開征物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場的影響

開征物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場的影響

［］F810.424［］A［］1004－9339（2010）01－0085－07一、引言2003年十一屆三中全會明確提出了“實施城鎮(zhèn)建設稅費改革，條件具備時對不動產(chǎn)開征統(tǒng)一規(guī)范的物業(yè)稅，相應取消有關收費?！边@是我國首次正式提出擬征收物業(yè)稅。物業(yè)稅在不同國家和地區(qū)又稱為“財產(chǎn)稅”、“不動產(chǎn)稅”、“地方稅”或“差餉”，主要針對土地、房屋等不動產(chǎn)要求其承租人或所有者每年都要繳付一定的稅款，稅款隨市值的增高而提高。2005年十六屆五中全會再次明確“穩(wěn)步推進物業(yè)稅”。2009年5月19日國務院批準的《關于2009年深化經(jīng)濟體制改革工作的意見》中進一步提出“深化房地產(chǎn)稅制改革，研究開征物業(yè)稅。”與此同時，我國房地產(chǎn)領域的投資不斷增大，國民經(jīng)濟的持續(xù)增長為社會和個人積累了財富，為物業(yè)稅的開征提供了條件。由此可見，物業(yè)稅的開征已經(jīng)成為我國房地產(chǎn)稅制改革的必然趨勢。自從物業(yè)稅概念提出以來，國內(nèi)許多學者針對物業(yè)稅的開征及其與房地產(chǎn)市場之間的關系做了大量研究。總體來看，大部分學者研究的物業(yè)稅是針對保有土地和房屋等不動產(chǎn)課征的財產(chǎn)保有稅，認為應將保有環(huán)節(jié)的房地產(chǎn)稅納入物業(yè)稅，即所謂“三稅合一”①。但是，對于土地出讓金及土地增值稅是否應納入物業(yè)稅則存在較大爭議。近年來，針對物業(yè)稅的開征對房地產(chǎn)市場影響的相關理論研究較多，而實證分析較為缺乏。曲衛(wèi)東等[1]使用動態(tài)分析模擬了北京市物業(yè)稅開征對居民家庭稅負的影響；何苗[2]采用OLS法以成都為例對開征物業(yè)稅引起的稅費變化因素與房價之間的相互關系做出分析；龔剛敏[3]利用李嘉圖的等價定理，證明了物業(yè)稅對房價的抑制作用。國內(nèi)相關文獻的分析主要是基于局部或整體的獨立分析，缺乏對不同區(qū)域的分析比較。由于我國地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展差異較大，本文采用了省際面板數(shù)據(jù)，將時間序列（反映時間趨勢）和截面分析（反應個體差異）的優(yōu)點結(jié)合起來，以期更全面地反映開征物業(yè)稅給我國房地產(chǎn)市場帶來的影響。二、對物業(yè)稅相關概念的進一步界定1.物業(yè)稅的拉弗曲線理論解釋——保有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅。美國經(jīng)濟學家亞瑟·拉弗運用數(shù)學方法建立了一個表述稅率與稅收收入之間函數(shù)關系的模型，以反映稅率變化對經(jīng)濟的影響。以橫軸代表稅率，縱軸代表稅收收入，拉弗曲線就是在該坐標系上的一條向上凸的曲線（如圖1）。圖1拉弗曲線該圖表示，在稅率為零和100％時，政府的稅收收入都是零。當稅率為A或B時，政府的稅收收入相同。稅率從A提高至C時稅收收入會隨稅率的提高而增加，而稅率從D提高至B時，稅收收入反而隨稅率的提高而減少。在點E時政府稅收收入達到最大，供給學派將E點右側(cè)，拉弗曲線與橫軸及EE′圍成的區(qū)域稱為“拉弗禁區(qū)”，當稅率進入禁區(qū)后，稅收收入與稅率成負相關關系。我國房地產(chǎn)交易環(huán)節(jié)的流轉(zhuǎn)稅和所得稅稅種過多，稅率過高，總體稅負達銷售收入的23％左右，造成了稅率與稅收收入呈線性增長關系，稅收收入與經(jīng)濟增長不同比，進入了拉弗禁區(qū)，可用點B表示。此時應通過降低稅率使稅收收入提高。而保有環(huán)節(jié)的房地產(chǎn)稅種，不僅稅率較低而且免稅范圍大，總體稅負水平相當于房地產(chǎn)價值的1.5％～2％左右，[4]可用點A表示。此時應引進稅種并擴大稅基，即在房地產(chǎn)保有階段引進物業(yè)稅，將房地產(chǎn)稅和保有環(huán)節(jié)稅合并且統(tǒng)一征收。2.物業(yè)稅是否包括土地出讓金。從廣義來看，土地出讓金是政府出讓土地的使用權(quán)所取得的收入，即土地價格。從狹義來說，還應該從收入中扣除繳納的稅費和拆遷安置費，之后所得的凈收入為地價。針對土地出讓金，許多學者的討論圍繞著是應該取消土地出讓金，把它作為設計物業(yè)稅稅率時需要考慮的基數(shù)，還是不應納人物業(yè)稅。筆者認為，土地出讓金不宜納入物業(yè)稅。首先，從性質(zhì)上看，物業(yè)稅是財產(chǎn)稅的一種，是公共分配的范疇；而土地出讓金是地價的別稱，屬于市場范疇。其次，我國土地所有權(quán)只有國有和集體所有兩種形式，對其征收財產(chǎn)稅從邏輯上講是矛盾的。[5]此外，以稅代價，房價中不包含地價因素，會使政府喪失對土地資源配置的調(diào)節(jié)，且擾亂房地產(chǎn)市場的秩序。最后，如果取消土地出讓金，改為稅收按年征收，會對地方財政收入造成很大的沖擊。3.物業(yè)稅與土地增值稅。土地增值稅的計稅依據(jù)主要是轉(zhuǎn)讓房地產(chǎn)所得的增值額，而房地產(chǎn)的增值部分主要來源于土地增值。土地增值額包括外部性增值和內(nèi)部性增值：外部性增值是由地方政府通過財政支出對交通、教育、公共基礎設施等方面的建設，使得區(qū)域內(nèi)的居住環(huán)境和生存條件得到改善而帶來的土地價值增加。政府對這部分基于政府公共投入引起的增值征稅是應當?shù)模瑥穆毮苌峡淳哂胸敭a(chǎn)稅性質(zhì)。而內(nèi)部性增值是由房地產(chǎn)所有者對所擁有的房屋或土地追加投資所帶來的增值，是所有者應得的投資收益，不應作為土地增值稅稅基的組成部分。[1]物業(yè)稅的計稅依據(jù)是房地產(chǎn)評估價值，價值評估方法主要采用批量評估方式。在批量評估過程中，主要考慮影響房地產(chǎn)價值的共性特征，包括公共基礎設施等區(qū)域因素。因此，評估結(jié)果得出的增值主要是外部性增值，而不包括內(nèi)部性增值。從這一角度上來看，土地增值稅與物業(yè)稅存在重復征收，因此，建議取消土地增值稅。通過上述分析，本文明確了對物業(yè)稅的界定。物業(yè)稅首先將保有環(huán)節(jié)的房地產(chǎn)稅合并征收；其次，物業(yè)稅不應將土地出讓金包括在內(nèi)；此外，征收物業(yè)稅的同時應取消土地增值稅?？傊?，筆者將物業(yè)稅界定為房產(chǎn)稅（城市房地產(chǎn)稅）、城鎮(zhèn)土地使用稅合并后在房地產(chǎn)的保有環(huán)節(jié)統(tǒng)一征收的一種財產(chǎn)稅，且稅額隨房產(chǎn)價值的變動而變動。三、對開征物業(yè)稅可能引發(fā)的經(jīng)濟效應的理論分析對于房地產(chǎn)市場，聯(lián)系需求與供給的因素是房地產(chǎn)價格，價格高低決定房地產(chǎn)開發(fā)商與房地產(chǎn)消費者的利益關系。因其市場上的競爭，導致生產(chǎn)要素在部門之間的流動，生產(chǎn)要素的流動會改變房地產(chǎn)市場上的供求關系。由此可見，房地產(chǎn)的供求關系影響房地產(chǎn)價格的變化；反過來，房地產(chǎn)價格的變化會改變房地產(chǎn)市場上的供求結(jié)構(gòu)。1.對房地產(chǎn)市場供求影響的理論分析。房地產(chǎn)市場的需求可分為以消費為目的的需求和以投機為目的的需求。無論出于何種目的，物業(yè)稅的開征都會使房地產(chǎn)所有者在持有房屋期間繳納一定數(shù)量的稅收，增加持有成本，抑制房地產(chǎn)市場需求。對消費需求而言，物業(yè)稅的開征使消費者在購買房產(chǎn)時，更注重實際的需要，在滿足實際需要的前提下，會選擇相應的稅收負擔最小的房地產(chǎn)資產(chǎn)規(guī)模。對投機者而言，雖然在短期內(nèi)持有房地產(chǎn)所繳納的物業(yè)稅增加的成本不會太高，但是整個房地產(chǎn)市場上的交易會由于物業(yè)稅的開征而受到抑制，從而使投機者的風險增加，抑制對房地產(chǎn)市場的投機行為。物業(yè)稅的開征也會對房地產(chǎn)市場的供給產(chǎn)生間接影響。物業(yè)稅不僅針對房地產(chǎn)的保有環(huán)節(jié)課稅，還涉及房地產(chǎn)開發(fā)環(huán)節(jié)的增值稅的取消，這會使生產(chǎn)者在開發(fā)環(huán)節(jié)的生產(chǎn)成本降低，增加有效供給。但是土地作為稀缺資源，在一定時期的供給是不變的，所以對房屋供給的影響不大。同時，由于物業(yè)稅對需求市場的沖擊，使得消費者對房地產(chǎn)的需求發(fā)生變化，從而使房地產(chǎn)市場的供給結(jié)構(gòu)隨之變化，如住房的檔次、面積、面向的消費群體等。此外，房地產(chǎn)開發(fā)商未能及時售出的住房，仍需繳納物業(yè)稅，為了避免額外的持有成本，開發(fā)商會縮短銷售周期，加快資本流動的速度，減少房屋的供給規(guī)模。2.對房地產(chǎn)市場價格影響的分析。下面以靜態(tài)供求模型來說明物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場價格影響。通過設立需求函數(shù)和供給函數(shù)，建立一個靜態(tài)的供給均衡模型。模型中D表示房地產(chǎn)市場的需求量，S表示房地產(chǎn)市場的供給數(shù)量，P為房產(chǎn)價格，A、B、C、D均為參數(shù)，B＜0表示房產(chǎn)需求量與房產(chǎn)價格負相關，D＞0表示房產(chǎn)供給數(shù)量與房產(chǎn)價格正相關。（3）式?jīng)Q定了房地產(chǎn)市場的均衡價Pe，此時房地產(chǎn)市場的供需達到均衡狀態(tài)，計算可得均衡價格Pe＝（A－C）／（D－B），Qe為均衡產(chǎn)量。四、從實證角度分析物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場的影響（一）回歸模型和變量選取稅收作為政府調(diào)控房地產(chǎn)市場的重要政策手段，征收房地產(chǎn)稅一方面增加了納稅主體的稅賦負擔，另一方面又意味著政府收支的變動。因此，分析房地產(chǎn)稅收對房地產(chǎn)市場的影響就不得不考慮地方財政支出，特別是公共基礎設施建設方面的支出。本文選取了我國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）的截面數(shù)據(jù)資料為研究樣本，樣本期間選擇為1999～2007年，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2000～2008年），本文使用Stata10.0對數(shù)據(jù)進行計量分析。在建模時借鑒了奧茨（Oates）[7]、漢密爾頓（Hamilton）[8]、胡洪曙[9]及杜雪君[10]的研究結(jié)論。關于房地產(chǎn)價格、物業(yè)稅稅負和地方公共支出的關系可表述如下③：其中i表示房地產(chǎn)所在?。ㄊ?、自治區(qū)），t表示時間。PP（PropertyPrice）表示房地產(chǎn)價格，采用商品房平均銷售價格數(shù)據(jù)，代表地區(qū)房地產(chǎn)價格水平；TAX表示擬征物業(yè)稅稅負，根據(jù)前文的分析，本文將各?。ㄊ?、自治區(qū)）的保有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅（房產(chǎn)稅、城市房地產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅）的稅收收入之和除以商品房銷售額，作為物業(yè)稅實際稅負水平的代理變量；PE（PublicExpenditure）表示地方財政支出，本文采用相對指標人均地方財政支出作為代理變量④。（二）面板數(shù)據(jù)回歸分析和結(jié)果討論1.模型的篩選及檢驗。下面首先考察自變量系數(shù)所反映的樣本整體性效應，主要考慮混合估計模型、固定效應模型、隨機效應模型三種面板數(shù)據(jù)回歸方式，并通過F檢驗、B－P檢驗、Hausman檢驗來篩選和設定模型⑤（如表1）。由以上分析結(jié)果可以看出，通過有效性檢驗，最終選擇固定效應模型。一種觀點認為，當我們的樣本來自一個很小的母本時宜采用固定效應模型，反之應采用隨機效應模型。本文以全國30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）為研究對象，可以認為這30個?。ㄊ?、自治區(qū)）幾乎代表了整個母本，采用固定效應比較合適。上述檢驗的結(jié)果與理論相吻合，因此，面板數(shù)據(jù)模型應該采用固定效應回歸方式。2.固定效應的相關性與異方差檢驗及修正。確定固定效應模型以后，要考慮固定效應中可能存在異方差、序列相關及組間截面相關問題，產(chǎn)生估計偏誤，所以我們應該選擇合適的檢驗方法來檢驗異方差及相關性問題并予以糾正。其中異方差檢驗選用了修正的ModifiedWaldtest，序列相關問題使用基于差分估計量的檢驗方法（Wooldridgetest），截面間的相關性是否顯著使用Pesaran'stest⑥來檢驗（如表2）。檢驗結(jié)果表明，固定效應模型中的擾動項8。存在異方差和序列相關，且不同個體間的擾動項存在截面相關。本文在此選用能同時消除面板數(shù)據(jù)的異方差、序列相關及截面相關問題的面板修正的標準差估計（PCSE-Panel-correctedStandardError）來估計模型中的參數(shù)，State10.0運行結(jié)果如表3：從回歸結(jié)果可以看出，各變量回歸參數(shù)均在5％的水平上顯著。整個模型的確定系數(shù)為0.9974，參數(shù)聯(lián)合檢驗結(jié)果很理想，表明整個模型的擬合度很高，解釋變量的解釋力度很強，參數(shù)整體上相當顯著。模型中LnTAX的系數(shù)即物業(yè)稅的稅收彈性系數(shù)約為－0.1539，表示物業(yè)稅稅負與房地產(chǎn)價格成顯著的負相關關系，且物業(yè)稅稅負每增長1個百分點，房地產(chǎn)價格就下降0.1539個百分點。由此可見，征收物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場的抑制作用顯著，可有效預防房地產(chǎn)市場過熱。杜雪君（2009）[10]對相同問題的研究中，房地產(chǎn)稅負對房地產(chǎn)價格的彈性系數(shù)為－0.05。與此相比，征收物業(yè)稅后對房地產(chǎn)價格的影響更為顯著，與現(xiàn)行房地產(chǎn)稅相比，對房地產(chǎn)價格的抑制作用更為明顯?；貧w結(jié)果顯示，地方財政支出對房地產(chǎn)市場的影響也非常明顯，兩者成正相關關系，其彈性系數(shù)達到0.2959。地方財政支出引起當?shù)胤康禺a(chǎn)價值的增值，即前文提及的房地產(chǎn)外部性增值。因此，地方財政支出引起房價變化最終歸結(jié)于土地增值。由于土地增值稅與物業(yè)稅之間的重復征收問題，本文建議取消增值稅，不對此做進一步研究。（三）物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場影響的區(qū)域性差異——基于東、中、西部⑦地區(qū)的進一步分析中國是一個具有典型的“二元經(jīng)濟”特征的地區(qū)發(fā)展差距較大的發(fā)展中國家，且中國經(jīng)濟存在明顯的梯度差異，沿海地區(qū)比內(nèi)陸地區(qū)發(fā)達，東部比中部發(fā)達，中部比西部要好一點。而房地產(chǎn)經(jīng)濟具有明顯的地方性，并且受區(qū)域經(jīng)濟的深刻影響。由此造成了我國房地產(chǎn)市場也存在著東部、中部和西部的梯度差異。本文針對三個地區(qū)的房地產(chǎn)市場的發(fā)展狀況差異分別進行了統(tǒng)計分析，以進一步反映物業(yè)稅對不同地區(qū)的房地產(chǎn)市場的影響。根據(jù)上述對我國30個省（市、自治區(qū)）1999～2007年面板數(shù)據(jù)的分析建模過程，采用同樣的方法和步驟來分別處理我國東部、中部、西部地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)，估計出各自相應的模型參數(shù)，反映不同地區(qū)物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場影響的差異。最終結(jié)果如表4所示：回歸模型系數(shù)均通過水平為5％的顯著性檢驗，擬合優(yōu)度都在0.99以上，參數(shù)聯(lián)合檢驗均理想，回歸方程的擬合效果很好，解釋變量能很好地解釋被解釋變量。房地產(chǎn)價格與物業(yè)稅稅負成負相關關系，與地方財政支出成正相關關系。從整體來看，中西部地區(qū)的測算模型相似，各個變量的估計系數(shù)相差不大。東部地區(qū)的測算模型與中西部地區(qū)相比而言，物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場的作用程度小于中西部地區(qū)。東部地方財政支出對房地產(chǎn)市場的作用大于中西部地區(qū)，這從側(cè)面反映出經(jīng)濟發(fā)展水平越高，公共支出越多，帶動當?shù)氐耐恋卦鲋捣仍酱螅瑥亩Ц吡朔康禺a(chǎn)價格。物業(yè)稅對不同地區(qū)的房地產(chǎn)市場的影響差距較大，表現(xiàn)為中部＞西部＞東部。三者的物業(yè)稅稅負對房地產(chǎn)價格的彈性系數(shù)分別約為－0.0491（東部）、－0.1762（中部）、－0.1482（西部）；即在全國范圍內(nèi)調(diào)整物業(yè)稅，物業(yè)稅稅負每增長1個百分點，東部房地產(chǎn)價格下降0.0491個百分點，中部下降0.1762個百分點，西部地區(qū)下降0.1482個百分點。以上分析是基于物業(yè)稅稅負變化對房地產(chǎn)價格相對量的比較。由于各個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、房地產(chǎn)市場價格水平存在明顯的梯度差異，在不考慮個體差異的情況下分析相同的物業(yè)稅稅負帶來的對房地產(chǎn)市場影響的地區(qū)差異缺乏嚴謹性。在此，我們引入城鎮(zhèn)居民可支配收入，來進一步考察物業(yè)稅對房地產(chǎn)市場的更實際的影響。通過對樣本數(shù)據(jù)的重新整理計算，1999～2007年東、中、西三個地區(qū)人均城鎮(zhèn)居民可支配收入的平均值分別為10745.92元、7428.375元、7442元，商品房價格平均為3165.976元、1649.51元、1688.879元（如圖3）。我們可以計算三個地區(qū)的物業(yè)稅稅負每增加一個百分點時，居民對房地產(chǎn)的經(jīng)濟負擔的變化，在此用居民的房價負擔變化率來反映物業(yè)稅對房價的實際影響。圖31999～2007年東、中、西部地區(qū)房地產(chǎn)價格與城鎮(zhèn)居民可支配收入居民的房價負擔變化率＝房地產(chǎn)價格下降的絕對值／城鎮(zhèn)居民可支配收入房地產(chǎn)價格下降的絕對值＝房地產(chǎn)價格變化率*房地產(chǎn)價格按上式計算得，當全國統(tǒng)一開征物業(yè)稅時，物業(yè)稅稅負每增加1％引起的房地產(chǎn)價格下降，使三個地區(qū)居民的經(jīng)濟負擔分別減少1.47％（東）、3.91％（中）、3.36％（西）。五、結(jié)論通過以上分析可以看出，首先，房地產(chǎn)市場價格隨物業(yè)稅增加而降低，物業(yè)稅稅負每增加1％，房地產(chǎn)價格下降0.154個百分點。與現(xiàn)行房地產(chǎn)稅相比，物業(yè)稅的開征對房價起到更明顯有效的抑制作用，可以緩解現(xiàn)行房地產(chǎn)市場過熱，抑制房地產(chǎn)市場泡沫。其次，東、中、西部地區(qū)由于區(qū)域因素及經(jīng)濟發(fā)展的梯度差異，房地產(chǎn)市場價格對物業(yè)稅的反應程度不一，具體表現(xiàn)為中部、西部大體相似，東部弱于中、西部。物業(yè)稅稅負每增加1％，東、中、西部地區(qū)房價分別降低0.0491、0