1：房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)是其影響居民家庭消費(fèi)支出的作用渠道，具體作用方向仍需進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，居民家庭為預(yù)防未來(lái)面臨的不確定性會(huì)相應(yīng)地增加儲(chǔ)蓄。房產(chǎn)稅的征收不僅從需求端對(duì)居民家庭可支配收入產(chǎn)生影響，還會(huì)在供給端引起房?jī)r(jià)的波動(dòng)，由此帶來(lái)的不確定性會(huì)導(dǎo)致居民家庭儲(chǔ)蓄的變動(dòng)，進(jìn)而影響到家庭消費(fèi)支出，即房產(chǎn)稅改革的預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)。一方面，對(duì)于有房家庭來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致住房資產(chǎn)收益的不確定性上升，為了預(yù)防這種不確定性對(duì)未來(lái)生活水平造成影響，居民家庭會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)支出，增加儲(chǔ)蓄以平滑未來(lái)消費(fèi)。另一方面，對(duì)于有購(gòu)房意愿的無(wú)房家庭來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)波動(dòng)會(huì)造成其購(gòu)房成本支出的不確定性增加，為了避免這種不確定性對(duì)購(gòu)房目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)造成阻礙，顯而易見(jiàn)地會(huì)增加其預(yù)防性儲(chǔ)蓄。這一影響對(duì)有剛性需求的無(wú)房家庭體現(xiàn)得尤為明顯，因?yàn)榉績(jī)r(jià)的波動(dòng)不會(huì)改變其原有的購(gòu)房計(jì)劃，只會(huì)使得其更多地減少當(dāng)期消費(fèi)支出，更多地增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄以滿足未來(lái)的購(gòu)房需求。對(duì)于暫無(wú)購(gòu)房需求的無(wú)房家庭來(lái)說(shuō)，房?jī)r(jià)波動(dòng)雖不會(huì)因購(gòu)房需求而增加其預(yù)防性儲(chǔ)蓄，但會(huì)波及到與其相關(guān)的租房市場(chǎng)①?gòu)埰?，侯一麟，李博：《房地產(chǎn)稅與房?jī)r(jià)和租金——理論模擬及其對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)稅開(kāi)征時(shí)機(jī)的啟示》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，2020年第11期。，導(dǎo)致租金支出的變動(dòng)，同樣會(huì)使得其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，從而會(huì)相應(yīng)地增加儲(chǔ)蓄，擠出其他方面的消費(fèi)支出。

假說(shuō)2：房產(chǎn)稅改革的預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)是其影響家庭消費(fèi)支出的作用渠道，具體作用方向仍需進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

根據(jù)持久收入假說(shuō)，消費(fèi)不僅與可支配收入有關(guān)，由住房資產(chǎn)構(gòu)成的家庭財(cái)富同樣被視為影響家庭消費(fèi)的重要因素。在我國(guó)，住房資產(chǎn)是大多數(shù)居民家庭資產(chǎn)的主要組成部分，住房資產(chǎn)價(jià)值上升意味著家庭財(cái)富的增加，家庭的消費(fèi)能力和意愿都更強(qiáng)，從而對(duì)其消費(fèi)產(chǎn)生正向作用②尹志超，仇化，潘學(xué)峰：《住房財(cái)富對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)的影響》，《金融研究》，2021年第2期。，反之則會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)的減少，這一影響被稱為住房的“財(cái)富效應(yīng)”。推及到房產(chǎn)稅，房產(chǎn)稅改革的“財(cái)富效應(yīng)”則體現(xiàn)在通過(guò)改變家庭自有住房資產(chǎn)價(jià)值從而對(duì)消費(fèi)支出產(chǎn)生影響③張浩，易行健，周聰：《房產(chǎn)價(jià)值變動(dòng)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與財(cái)富效應(yīng)異質(zhì)性——來(lái)自微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的分析》，《金融研究》，2017年第8期。。住房資產(chǎn)價(jià)值上升使居民家庭的預(yù)算約束得到提高，無(wú)論是將住房出售還是出租，對(duì)于有房家庭來(lái)說(shuō)都是持久收入的增加，同時(shí)也會(huì)增強(qiáng)其對(duì)未來(lái)收益提高的信心，從而提高消費(fèi)水平，產(chǎn)生正向財(cái)富效應(yīng)；反之，住房資產(chǎn)價(jià)值下跌則會(huì)降低家庭所擁有的財(cái)富總量，從而帶來(lái)其消費(fèi)支出的下降，產(chǎn)生負(fù)向財(cái)富效應(yīng)。

假說(shuō)3：房產(chǎn)稅改革的財(cái)富效應(yīng)是其影響家庭消費(fèi)支出的作用渠道，具體作用方向仍需進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

為了評(píng)估房產(chǎn)稅改革對(duì)居民家庭消費(fèi)的影響，本文以2011年房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，設(shè)定如下計(jì)量模型：

其中，被解釋變量Cit為家庭i在t期的家庭消費(fèi)支出。timet為時(shí)間虛擬變量，如果年份為2012年即房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策實(shí)施后，timet記為1，如果年份為2010 年即房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策實(shí)施前，timet記為0；treatedi為房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策沖擊的虛擬變量，如果家庭受到房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策沖擊，則為處理組家庭樣本，treatedi記為1；如果家庭未受到房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的沖擊，則為對(duì)照組家庭樣本，treatedi記為0。timet·treatedi為時(shí)間和房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策沖擊的交互項(xiàng)，其系數(shù)代表了此次房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民家庭消費(fèi)的凈影響。Xit表示影響居民家庭消費(fèi)的一系列控制變量，包括戶主特征變量、家庭特征變量。μi為省份固定效應(yīng)；μt為年份固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）微觀數(shù)據(jù)庫(kù)中2010 和2012 年共兩輪的調(diào)查數(shù)據(jù)作為實(shí)證研究的樣本。使用該數(shù)據(jù)庫(kù)主要出于以下兩點(diǎn)原因：其一，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策是在2011 年，正好處于CFPS 2010 年和2012 年兩輪調(diào)查的中間，剛好能夠覆蓋改革前后，從而構(gòu)成了利用雙重差分法進(jìn)行實(shí)證分析的基本條件；其二，CFPS 涵蓋上海、重慶等25 個(gè)省份，從而提供了處理組和對(duì)照組的絕佳樣本。

被解釋變量方面，本文選取家庭消費(fèi)支出，其中包括食品、衣著、居住、家庭設(shè)備及日用品、醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂(lè)及其他消費(fèi)支出等八大類。在實(shí)證分析中，將家庭消費(fèi)支出進(jìn)行原始值加1后取對(duì)數(shù)處理以避免可能存在的異方差問(wèn)題。

核心解釋變量為家庭是否受到2011 年房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的沖擊。將房產(chǎn)稅試點(diǎn)看成一次“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，在區(qū)分處理組和對(duì)照組方面，考慮到此次房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策只在上海市與重慶市這兩個(gè)城市進(jìn)行實(shí)施，并且由于房產(chǎn)稅和城鎮(zhèn)土地使用稅目前均是針對(duì)城鎮(zhèn)居民購(gòu)買的房產(chǎn)進(jìn)行征收，農(nóng)村大多為自建房，在房產(chǎn)稅征收范圍之外，并且未來(lái)可能推行的房產(chǎn)稅擴(kuò)圍改革也普遍被認(rèn)為僅在城鎮(zhèn)地區(qū)進(jìn)行，因此選取了位于上海和重慶的城鎮(zhèn)家庭樣本將其設(shè)置為處理組；對(duì)于其他非試點(diǎn)城市的城鎮(zhèn)家庭樣本，因不屬于此次房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)的范圍，將其設(shè)置為對(duì)照組。

控制變量方面，參考以往文獻(xiàn)的做法，本文選取了可能影響家庭消費(fèi)的變量，分為戶主特征和家庭特征兩個(gè)層面。在戶主特征層面，把CFPS 數(shù)據(jù)庫(kù)中2010 年調(diào)查問(wèn)卷中的家庭“主事者”以及2012 年調(diào)查問(wèn)卷中的家庭“決策者”定義為戶主，并在對(duì)應(yīng)年份的家庭成員庫(kù)中獲取其個(gè)人信息，如年齡、性別、婚姻狀況、身體健康狀況等。其中，對(duì)性別、婚姻狀況和身體健康狀況采取虛擬變量賦值的方式，女性賦值為0，男性為1；已婚賦值為1，未婚、同居、離婚、喪偶均賦值為0；身體健康狀況一般以上的賦值為1，其他賦值為0。此外，考慮到戶主年齡對(duì)家庭消費(fèi)可能產(chǎn)生的非線性影響①石永珍，王子成：《住房資產(chǎn)、財(cái)富效應(yīng)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)——基于家戶追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較》，2017年第6期。，本文還加入了戶主年齡平方/100。在家庭層面，選取家庭純收入、家庭規(guī)模、家庭是否擁有住房以及家庭是否擁有多套房作為控制變量，其中家庭純收入包括工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和其他收入，并同樣對(duì)其采取原始值加1 后取對(duì)數(shù)處理；家庭規(guī)模指調(diào)查問(wèn)卷中同灶吃飯的家庭人數(shù)；對(duì)家庭是否擁有住房以及家庭是否擁有多套房同樣采取虛擬變量賦值的方式，家庭擁有住房賦值為1，沒(méi)有住房賦值為0；家庭擁有多套房賦值為1，沒(méi)有多套房賦值為0。

（三）數(shù)據(jù)篩選與描述性統(tǒng)計(jì)

首先，考慮到數(shù)據(jù)的完整性和連續(xù)性，分別剔除了存在缺失值或異常值的樣本。其次，進(jìn)一步將家庭消費(fèi)支出、家庭收入等連續(xù)變量進(jìn)行雙邊1%的Winsorize 縮尾處理。最后，以2010 年為基準(zhǔn)，取兩個(gè)年度均參與調(diào)查的家庭，共獲得3728戶家庭7456個(gè)樣本的平衡面板數(shù)據(jù)。

表1 為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。戶主的平均年齡為51.69 歲；戶主的婚姻狀況均值為0.884，即約88%的樣本為已婚；戶主的健康程度均值為0.784，表明樣本平均達(dá)到較健康的水平；戶主的性別均值為0.679，說(shuō)明所選取的家庭樣本以男性戶主居多。此外，通過(guò)計(jì)算可知約87.9%的家庭都擁有住房，并且13.8%的家庭擁有多套住房，面對(duì)有房家庭占有如此高比例的現(xiàn)象，征收房產(chǎn)稅可能對(duì)居民家庭消費(fèi)支出帶來(lái)的影響是一個(gè)非常值得研究的問(wèn)題。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

由于各地區(qū)樣本的擾動(dòng)項(xiàng)之間存在自相關(guān)等問(wèn)題，參考范子英和劉甲炎①范子英，劉甲炎：《為買房而儲(chǔ)蓄——兼論房產(chǎn)稅改革的收入分配效應(yīng)》，《管理世界》，2015年第5期。的做法，回歸模型選取了省級(jí)層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，并采用雙向固定效應(yīng)。表2 為基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果，第（1）、（2）列分別為逐次加入家庭層面和戶主層面的控制變量后房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)家庭消費(fèi)支出影響的估計(jì)結(jié)果。

表2 房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響

回歸結(jié)果顯示，在逐步增加控制變量的過(guò)程中，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)符號(hào)始終顯著為負(fù)，表明房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)試點(diǎn)城市的居民家庭消費(fèi)支出起到顯著抑制作用?？刂谱兞糠矫妫瑥募彝ヌ卣鞯慕嵌瓤?，家庭人均收入和家庭規(guī)模對(duì)居民家庭消費(fèi)支出均有顯著的正向影響。相比于沒(méi)有住房資產(chǎn)的家庭，擁有住房資產(chǎn)的家庭消費(fèi)支出更為顯著的減少，而擁有多套房的家庭消費(fèi)支出顯著增加。相較于無(wú)房家庭，有且僅有一套房的家庭若想購(gòu)置新房產(chǎn)，其預(yù)期購(gòu)房的成本會(huì)更高，從而會(huì)使其增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄并減少消費(fèi)支出；而擁有多套房產(chǎn)的家庭相較于無(wú)房家庭或有且僅有一套房的家庭來(lái)說(shuō)，其購(gòu)房需求較低，加之房產(chǎn)稅的征收使得其購(gòu)房意愿進(jìn)一步降低，因此將一部分原本打算購(gòu)房的錢用于消費(fèi)，再加之可以通過(guò)租金的形式將房產(chǎn)稅轉(zhuǎn)嫁給租房者，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)財(cái)富增值以及消費(fèi)支出的增加。從戶主特征的角度看，戶主性別為女、婚姻狀況為已婚且健康程度更高的家庭，其消費(fèi)支出水平顯著提高。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸結(jié)果驗(yàn)證了房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策會(huì)顯著抑制家庭消費(fèi)支出。然而，盡管上海和重慶都是房產(chǎn)稅改革的首批試點(diǎn)城市，但兩地在征收范圍、免稅面積和稅率等政策實(shí)施細(xì)則方面存在差異，從而可能對(duì)兩地的家庭消費(fèi)支出產(chǎn)生不同的影響。另外，基準(zhǔn)回歸中是基于同質(zhì)性消費(fèi)者的假設(shè)進(jìn)行分析的，但在現(xiàn)實(shí)生活中，消費(fèi)者會(huì)因收入、資產(chǎn)等方面的異質(zhì)性稟賦或時(shí)間偏好、風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素的異質(zhì)性特征，導(dǎo)致異質(zhì)性消費(fèi)者的消費(fèi)效用函數(shù)存在差別，消費(fèi)行為存在差異②臧旭恒，張欣：《中國(guó)家庭資產(chǎn)配置與異質(zhì)性消費(fèi)者行為分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2018年第3期。。因此，本文將從具體實(shí)施細(xì)則和住房資產(chǎn)持有狀況檢驗(yàn)房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的消費(fèi)效應(yīng)異質(zhì)性。

其一，分別對(duì)上海和重慶兩地房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響進(jìn)行評(píng)估?；貧w結(jié)果見(jiàn)表3，第（1）列表示單獨(dú)以上海市城鎮(zhèn)家庭為處理組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，意味著上海市房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)其城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)支出起到顯著抑制效果。第（2）列顯示單獨(dú)以重慶市城鎮(zhèn)家庭為處理組的回歸結(jié)果。結(jié)果表明核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，代表著重慶市城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)支出受到房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的顯著抑制作用。進(jìn)一步對(duì)比第（1）、（2）列交互項(xiàng)timet·treatedi的系數(shù)可發(fā)現(xiàn)，相較于上海市，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)對(duì)于重慶市城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出的擠出作用更大。對(duì)此可能的解釋是，首先，因?yàn)樯虾Ｊ兄会槍?duì)2011 年房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策出臺(tái)之后再購(gòu)買的房產(chǎn)符合征稅標(biāo)準(zhǔn)的部分進(jìn)行征收，即只對(duì)新增房產(chǎn)進(jìn)行征收；而重慶市不管是新增還是已有的房產(chǎn)，只要符合征收標(biāo)準(zhǔn)的都需要繳納房產(chǎn)稅，即對(duì)增量和存量都征收房產(chǎn)稅，并且與上海相比，重慶房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的稅率和計(jì)稅依據(jù)都更高，因此重慶市的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)會(huì)更多地降低城鎮(zhèn)居民家庭的可支配收入，同時(shí)更多地提高其預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而對(duì)居民家庭消費(fèi)支出產(chǎn)生更大的負(fù)向影響。其次，由于重慶以家庭為單位制定免稅面積，且受房產(chǎn)稅征收影響的主要是大面積住房，而小戶型住房因不在征稅范圍內(nèi)導(dǎo)致其需求增加，價(jià)格出現(xiàn)較大的上漲①劉甲炎，范子英：《中國(guó)房產(chǎn)稅試點(diǎn)的效果評(píng)估：基于合成控制法的研究》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2013年第11期。。小戶型住房的價(jià)格上漲，一方面使得有小戶型住房剛性購(gòu)買需求的居民家庭不得不增加儲(chǔ)蓄，另一方面可能使得具有投資需求的居民家庭將閑置資金投入小戶型住房而并非消費(fèi)上，二者均會(huì)進(jìn)一步抑制城鎮(zhèn)居民家庭的消費(fèi)意愿。

表3 異質(zhì)性分析

其二，按照房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策推行前居民家庭持有住房資產(chǎn)的數(shù)量對(duì)樣本進(jìn)行劃分。由于CFPS 調(diào)查中重慶市城鎮(zhèn)家庭的樣本量較少，如若再根據(jù)持有住房資產(chǎn)的數(shù)量進(jìn)行劃分，則會(huì)因樣本量過(guò)少導(dǎo)致回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可信度下降，因而在此只對(duì)上海市城鎮(zhèn)居民家庭進(jìn)行異質(zhì)性分析。具體來(lái)說(shuō)，將上海市城鎮(zhèn)居民家庭劃分為有房家庭和無(wú)房家庭，有房家庭進(jìn)一步劃分為有且僅有一套房產(chǎn)的家庭和擁有多套房產(chǎn)的家庭，共三類群體分別對(duì)其進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3 第（4）、（5）、（6）列所示。

從回歸結(jié)果可以看出，上海市的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策只對(duì)在政策推行前有且僅有一套房的城鎮(zhèn)居民家庭的消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，而對(duì)無(wú)房家庭和多套房家庭的影響并不顯著。究其原因，可以發(fā)現(xiàn)此結(jié)果正好與上海市的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)的施行政策相對(duì)應(yīng)。具體來(lái)看，對(duì)于上海市本地戶籍的城鎮(zhèn)居民家庭來(lái)說(shuō)，在房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策施行以后，新購(gòu)且屬于家庭第二套及以上的房產(chǎn)需要繳納房產(chǎn)稅。因此對(duì)于本地?zé)o房家庭，政策實(shí)施后，雖屬于新購(gòu)住房，但是不屬于家庭第二套及以上房產(chǎn)的標(biāo)準(zhǔn)，其購(gòu)買房產(chǎn)的時(shí)候并不需要繳納房產(chǎn)稅，從而房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策實(shí)施前后對(duì)其無(wú)明顯影響，也就是說(shuō)房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)這部分城鎮(zhèn)居民家庭的消費(fèi)支出的擠出效應(yīng)并不顯著。

而對(duì)于有且僅有一套房產(chǎn)的居民家庭來(lái)說(shuō)，在政策實(shí)施后，如若要購(gòu)買新房，則新房屬于家庭第二套及以上房產(chǎn)，按照政策要求會(huì)對(duì)其新購(gòu)的房產(chǎn)征收房產(chǎn)稅，進(jìn)而會(huì)直接導(dǎo)致這部分家庭可支配收入的下降和預(yù)防性儲(chǔ)蓄的增加，從而導(dǎo)致其家庭消費(fèi)支出的顯著下降，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民家庭消費(fèi)支出造成顯著的擠出效應(yīng)。

對(duì)于已有多套房的居民家庭來(lái)說(shuō)，由于上海市的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策僅對(duì)施行后新購(gòu)的房產(chǎn)進(jìn)行征收，即只對(duì)新增量征收而不對(duì)過(guò)往的存量進(jìn)行征收，所以其在政策施行之前就擁有的多套房產(chǎn)不在征收范圍之內(nèi)，而已經(jīng)擁有多套房產(chǎn)的家庭也沒(méi)有太多的購(gòu)房需求和意愿。綜合來(lái)看，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)于本地多套房城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出的擠出效應(yīng)也是不顯著的。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 基于傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）

采用DID實(shí)證分析方法的前提是處理組和對(duì)照組在房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策實(shí)施前需滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即處理組和對(duì)照組的家庭消費(fèi)支出不存在隨時(shí)間趨勢(shì)變化的系統(tǒng)性偏差。但由于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)僅包含政策實(shí)施前一年的數(shù)據(jù)，無(wú)法在技術(shù)上實(shí)現(xiàn)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。傾向得分匹配法通過(guò)在處理組中盡可能匹配找到接近對(duì)照組的個(gè)體，從而達(dá)到與平行趨勢(shì)檢驗(yàn)相似的作用。因此，本文進(jìn)一步利用PSM-DID 的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，彌補(bǔ)無(wú)法進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的不足，匹配方法選取核匹配、卡尺內(nèi)近鄰匹配和k 近鄰匹配。PSM-DID 估計(jì)方法的有效性取決于匹配后的協(xié)變量是否通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果如表4 所示，匹配后的處理組和對(duì)照組在每一個(gè)協(xié)變量上沒(méi)有顯著差異，且所有協(xié)變量不存在顯著的聯(lián)合檢驗(yàn)。PSM-DID的回歸結(jié)果如表5第（1）、（2）、（3）列所示，無(wú)論基于怎樣的匹配方法，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)均顯著為負(fù)，證明了房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出的抑制作用是顯著存在的，支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健。

表4 PSM平衡性檢驗(yàn)

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2. 安慰劑檢驗(yàn)

前文基準(zhǔn)回歸的估計(jì)模型中，可能會(huì)存在除房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策之外的其他因素對(duì)試點(diǎn)和非試點(diǎn)地區(qū)的城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出產(chǎn)生影響，從而導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤。為了檢驗(yàn)樣本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)的下降確實(shí)是由房產(chǎn)稅改革政策引起的，本文借鑒毛其淋①毛其淋：《貿(mào)易政策不確定性是否影響了中國(guó)企業(yè)進(jìn)口？》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2020年第2期。的做法，替換處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，以排除同時(shí)期其他政策的影響。具體邏輯為，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策只針對(duì)城鎮(zhèn)居民家庭，如果對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)僅是由房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策產(chǎn)生的，那么把處理組樣本由城鎮(zhèn)家庭替換為農(nóng)村家庭以后，核心解釋變量的系數(shù)應(yīng)當(dāng)不顯著。估計(jì)結(jié)果如表5 第（4）列所示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)為正且不顯著，說(shuō)明房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)支出沒(méi)有顯著影響，進(jìn)而從側(cè)面印證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3. 替換被解釋變量

參照劉鎧豪等的做法②劉鎧豪，臧旭恒，王雪芳：《貿(mào)易自由化與家庭消費(fèi)——來(lái)自中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的微觀證據(jù)》，《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》，2022年第3期。，選取家庭人均消費(fèi)支出（家庭消費(fèi)支出/家庭規(guī)模）和平均消費(fèi)傾向（家庭消費(fèi)支出/家庭純收入）作為衡量居民家庭消費(fèi)支出的替換指標(biāo)，相應(yīng)地將控制變量中的家庭純收入替換為家庭人均收入。表5 第（5）、（6）的估計(jì)結(jié)果表明，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

4. 改變對(duì)照組范圍

基準(zhǔn)回歸中所選取的家庭為全國(guó)其他非試點(diǎn)城市的城鎮(zhèn)居民家庭，而我國(guó)地域廣闊，不同省份和地域的家庭在消費(fèi)習(xí)慣和生活文化等方面存在一定的差異。因此，為了盡可能趨近于平行趨勢(shì)假設(shè)，選取與上海市最接近的浙江省和江蘇省，以及與重慶市最為接近的四川省和貴州省作為對(duì)照組。上海市、浙江省和江蘇省同屬于長(zhǎng)三角城市群，一體化程度高，而重慶市、四川省和貴州省地域相近，因而這四個(gè)省份在居民家庭的生活習(xí)慣和地域發(fā)展程度與試點(diǎn)城市相近。回歸結(jié)果如表5 第（7）所示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)依然顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論一致，表明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

5. 加入省級(jí)控制變量

家庭消費(fèi)支出還可能受到各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素影響，因此在原有控制變量的基礎(chǔ)上，加入省級(jí)層面控制變量以防止遺漏變量對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果造成偏誤，具體包括GDP 指數(shù)、城鎮(zhèn)化水平（城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝冢┮约熬用裣M(fèi)價(jià)格指數(shù)。表5 第（8）列的回歸結(jié)果表明，加入省級(jí)層面的控制變量后，核心解釋變量timet·treatedi的顯著性雖有所下降，但依舊顯著為負(fù)。

（四）時(shí)效性檢驗(yàn)

上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果基于2010 和2012 年兩期微觀平衡面板數(shù)據(jù)，因此僅能反映出房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的短期效應(yīng)。而房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民家庭消費(fèi)支出的抑制效應(yīng)是家庭的短期應(yīng)激行為，還是其效應(yīng)具有可持續(xù)性，這仍待進(jìn)一步檢驗(yàn)。為此，加入2014 年數(shù)據(jù)，利用2010、2012、2014年三期微觀平衡面板數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)消費(fèi)抑制效應(yīng)的時(shí)效性。結(jié)果如表6所示，在逐步增加控制變量的過(guò)程中，（1）、（2）列中核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)符號(hào)始終顯著為負(fù)，但是與用2010年和2012年兩期微觀平衡面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果相比，系數(shù)大小和顯著性均有所下降。以上結(jié)果表明，上海和重慶兩地的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民家庭消費(fèi)支出的抑制效應(yīng)并非是家庭的短期應(yīng)激行為，而是具有一定的可持續(xù)性，但是隨著時(shí)間的推進(jìn)，這種抑制效應(yīng)呈現(xiàn)減弱趨勢(shì)。

表6 時(shí)效性檢驗(yàn)

五、作用渠道考察

依據(jù)前文的理論分析，本文嘗試從收入效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)三個(gè)方面對(duì)房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策影響居民家庭消費(fèi)支出的作用渠道進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證前文提出的假說(shuō)。

（一）收入效應(yīng)

房產(chǎn)稅的收入效應(yīng)體現(xiàn)在房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策是否通過(guò)影響居民家庭可支配收入進(jìn)而作用于家庭消費(fèi)支出，為了考察這一作用渠道，本文借鑒薛曉玲和臧旭恒①薛曉玲，臧旭恒：《房?jī)r(jià)變動(dòng)影響我國(guó)居民消費(fèi)的中介效應(yīng)分析——基于家庭財(cái)富配置的視角》，《山東大學(xué)學(xué)報(bào)》（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2020年第6期。、李文秀和劉俊杰②的做法衡量家庭可支配收入并進(jìn)行回歸，表7第（1）、（2）列是以重慶市和上海市城鎮(zhèn)家庭作為處理組的回歸結(jié)果。第（1）列中核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)重慶城鎮(zhèn)家庭存在顯著的收入效應(yīng)。根據(jù)前文的理論分析，房產(chǎn)稅的征收使得重慶城鎮(zhèn)家庭的可支配收入減少，從而降低了家庭消費(fèi)支出。然而第（2）列中核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)不顯著，意味著房產(chǎn)稅對(duì)上海城鎮(zhèn)家庭并不存在顯著的收入效應(yīng)。對(duì)此可能的解釋是，上海市外來(lái)常住人口占比較大，根據(jù)《2010年上海市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，全市常住人口總數(shù)為2380萬(wàn)人，其中外來(lái)常住人口為960萬(wàn)人，占比高達(dá)39%。此外，上海市房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策細(xì)則規(guī)定非戶籍居民購(gòu)房需繳納房產(chǎn)稅，因而導(dǎo)致租房市場(chǎng)需求的進(jìn)一步擴(kuò)大，在租房市場(chǎng)供給相對(duì)不變的情況下，房產(chǎn)稅開(kāi)征后需納稅家庭更有可能將稅款通過(guò)租金的形式轉(zhuǎn)移到租房者身上，從而對(duì)上海市城鎮(zhèn)家庭的可支配收入未表現(xiàn)出顯著影響。

表7 作用機(jī)制考察

（二）預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)

為了驗(yàn)證房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策是否存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)，本文借鑒陳斌開(kāi)和楊汝岱①陳斌開(kāi)，楊汝岱：《土地供給、住房?jī)r(jià)格與中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2013年第1期。、范子英和劉甲炎②范子英，劉甲炎：《為買房而儲(chǔ)蓄——兼論房產(chǎn)稅改革的收入分配效應(yīng)》，《管理世界》，2015年第5期。的做法衡量家庭儲(chǔ)蓄并進(jìn)行回歸。表7 第（3）、（4）列的估計(jì)結(jié)果顯示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)均顯著為正，表明房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)上海和重慶居民家庭消費(fèi)支出具有預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)。根據(jù)前文的理論分析，房產(chǎn)稅的征收會(huì)造成房?jī)r(jià)波動(dòng)，從而帶來(lái)預(yù)期可支配收入、購(gòu)房成本和租房支出的不確定性，無(wú)論是無(wú)房家庭還是有房家庭，具有改善型需求的家庭還是剛性需求的家庭，都會(huì)出于預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)而相應(yīng)地增加家庭儲(chǔ)蓄，從而進(jìn)一步擠出其當(dāng)期消費(fèi)支出。

（三）財(cái)富效應(yīng)

為了考察財(cái)富效應(yīng)是否為房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策影響居民家庭消費(fèi)支出的作用渠道，本文借鑒李成和于海東的做法③李成，于海東：《經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)居民消費(fèi)的影響效應(yīng)及作用機(jī)制——基于中國(guó)家庭調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)》，《廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》，2021年第6期。，選取家庭自有住房總價(jià)值作為財(cái)富效應(yīng)的衡量指標(biāo)。回歸結(jié)果如表7 第（5）、（6）列所示，核心解釋變量timet·treatedi的系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)上海和重慶居民家庭消費(fèi)支出具有負(fù)向財(cái)富效應(yīng)。根據(jù)前文的理論分析，房產(chǎn)稅的征收使得家庭所擁有的住房?jī)r(jià)值降低，從而使其預(yù)算約束提高和對(duì)未來(lái)預(yù)期降低，進(jìn)而抑制家庭消費(fèi)支出。

綜上，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)通過(guò)收入效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)以及負(fù)向財(cái)富效應(yīng)抑制了重慶城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)支出；對(duì)于上海城鎮(zhèn)家庭，雖然房產(chǎn)稅改革的收入效應(yīng)不顯著，但其通過(guò)預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)和負(fù)向財(cái)富效應(yīng)顯著降低了居民家庭消費(fèi)支出，且從回歸系數(shù)大小上看，其凈效應(yīng)同樣抑制了居民家庭消費(fèi)支出。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文利用CFPS 微觀家庭數(shù)據(jù)實(shí)證分析了房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民家庭消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)居民家庭消費(fèi)支出具有顯著的負(fù)向影響；第二，由于上海和重慶兩地具體的改革政策細(xì)則不同，對(duì)其居民家庭消費(fèi)支出擠出的程度也不同，相較于上海，房產(chǎn)稅改革對(duì)重慶居民家庭消費(fèi)支出的抑制作用更大；第三，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)在不同住房資產(chǎn)持有狀況的家庭中存在差異性，具體而言，房產(chǎn)稅改革顯著降低了有且僅有一套房的家庭消費(fèi)支出，對(duì)于無(wú)房家庭和多套房家庭的消費(fèi)支出并沒(méi)有顯著影響；第四，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的收入效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)和負(fù)向財(cái)富效應(yīng)是其影響城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)的作用渠道，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策使得城鎮(zhèn)家庭的可支配收入降低、預(yù)防性儲(chǔ)蓄增加以及住房資產(chǎn)價(jià)值減少，進(jìn)而擠出其家庭消費(fèi)支出?；趯?shí)證結(jié)果分析，本文提出如下政策建議。

第一，實(shí)行階梯性征稅，明確房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策的目的在于放大住房的居住屬性、抑制住房的投資屬性，堅(jiān)持“房子是用來(lái)住的，而非用來(lái)炒的”。未來(lái)的房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策方案設(shè)計(jì)應(yīng)注意識(shí)別住房的屬性，著重對(duì)投資屬性的住房進(jìn)行房產(chǎn)稅征收，而對(duì)于居住屬性的住房要增加適當(dāng)?shù)臏p免額度，保護(hù)住房的剛性需求和改善性需求，保障家庭的基本住房需求，抑制投資性需求?？梢酝ㄟ^(guò)階梯式征收的形式對(duì)不同住房資產(chǎn)狀況的家庭采取不同的房產(chǎn)稅征收政策，從而在調(diào)節(jié)收入分配的同時(shí)能更好地維護(hù)社會(huì)公平，刺激消費(fèi)增長(zhǎng)。

第二，分析改革試點(diǎn)效果，科學(xué)確定征收范圍與計(jì)稅依據(jù)。從上海、重慶兩地改革試點(diǎn)效果看，相較于上海，房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)政策對(duì)重慶市城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)擠出效應(yīng)更大。造成這一結(jié)果的原因很復(fù)雜，但主要原因還是征稅政策細(xì)則方面的差異。因此，在我國(guó)房產(chǎn)稅改革進(jìn)程中，一方面要加大試點(diǎn)城市和地區(qū)的范圍，以便為全面實(shí)行房產(chǎn)稅積累更多的經(jīng)驗(yàn)，另一方面，各試點(diǎn)城市和地區(qū)的房產(chǎn)稅征收政策要充分考慮地區(qū)、城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口密度差異以及收入差異等要素，科學(xué)確定征收范圍和計(jì)稅依據(jù)，并允許根據(jù)實(shí)施效果進(jìn)行合理的調(diào)整，使得房產(chǎn)稅的征收能夠合理引導(dǎo)居民消費(fèi)而不是抑制居民消費(fèi)，為擴(kuò)大內(nèi)需、建立國(guó)內(nèi)大循環(huán)服務(wù)。

第三，增加政府公共產(chǎn)品供給，緩解征稅的預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)。從前文的分析可以看出，征收房產(chǎn)稅會(huì)帶來(lái)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的增加，從而抑制了家庭消費(fèi)支出。為此，作為宏觀配套措施，應(yīng)加大政府公共產(chǎn)品的供給力度。政府的財(cái)政收入要取之于民用之于民，征收房產(chǎn)稅增加了政府的財(cái)政收入，政府可以用來(lái)提升基本公共服務(wù)供給水平，提供全面完善的社會(huì)保障，打消居民對(duì)未來(lái)不確定性的擔(dān)憂，從而減弱其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，刺激消費(fèi)增長(zhǎng)。