朱 斌

（福建省財(cái)政廳，福州 350003）

一、與房產(chǎn)稅改革相關(guān)的文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)現(xiàn)有對(duì)房產(chǎn)稅（物業(yè)稅）改革的研究若按分析方法大致可以分作兩類：一是采用理論定性分析法，對(duì)我國(guó)房產(chǎn)稅改革作出定性分析而得出結(jié)論；二是通過(guò)收集有關(guān)數(shù)據(jù)，建立數(shù)理模型進(jìn)行定量或數(shù)學(xué)模擬分析，從實(shí)證的角度論證我國(guó)房產(chǎn)稅改革的可行性。若按觀點(diǎn)內(nèi)容又大致可以分為三類：一是可行論，這類觀點(diǎn)認(rèn)為我國(guó)房產(chǎn)稅改革具備可行性（王曉華（2010），賈康（2010），王鵬、李菁（2010），徐策（2010），韋志超、易綱（2006），劉潔、李文（2010））；二是質(zhì)疑論，通過(guò)對(duì)我國(guó)房產(chǎn)稅效應(yīng)進(jìn)行分析，認(rèn)為我國(guó)房產(chǎn)稅改革不具可行性（王智波（2008））；三是條件論，認(rèn)為只有改革先決條件具備，改革才可行（唐明（2008，2009），吳旭東、李晶（2006），李敏（2010），李夢(mèng)娟（2010））。

關(guān)于采取何種改革模式去實(shí)現(xiàn)上述目標(biāo)，有以下兩種觀點(diǎn)：一種模式是，通過(guò)將國(guó)有土地使用權(quán)的批租出讓制改為年租稅制，把房地產(chǎn)開發(fā)階段一次性繳納的土地出讓金分?jǐn)偟奖Ｓ协h(huán)節(jié)，以房產(chǎn)稅的形式按年繳納。同時(shí)，將現(xiàn)行的房地產(chǎn)開發(fā)、銷售、持有環(huán)節(jié)的房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅合并為房產(chǎn)稅；將印花稅、契稅合并為契稅；取消土地增值稅等其他不合理的稅費(fèi)。另一種模式是，在不從根本上改革土地批租出讓制的前提下，僅對(duì)現(xiàn)有的與房地產(chǎn)開發(fā)、銷售、持有環(huán)節(jié)的各稅種進(jìn)行歸并、整合和改革，即第一種模式中涉及稅改的部分內(nèi)容。

可以看出，兩種模式涉稅部分觀點(diǎn)相同，即通過(guò)歸并、整合和改革房地產(chǎn)所涉各稅種，旨在合理分?jǐn)偡康禺a(chǎn)開發(fā)、銷售、保有三環(huán)節(jié)稅負(fù)，避免重復(fù)征稅；差異在于是否改變現(xiàn)有的國(guó)有土地使用權(quán)批租出讓制。選擇第一種改革模式，將土地開發(fā)環(huán)節(jié)收取的出讓金分?jǐn)偟礁髂暾魇?，有利于降低房地產(chǎn)開發(fā)成本，一定程度上或能殺跌房?jī)r(jià)，降低居民購(gòu)房門檻，降低房地產(chǎn)行業(yè)金融風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)將一次性獲取的土地批租收入分?jǐn)偟礁髂暌远惖男问绞杖?，能形成地方政府長(zhǎng)期穩(wěn)定的財(cái)政收入，有利于改變地方政府過(guò)分依賴賣地的短期行為模式；但是，若改革時(shí)機(jī)的選擇以及配套措施等未能考慮周全，很可能會(huì)出現(xiàn)如下問(wèn)題：一是改革導(dǎo)致地方財(cái)力吃緊；二是改革后出現(xiàn)高稅率的房產(chǎn)稅；三是改革可能會(huì)出現(xiàn)橫向不公平，苦樂(lè)不均等問(wèn)題。顯然，采取第一種改革模式進(jìn)行一步到位式的改革，難度較大，采取分步實(shí)施，循序漸進(jìn)，各個(gè)突破的改革方式則較為可行。

房產(chǎn)稅改革必然會(huì)影響房地產(chǎn)市場(chǎng)、政府財(cái)政和社會(huì)公眾行為。但是房產(chǎn)稅改革在我國(guó)并未統(tǒng)一部署與實(shí)施，尚處于模擬評(píng)稅階段，所以對(duì)改革的影響進(jìn)行定量的模擬測(cè)算分析就凸顯重要。目前，國(guó)內(nèi)部分模擬評(píng)稅試點(diǎn)作法是假設(shè)房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅合并統(tǒng)一開征房產(chǎn)稅后，總體稅負(fù)不變，從而得出新稅稅率。本文正是基于這一基本想法，利用龍海市的部分?jǐn)?shù)據(jù)，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，從實(shí)證角度來(lái)檢驗(yàn)此改革模式與房?jī)r(jià)之間的關(guān)系。

二、房產(chǎn)稅改革與房?jī)r(jià)關(guān)系的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)整理與模型設(shè)定

1.變量選取、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理。變量Taxt包括四部分：分別是房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅收入之和（萬(wàn)元）記為ReformModel1；房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、耕地占用稅收入之和（萬(wàn)元）記為ReformModel2；房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅收入（萬(wàn)元）記為Hbusinesstax；契稅收入（萬(wàn)元）記為Contracttax。變量Hpt為商品房銷售季度均價(jià)（元），記為Houseprice。變量Hst為商品房季度銷售面積（平方米）。

本文采用的數(shù)據(jù)為龍海市2006年-2010年各年度的季度數(shù)據(jù)，與房地產(chǎn)相關(guān)的各稅種收入數(shù)據(jù)來(lái)源于龍海市財(cái)政局、地方稅務(wù)局；商品房銷售面積、銷售季度均價(jià)等數(shù)據(jù)來(lái)源于龍海市統(tǒng)計(jì)局。各數(shù)據(jù)均已進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以貨幣衡量的數(shù)據(jù)已剔除物價(jià)因素。為了消除異方差，讓數(shù)據(jù)更平滑，并使研究結(jié)果更有實(shí)際意義，對(duì)Taxt、Hpt和Hst三個(gè)時(shí)間序列分別進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

2.研究方法與模型設(shè)定。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來(lái)描述變量關(guān)系的模型，但是經(jīng)濟(jì)理論通常并不足以對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系提供一個(gè)嚴(yán)密的說(shuō)明，而且內(nèi)生變量既可以出現(xiàn)在方程的左端又可以出現(xiàn)在方程的右端，使得估計(jì)和推斷變得更加復(fù)雜，1980年西姆斯（C.A.Sims）引入的VAR模型能夠很好地解決上述問(wèn)題，并具有易操作性。

根據(jù)西姆斯的理論，如果在一組變量之中有真實(shí)的聯(lián)立性，那么這些變量就應(yīng)平等地加以對(duì)待，而不應(yīng)該事先區(qū)分內(nèi)生和外生變量。因此，研究將稅收、房?jī)r(jià)和商品房銷售面積同視為被解釋變量，考察其滯后值對(duì)被解釋變量的影響程度，其之間關(guān)系的計(jì)量模型可設(shè)定如下：

式中：Hpt、Taxt、Hst分別表示商品房季度均價(jià)、房地產(chǎn)相關(guān)稅收收入和商品房季度銷售量；α、β、λ、ω、準(zhǔn)、κ、γ、φ、δ為各變量回歸系數(shù)，μt、θt、ηt代表各方程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，并且與解釋變量和自身滯后值不相關(guān)。

（二）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文利用ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，Hs和Contracttax在 1%顯著水平下平穩(wěn)；Hp、Reformmodel1、Reformmodel2、Hbusinesstax四個(gè)時(shí)間序列在10%顯著性水平下都是非平穩(wěn)的，而其一階差分序列dHp、dReformmodel1、dReformmodel2、dHbusinesstax 則 全部平穩(wěn)。因此，商品房季度銷售面積、契稅收入兩個(gè)時(shí)間序列是零階單整序列；而商品房季度均價(jià)、稅改模式I、稅改模式II以及房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅收入四個(gè)時(shí)間序列均是一階單整序列。因此，變量Hs，Contracttax與Hp、Reformmodel、Reformmodel2、Hbusinesstax不存在協(xié)整關(guān)系，而 Hp與 Reformmodel、Reformmodel2、Hbusinesstax則有可能存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的方法來(lái)檢驗(yàn) Hp 與 Reformmodel、Reformmodel2、Hbusinesstax之間的協(xié)整關(guān)系，選擇在序列有確定性線性趨勢(shì)，而協(xié)整方程只有截距項(xiàng)的條件下做協(xié)整檢驗(yàn)。由表2和表3可知，在1%顯著性水平下，變量Hp分別與變量Reformmodel1、Hbusinesstax存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，且Hp、Reformmodel1和Hbusinesstax之間亦存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)表3的檢驗(yàn)結(jié)果，將協(xié)整方程寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式：Hp=-0.31Reformmodel1+0.34Hbusinesstax+3.49。由此可以看出，變量商品房季度銷售均價(jià)分別與稅改模式I、房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅收入兩變量存在清楚的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。未來(lái)若實(shí)施改革模式I，長(zhǎng)期內(nèi)將可能會(huì)在一定程度上抑制龍海市的房?jī)r(jià)上漲。按照方程系數(shù)意義，房產(chǎn)稅每提高1%，房?jī)r(jià)將下跌0.31個(gè)百分點(diǎn)。而現(xiàn)行的營(yíng)業(yè)稅長(zhǎng)期內(nèi)則會(huì)推高龍海市房?jī)r(jià)，每提高1%，房?jī)r(jià)將上升0.34個(gè)百分點(diǎn)。

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（三）短期沖擊效應(yīng)分析

1.VAR模型的構(gòu)建。協(xié)整方程考察了變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，下面我們通過(guò)建立VAR模型考察變量間的短期沖擊效應(yīng)。依據(jù)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果，由于變量Hp僅與變量Reformmodel1、Hbusinesstax存在協(xié)整關(guān)系，從而本文僅構(gòu)建將變量 Hp、Reformmodel1、Hbusinesstax納入同個(gè)系統(tǒng)來(lái)分析的VAR模型。根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，本文將VAR（P）的滯后階數(shù)P定為2，經(jīng)過(guò)回歸，模型數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

參考軟件輸出的OLS相關(guān)回歸結(jié)果，R2和adjR2的值都較大，均達(dá)70%以上，方程整體擬合效果較好。

2.脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。圖1顯示了Hp、Reformmodell、Hbusinesstax在系統(tǒng)中對(duì)各自一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)函數(shù)，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示因變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度，圖中實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)2倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖1第一行可以看出，在實(shí)施房產(chǎn)稅改革的前提下，龍海市商品房季度均價(jià)對(duì)自身的波動(dòng)沖擊比較敏感，于第5期左右達(dá)到波谷后，影響逐步減弱，總體形狀符合市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律。房產(chǎn)稅（物業(yè)稅）開征后在第8期之前對(duì)龍海市房?jī)r(jià)有一定抑制作用，這種影響在第3期達(dá)到峰值后，在第7期后出現(xiàn)上下震蕩，并于第14期逐漸消失。房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅對(duì)房?jī)r(jià)的沖擊效應(yīng)在第2期達(dá)到峰谷后，逐步轉(zhuǎn)為正向，并于第5期左右達(dá)到波峰狀態(tài)，之后雖又有起伏變化，但總體處于衰減狀態(tài)。圖1第二行考察房產(chǎn)稅對(duì)各變量標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的相應(yīng)情況：房產(chǎn)稅對(duì)自身的沖擊響應(yīng)比較不敏感，于第9期基本平息。對(duì)房?jī)r(jià)、房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅沖擊響應(yīng)均從期初正向響應(yīng)變化為負(fù)向，于第2期達(dá)到峰谷，隨后出現(xiàn)漸弱波動(dòng)，所不同的是，前者圍繞零度線上下震蕩，后者屬于正向波動(dòng)。圖1第三行考察房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅對(duì)各變量標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的相應(yīng)情況：與房產(chǎn)稅情況相反，房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅對(duì)自身的波動(dòng)有較強(qiáng)反應(yīng)，并一直處于正向波動(dòng)狀態(tài)；對(duì)來(lái)自房?jī)r(jià)和房產(chǎn)稅的短期沖擊響應(yīng)則比較弱。

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3.方差分解。方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化（通常用方差來(lái)度量）的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。表4是房?jī)r(jià)、改革后的房產(chǎn)稅和房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅方差分解的結(jié)果：變量Reformmodel1對(duì)Hp的短期沖擊效應(yīng)在前4期增長(zhǎng)較快，第3期較前期增長(zhǎng)達(dá)20倍之多，但在第5期之后逐漸減弱，第7期之后貢獻(xiàn)度基本維持在8%，最大貢獻(xiàn)度在第4期實(shí)現(xiàn)，為14%。變量Hbusinesstax對(duì)Hp的影響在期初經(jīng)過(guò)加速上升，第6期后基本處于小幅上下波動(dòng)狀態(tài)，最大貢獻(xiàn)度達(dá)到51.39%。變量Hp變動(dòng)來(lái)自自身的沖擊在第6期以后較為穩(wěn)定，在40%左右，最大貢獻(xiàn)度為40.76%。各變量對(duì)變量Reformmodel1的沖擊效應(yīng)貢獻(xiàn)度增長(zhǎng)速率不一，變量Reformmodel1對(duì)Hbusinesstax和Hp的變動(dòng)更為敏感，各變量的貢獻(xiàn)度在第8期后較為均衡。房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅的變動(dòng)貢獻(xiàn)度主要依賴自身的沖擊，最大貢獻(xiàn)度達(dá)83%左右。

（四）Granger因果檢驗(yàn)

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)（Hp）、房產(chǎn)稅改革（Reformmodel1）和房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅（Hbusinesstax）之間存在著協(xié)整關(guān)系，但三者之間是否構(gòu)成因果關(guān)系尚需進(jìn)一步驗(yàn)證。本文采用Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為2，對(duì)各變量的Granger因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，在5%的顯著性水平下，Hp是Reformmodel1的Granger原因；在10%的顯著水平下，Hbusinesstax是Hp的Granger原因。

三、主要結(jié)論及政策建議

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在對(duì)2006年—2010年龍海市房地產(chǎn)相關(guān)時(shí)間序列進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)后，通過(guò)協(xié)整分析和建立VAR模型，分別對(duì)房?jī)r(jià)、房產(chǎn)稅改革以及房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅的長(zhǎng)期均衡關(guān)系、短期沖擊效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，得到如下主要結(jié)論：

（1）房?jī)r(jià)Hp、房產(chǎn)稅改革Reformmodel1與房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅Hbusinesstax存在協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從長(zhǎng)期來(lái)看，將房產(chǎn)稅與城鎮(zhèn)土地使用稅改革歸并對(duì)房?jī)r(jià)存在一定程度上的抑制作用，而征收房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅則會(huì)增加房地產(chǎn)建筑、交易成本，成為房?jī)r(jià)上漲的推手之一。

（2）脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解結(jié)果表明房?jī)r(jià)變動(dòng)主要受到營(yíng)業(yè)稅沖擊和自身沖擊的影響。房產(chǎn)稅改革雖然期初對(duì)房?jī)r(jià)存在一個(gè)短期負(fù)向沖擊，但影響較弱且較為有限；房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅短期內(nèi)對(duì)房?jī)r(jià)的沖擊效應(yīng)較強(qiáng)且以正向?yàn)橹鳌?/p>

（3）Granger因果檢驗(yàn)表明，房產(chǎn)稅改革并不是引起房?jī)r(jià)下跌的Granger原因；相反地，房?jī)r(jià)變動(dòng)卻能Granger引起房產(chǎn)稅收入的波動(dòng)；營(yíng)業(yè)稅是引致房?jī)r(jià)變動(dòng)的Granger原因。

結(jié)合以上結(jié)論，針對(duì)房產(chǎn)稅改革有如下政策建議：

一是應(yīng)明確實(shí)施房產(chǎn)稅改革的目的。房?jī)r(jià)問(wèn)題是一個(gè)寬泛的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)問(wèn)題，單單靠房產(chǎn)稅無(wú)力也不可能從根本上解決。本文的研究結(jié)果表明，房產(chǎn)稅改革長(zhǎng)短期內(nèi)對(duì)房?jī)r(jià)都能起到一定的抑制作用，但是這種影響并非直接因果作用且十分微弱和有限，房?jī)r(jià)更多地取決于房地產(chǎn)市場(chǎng)本身的運(yùn)轉(zhuǎn)。房產(chǎn)稅改革應(yīng)以發(fā)揮房產(chǎn)稅籌集收入的財(cái)政職能和優(yōu)化地方政府支出結(jié)構(gòu)的作用為主，以調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)為輔。

二是應(yīng)加強(qiáng)房地產(chǎn)市場(chǎng)的監(jiān)督管理。當(dāng)前房地產(chǎn)管理體制，房產(chǎn)、地產(chǎn)管理相分離，市場(chǎng)發(fā)育不成熟，房地產(chǎn)交易信息公開性差，房地產(chǎn)稅收管理一體化尚未形成，應(yīng)結(jié)合中央有關(guān)文件要求，以建立健全房地產(chǎn)市場(chǎng)部門信息交換平臺(tái)為當(dāng)前要?jiǎng)?wù)，切實(shí)加強(qiáng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的監(jiān)管，為實(shí)施房產(chǎn)稅改革準(zhǔn)備條件。

三是加強(qiáng)實(shí)施房產(chǎn)稅改革的制度保障。為加強(qiáng)制度保障，切實(shí)保證房產(chǎn)稅改革的順利實(shí)施，可以向中央政府爭(zhēng)取在體制上作出一定程度的讓渡，例如，規(guī)定在全國(guó)統(tǒng)一稅政的前提下，地方可以根據(jù)當(dāng)?shù)貙?shí)際情況進(jìn)行具體規(guī)定等。

四是以合理分配稅負(fù)為原則，整合現(xiàn)有房地產(chǎn)各稅種。有研究表明，房地產(chǎn)取得、流轉(zhuǎn)和保有三環(huán)節(jié)上呈現(xiàn)出稅負(fù)“兩頭小、中間大”的狀況，且從本文研究成果來(lái)看，房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅增加了住房建設(shè)成本和交易成本，長(zhǎng)期、短期內(nèi)更多地承擔(dān)著推高房?jī)r(jià)的角色，因此，在實(shí)施房產(chǎn)稅改革，提高保有環(huán)節(jié)稅負(fù)的同時(shí)，在條件成熟時(shí)，可以考慮向中央政府建議有步驟地相機(jī)調(diào)低房地產(chǎn)營(yíng)業(yè)稅稅負(fù)。這樣，在降低房屋建設(shè)成本、交易成本的同時(shí)，增加了房屋持有成本，有利于稅負(fù)成本合理分?jǐn)偟椒康禺a(chǎn)各環(huán)節(jié)，在降低開發(fā)成本，盤活房地產(chǎn)市場(chǎng)，增加房源供給的同時(shí)，能同時(shí)控制房屋空置率，使房地產(chǎn)領(lǐng)域的投資有所收斂，從而在房屋供給和需求上同時(shí)實(shí)現(xiàn)抑制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)理性發(fā)展的目的。

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〔9〕李敏.我國(guó)開征物業(yè)稅必須先行解決的幾個(gè)問(wèn)題[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2010.12.

〔10〕李夢(mèng)娟.物業(yè)稅設(shè)計(jì)的若干基本問(wèn)題[J].稅務(wù)研究，2010.04.