【摘要】基于供求關(guān)系理論，財(cái)產(chǎn)稅通過(guò)發(fā)揮收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，使房地產(chǎn)投資者因稅負(fù)增多，實(shí)際收入較少，而改變投資決策。過(guò)分集中的社會(huì)資本從房地產(chǎn)市場(chǎng)抽離，房屋需求降低，從而控制房?jī)r(jià)。本文以房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)重慶市為例，采用實(shí)證方法分析財(cái)產(chǎn)稅對(duì)重慶市房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的影響作用和存在的不足。

【關(guān)鍵詞】房產(chǎn)稅改革;房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格

1、變量的選擇與模型的建立

實(shí)證模型數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)網(wǎng)、中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒，并借鑒參考文獻(xiàn)中所應(yīng)用的影響房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的主要因素，選取重慶市1999-2016共18年的反映國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，居民生活水平、物價(jià)指數(shù)，商品房的需求和供給，房地產(chǎn)市場(chǎng)投資規(guī)模以及財(cái)產(chǎn)稅收總額等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。以商品房平均銷售價(jià)格（P）為因變量，以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入U(xiǎn)DI、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI、住宅商品房竣工面積SCH、住宅商品房銷售面積SSH、房地產(chǎn)開(kāi)放投資額IRE、地方財(cái)政房產(chǎn)稅稅額BT、土地增值稅稅額LIT、城鎮(zhèn)土地使用稅稅額LUT、契稅稅額CT）為解釋變量，建立多元線性回歸模型，其中C為常數(shù)項(xiàng)，ε為殘差值，模型建立如下：

P=C+A1 UDI+A2CPI+A3SCH+A4SSH+A5IRE+A6BT+A7LIT+A8LUT+A9CT+ε

2、計(jì)量結(jié)果分析

2.1描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)繪制描述性統(tǒng)計(jì)散點(diǎn)圖，可以初步判斷自變量與因變量之間的大致關(guān)系，除了住宅商品房竣工面積SCH與商品房平均銷售價(jià)格P之間的線性關(guān)系不太明顯外，其余解釋變量與因變量之間均存在較強(qiáng)的線性關(guān)系。

2.2回歸模型估計(jì)，見(jiàn)表1

采用最小二乘法進(jìn)行多元線性回歸模型的參數(shù)估計(jì)。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，擬合優(yōu)度R2=0.996730，接近于1，模型擬合度較好;總體顯著性檢驗(yàn)F=237.0699，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的概率P為0，在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn);DW統(tǒng)計(jì)量=1.794202，在2附近，證明該方程不存在自相關(guān)的問(wèn)題。

P=0.25UDI-139.17CPI+0.45IRE-0.002SCH+0.086SSH-30.49BT-7.48LIT-9.19LUT+31.8CT+13272.59

2.3穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，判斷模型是否有偏誤或變量的遺漏，對(duì)模型進(jìn)行拉姆齊RESET檢驗(yàn)。通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在1%的顯著性水平下，F(xiàn)值=9.54，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的概率P=0.0214>顯著性水平0.01，即原模型與引入新變量的模型可決系數(shù)無(wú)顯著性差異的假設(shè)成立，可以表明原模型不存在遺漏相關(guān)變量的設(shè)定偏誤，回歸模型的穩(wěn)定性較好。見(jiàn)表2

2.4模型的最終確定

通過(guò)多元線性回歸模型的估計(jì)和穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果的分析，模型最終確立為：P=0.25UDI-139.17CPI+0.45IRE-0.002SCH+0.086SSH-30.49BT-7.48LIT-9.19LUT+31.8CT+13272.59

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入U(xiǎn)DI、住宅商品房銷售面積SSH、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)住宅投資額IRE和地方財(cái)政契稅CT，與因變量均呈正向變動(dòng)關(guān)系。住宅商品房竣工面積SCH、房產(chǎn)稅BT、城鎮(zhèn)土地使用稅LUT、土地增值稅LIT的系數(shù)為負(fù)，代表這幾個(gè)變量與因變量呈反向變動(dòng)關(guān)系，即隨著住宅商品房供給量的增加，房屋平均銷售價(jià)格將會(huì)下降;隨著房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、土地增值稅的征收額的增加對(duì)房?jī)r(jià)的上漲會(huì)有一定的抑制作用。契稅CT的系數(shù)為31.81，表明隨著契稅征收額的增加，不但沒(méi)有抑制房?jī)r(jià)，反而促進(jìn)了房?jī)r(jià)的上漲，究其原因，可能是契稅僅針對(duì)交易環(huán)節(jié)進(jìn)行征收，增加了房屋的交易成本，而成本的增加最終轉(zhuǎn)嫁給購(gòu)房者來(lái)承擔(dān)。

總結(jié)：

實(shí)證分析結(jié)果表明，房產(chǎn)稅改革對(duì)住宅商品房平均銷售價(jià)格的增長(zhǎng)確實(shí)有一定的抑制作用。契稅的征收不但沒(méi)有抑制房?jī)r(jià)，反而助長(zhǎng)了房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)，其主要問(wèn)題是：契稅征收環(huán)節(jié)只停留在交易環(huán)節(jié)，對(duì)持有環(huán)節(jié)沒(méi)有相應(yīng)的征收措施，而且每次交易，受讓人都要以房產(chǎn)的全額價(jià)值為計(jì)稅依據(jù)進(jìn)行繳納，這樣會(huì)導(dǎo)致一種結(jié)果，即房產(chǎn)的交易成本隨交易次數(shù)的增加而不斷提高。因此，加強(qiáng)財(cái)產(chǎn)稅體系改革非常重要。

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作者簡(jiǎn)介：

陳銀，武漢科技大學(xué)城市學(xué)院? 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部，湖北武漢。