梁富山
(中共國家稅務總局黨校 教研一部,江蘇 揚州 225007)
根據國外相關研究文獻[1-11]①參見文后參考文獻[1-11]。分析,大部分學者在研究房地產價格與地方財政收入協(xié)同效應時主要側重于房地產價格與宏觀經濟、財政和稅收政策方面,從宏觀經濟因素研究視角建立計量分析模型,但由于西方市場化發(fā)達國家地方財政收入主要以稅收收入、轉移支付和各類稅費為主,使得針對性研究房地產市場價格變動與地方財政收入的協(xié)同效應文獻較少。
1994年我國分稅制改革土地使用制度和住房商品化推向市場,眾多學者側重政府和企業(yè)角度研究房地產價格與地方財政收支內在推動關系以分析背后深層級效應。
通過對文獻[12-29]①參見文后參考文獻[12-29]。的回顧,發(fā)現(xiàn)國內外學者基于各國社會體制和經濟發(fā)展狀況的差異,對房地產行業(yè)與地方財政研究角度和結論不完全一致,研究方法和變量選擇也有差異,但研究結論普遍肯定一點:房地產價格與地方財政收入間存在協(xié)同效應。本文擬在梳理國內外研究文獻的基礎上,建立1998-2012年省際動態(tài)面板數據模型并進行實證分析,進行相關研究。
1968年,密西根大學社會科學研究所建立收入動態(tài)研究面板數據集,研究美國的貧困特征及其原因拉開了面板數據的開端,面板數據模型的眾多優(yōu)勢使它備受理論界和實務屆的廣泛重視。就我國現(xiàn)行轉型經濟體制研究而言,由于社會主義市場經濟體制的歷史較短,研究者充分利用面板數據計量經濟學模型研究揭示這些經濟關系存在的內在動態(tài)變化屬性和調整過程顯得尤為重要和迫切。實踐中最常運用兩類動態(tài)面板數據模型,一類是自回歸面板數據模型:
另一類是存在外生變量的線性動態(tài)面板數據模型:
為解決動態(tài)面板數據組內回歸估計的非一致問題,本文擬采用工具變量估計和廣義矩估計(GMM)替代OLS。根據研究目的,本文介紹存在外生變量的動態(tài)面板數據模型,為敘述的方便推導模型中包含被解釋變量的一階滯后項,其研究結論可推廣至高階滯后項情形。
這里,(3)式滿足下面假設1和假設2
假設2 解釋變量xkit與誤差項μit無關,即解釋變量xkit是嚴格外生的。
于是,對于=1,2,…,N;=0,1,2,…,T;=0,1,2,…T;E(xkit,Vμit)=0,即Xi1,Xi2,…,XiT都是一階差分模型為:
滯后項Vyt-1=y(tǒng)i,t-1-yi,t-2的工具變量。其中,Xit=(x1it,x2it,…,xkit)。
同時,Vxkit也是xkit的工具變量,因此,對于i=1,2,…,N;=0,1,2,…,T,有,
因此,一階差分模型(4)式的工具變量為:
即,E(Z'iVμi)=0
求解最小化問題
類似地,模型(4)式的系數的一致GMM 估計為
其中,
Arellano和Bover(1995)經過系統(tǒng)推導出模型(4)式系數的一致GMM 估計為:
其協(xié)方差矩陣為:
地方財政收入的內涵有廣義和狹義之分,廣義的地方財政收入是指地方一般公共預算收入、地方政府性基金預算收入、地方國有資本經營預算收入;狹義的地方財政收入則是指地方一般公共預算本級收入、中央稅收返還和中央轉移支付。不考慮公有制問題,文中僅僅從稅收來看地方財政,地方財政收入指的是一般公共預算,即狹義地方財政收入。地方財政收入主要受經濟和非經濟兩大因素影響,由于政策等非經濟因素對地方財政收入協(xié)同效應難于衡量且不易控制,下面著重從經濟因素層面研究分析。
經濟因素層面中稅收收入和非稅收收入組成了該層面地方財政的主體收入,而非稅收收入中又主要是土地收入。以2014年為例,狹義地方財政收入為127 464.18億元,經計算地方土地毛收入占了地方財政收入的33.4%,而地方土地出讓收入42 605.90億元,其中扣除80%的成本性費用(不能完全由地方統(tǒng)籌安排使用)后約20%的土地出讓收益才是地方可以統(tǒng)籌使用的資金,表明整體上看不足7%土地出讓毛收入可為地方統(tǒng)籌使用。本文從地方政府統(tǒng)籌使用地方財政收入角度研究問題,故而沒有考慮土地收入。另外,鑒于當前第一產業(yè)對地方財政收入作用相對于第二、三產業(yè)效應較小,同時房地產業(yè)相比其他產業(yè)整體涉及面廣、產業(yè)鏈長、關聯(lián)度高、帶動力強,承載著多重復雜的利益關系,牽動著不同群體的利益神經,是稅收收入的主體產業(yè),根據產業(yè)關聯(lián)原則,本文選擇工業(yè)和其他第三產業(yè)作為控制變量以分析一些不可度量的經濟指標或政策環(huán)境,相應指標選取工業(yè)增加值、除房地產業(yè)外的第三產業(yè)增加值(詳見表1)。
表1 測度指標名稱、符號和說明一覽表
研究數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中經網產業(yè)數據庫》。鑒于重慶市于1997年確立為直轄市以及1994年分稅制改革剛剛啟動,各項規(guī)章制度尚不太完善,本文選取1998-2012年省際面板數據(鑒于數據可得性原則,沒有考慮香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣?。λ凶兞咳∽匀粚颠M行房地產價格與地方財政收入協(xié)同效應的研究。
平穩(wěn)性檢驗也稱單位根檢驗,只有當變量單整階數相同時序列之間才有可能存在協(xié)整關系。鑒于全國31個省、市、自治區(qū)經濟發(fā)展水平和地區(qū)差異,為確保估計結果的有效性、避免偽回歸,本文從面板數據縱剖面相關性結構的視角,采用各截面序列具有不同單位根的Fisher-PP檢驗方法,檢驗面板數據的平穩(wěn)性,同時針對被解釋變量(地方財政收入)和解釋變量(房地產價格、工業(yè)增加值和其他第三產業(yè)增加值)的原序列及其一階差分序列和檢驗方程中含截距項、趨勢項兩個層面組合檢驗,結果如表2所示。
表2 變量平穩(wěn)性檢驗結果一覽表
從表2檢驗結果看出,各變量原序列無論是否含截距項、趨勢項都存在單位根(非平穩(wěn)序列),但一階差分序列單位根檢驗中均拒絕了原假設,表明一階差分序列平穩(wěn)且地方財政收入、房地產價格、工業(yè)增加值和其他第三產業(yè)增加值一階單整。
根據變量平穩(wěn)性檢驗知變量一階單整,為分析研究房地產價格與地方財政收入長期穩(wěn)定的協(xié)同均衡協(xié)整關系奠定了基礎。為保證結論的可靠性,本文采用由E-G 兩步法(1987)發(fā)展起來的Pedroni和Kao方法進行協(xié)整檢驗,結果如表3所示。
表3 變量Pedroni和Kao協(xié)整性檢驗結果一覽表
從表3看出,因變量與自變量之間Pedroni和Kao檢驗結果均在0.01顯著水平下拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。因此,非平穩(wěn)被解釋變量地方財政收入與解釋變量(房地產價格、工業(yè)增加值和其他第三產業(yè)增加值)存在長期穩(wěn)定的均衡關系。
經檢驗各變量一階差分序列不存在單位根且各變量存在協(xié)整關系前提下分析研究變量間格蘭杰因果關系,一般認為房地產價格與地方財政收入之間具有2-3年的滯后影響期,經反復測定比較發(fā)現(xiàn)滯后3階模型不具有1階自相關性,且擁有較小AIC值,檢驗結果見表4。
表4 變量格蘭杰因果檢驗結果一覽表
需要注意的是,格蘭杰因果關系檢驗目的是為了驗證變量間的先后順序,恰當確認是否存在一個變量的前期信息對另一個變量當前的影響,而并非邏輯意義上的因果關系。從表4檢驗結果看出:第一,房地產價格與地方財政收入在0.05顯著水平下整體互為推動,構成復雜的交叉作用機制,說明地方財政收入增加的內在動力有助于拉高房地產價格,而房地產價格進一步攀高反過來從土地出讓金、土地增值稅、營業(yè)稅等角度推動地方財政收入的增長。第二,地方財政收入不是工業(yè)增加值的格蘭杰原因接受了原假設,而地方財政收入是其他第三產業(yè)增加值的格蘭杰原因,反之不然,構成單向格蘭杰因果關系。這一結論說明,作為地方財政收入重要來源的工業(yè)增加值其增長直接充實了地方財政收入,兩者相互作用中工業(yè)增加值起到基礎性推動作用。另外,據國家統(tǒng)計局統(tǒng)計,2013年國內生產總值結構中第三產業(yè)增加值自建國以來首次超過第二產業(yè)且增速也超過了第一和第二產業(yè),說明地方政府在工業(yè)增加值穩(wěn)步發(fā)展前提下將地方財政收入相當比例支出投向了第三產業(yè),直接體現(xiàn)了當前及今后一段時期優(yōu)化產業(yè)結構、轉變經濟發(fā)展方式,加大第三產業(yè)投入以提升其在國民經濟中的突出作用,不僅符合第三產業(yè)的發(fā)展規(guī)律,而且能推動經濟發(fā)展、促進就業(yè),也在一定程度上驗證了地方財政收入不是其他第三產業(yè)增加值格蘭杰原因,當前兩者作用關系中加大地方財政收入在其他第三產業(yè)領域的投入是原始動力,能促進現(xiàn)代第三產業(yè)有序、健康、協(xié)調、跨越發(fā)展。
經典估計方法在動態(tài)面板數據模型估計中勢必產生參數估計非一致、有偏和內生性等問題,使得推斷的經濟學含義發(fā)生扭曲。針對上述情況Blundell&Bond(1998)利用蒙特卡洛試驗發(fā)現(xiàn)有限樣本下系統(tǒng)廣義矩估計偏差更小、更有效,Nickell(1981)、Blundell&Bove(1995)以及Bond等(2001)得出同樣結論,并指出兩步廣義矩估計較一步廣義矩估計更有效。有鑒于此,本文運用動態(tài)面板數據模型兩步系統(tǒng)廣義矩估計,估計結果如表5所示。
表5 動態(tài)面板數據模型兩步系統(tǒng)廣義矩估計結果一覽表
鑒于工業(yè)增加值和其他第三產業(yè)增加值這兩個控制變量以及房地產價格和地方財政收入時滯性,選擇存在外生變量的線性動態(tài)面板數據模型,同時將房地產價格和地方財政收入這兩個變量的一階滯后項引入動態(tài)面板數據回歸方程,結果如下:
lnLFit=2.858+0.377lnLFi,t-1+0.163lnHPit+0.109lnHPi,t-1+0.356lnIIVit+0.251lnTIit
第一,從回歸方程的估計系數知,滯后一期地方財政收入的邊際彈性系數lnLF.L1.高達0.377對當期的地方財政收入具有較大影響,并在0.01顯著水平下通過檢驗,說明長期看我國地方財政收入不僅僅受到諸如當地經濟發(fā)展水平和結構因素(基礎性的制約作用)、價格因素、生產技術水平因素、分配制度和分配政策因素等多重影響,自身也存在明顯的剛性作用且動態(tài)均衡收斂,一定程度上解釋了區(qū)域地方財政收入存在差異的現(xiàn)狀。
第二,房地產價格由于自身滯后作用慣性的存在,當期房地產價格及滯后一期值對地方財政收入從經濟理論上分析都具有一定促進作用,檢驗結果兩者都在0.01顯著性水平下拒絕了系數為零的原假設,具有統(tǒng)計意義上顯著,其邊際彈性系數分別為0.163和0.109,具備正向刺激作用,當期房地產價格對地方財政收入影響程度較大并逐期遞減,即我國房地產價格以及滯后一期值每提高一個單位,地方財政收入分別變動16.3%和10.9%個單位,表明房地產價格對地方財政收入的影響具有時滯性,一定程度上是因為房地產價格與地方財政收入的協(xié)同關系存在一定周期。
第三,作為本文控制變量的工業(yè)增加值和其他第三產業(yè)增加值估計系數都在0.01水平下統(tǒng)計意義上顯著,相比房地產價格與地方財政收入的協(xié)同效應更為凸顯,分別為0.356和0.251,即工業(yè)增加值和其他第三產業(yè)增加值每變動一個單位,地方財政收入分別變動35.6%和25.1%個單位,一定程度上說明工業(yè)和其他第三產業(yè)是地方財政收入的主要來源和支柱產業(yè),地方政府增加地方財政收入不要僅盯房地產行業(yè),當前金融危機和全球化現(xiàn)實情況下要轉變發(fā)展方式和發(fā)展思路,創(chuàng)新工業(yè)和其他第三產業(yè)應全面、協(xié)調、可持續(xù)提升。
從動態(tài)面板數據模型估計結果看,滯后一期地方財政收入的邊際彈性系數高達0.377且0.01顯著水平下通過檢驗,說明地方財政收入受多重因素影響且自身存在明顯的剛性作用并動態(tài)均衡收斂,也一定程度上解釋了區(qū)域地方財政收入存在差異的現(xiàn)狀。同時工業(yè)增加值和其他第三產業(yè)增加值相比房地產價格與地方財政收入的協(xié)同效應更為凸顯,要求地方政府理性看待房地產業(yè)的發(fā)展,抓好地方財政收入基礎、嚴守地方財政收入增長的自身規(guī)律,兼顧三大產業(yè)的協(xié)調發(fā)展,因勢利導調整優(yōu)化產業(yè)結構,創(chuàng)新工業(yè)和其他第三產業(yè)尤其是第三產業(yè),以促進地方財政收入可持續(xù)、包容性增長。
當期及滯后一期房地產價格邊際彈性系數分別為0.163和0.109具備正向逐期遞減刺激作用且通過顯著性檢驗,說明房地產價格對地方財政收入的影響突出并具有時滯性。然而,當前地方債務存量規(guī)模較大,還本付息的資金來源收緊,經濟進入中低增速新常態(tài),多重因素疊加在一起,地方財政壓力與日俱增,要高度警惕區(qū)域性風險的擴散。要以改革的辦法來強化地方財政風險管理,避免系統(tǒng)性風險的發(fā)生,防止財政風險給經濟風險雪上加霜。根本的辦法是鼓勵創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)新,同時積極推進營業(yè)稅改征增值稅財稅體制改革范圍和進度,將房地產業(yè)納入改革范圍,使得房地產業(yè)以及上下游相關行業(yè)加大抵扣鏈條,建立有利于科學發(fā)展的稅收制度,消除重復征稅,降低房地產業(yè)稅收成本,穩(wěn)定房地產價格,增強企業(yè)發(fā)展能力,為經濟增長贏得時間優(yōu)勢,提升地方經濟增長后勁以化解地方債務,形成地方財政與房地產業(yè)良性發(fā)展循環(huán)。
房地產市場引起的諸多問題的解決并非一蹴而就,相關調控政策也并非十全十美,過于剛性的短期房地產調控政策或許會使房地產價格有所抑制,但也可能加劇通貨膨脹,使得相關行業(yè)及金融業(yè)遭受重創(chuàng),導致國民經濟的蕭條,進而影響社會穩(wěn)定。對房地產行業(yè)的調控必須找到根本原因、穩(wěn)妥推進長效機制,從保障和民生的角度監(jiān)管到位才能標本兼治。政府必須支持保障房托底、增加廉租房、公租房建設以滿足中低收入家庭住房需求,以市場化的商品房滿足中高收入家庭住房需求。對供給、需求端的放開尤其是核心資金層面的相應放寬以及保障房建設、不動產統(tǒng)一登記、戶籍制度改革、改變金融機構寬松的貨幣政策,拓寬資本投資渠道,引導和調節(jié)房地產投機需求等長效機制的穩(wěn)步推進,促進房地產市場的長期健康發(fā)展,發(fā)揮其對整體經濟促增長的作用,一定程度為長期改革釋放有效的時空效應。
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