劉金東 陶 然 姜令臻

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)房?jī)r(jià)快速上漲，實(shí)體經(jīng)濟(jì)卻持續(xù)低迷，兩者的投資回報(bào)率出現(xiàn)了巨大落差，顯著影響了企業(yè)的投資取向，促使非房地產(chǎn)企業(yè)增加了房地產(chǎn)投資行為(樊光義、張協(xié)奎，2022)。已有的研究主要集中在企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)層面，即非房地產(chǎn)企業(yè)通過(guò)設(shè)立房地產(chǎn)子公司、投資入股房地產(chǎn)企業(yè)等形式進(jìn)入房地產(chǎn)行業(yè)領(lǐng)域的涉房投資行為。例如，榮昭、王文春(2014)研究了2001-2008年35個(gè)大中城市房?jī)r(jià)上漲對(duì)本地區(qū)非房地產(chǎn)上市公司進(jìn)入房地產(chǎn)行業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲越快，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)入房地產(chǎn)行業(yè)的可能性越大，尤其是利潤(rùn)率較低的企業(yè)相比而言進(jìn)入房地產(chǎn)的傾向性更為顯著。他們的研究論證了非房地產(chǎn)企業(yè)更多是受偏高的房地產(chǎn)行業(yè)利潤(rùn)吸引、從獲利動(dòng)機(jī)出發(fā)做出的多元化經(jīng)營(yíng)決策。王文春、榮昭(2014)的后續(xù)研究認(rèn)為，房?jī)r(jià)上漲促使非房地產(chǎn)企業(yè)大量資本進(jìn)入房地產(chǎn)行業(yè)，是造成企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新傾向弱化的重要原因之一。實(shí)際上，多元化經(jīng)營(yíng)只是企業(yè)房地產(chǎn)投資行為的其中一種，由于行業(yè)門(mén)檻高，故而其發(fā)生率相對(duì)較低，范圍也相對(duì)有限，黃彥彥、李雪松(2017)基于2009-2014年制造業(yè)上市公司的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，僅有8.3%的制造業(yè)公司涉足了房地產(chǎn)多元化經(jīng)營(yíng)。房地產(chǎn)行業(yè)的高門(mén)檻不僅在于資金規(guī)模要求，還對(duì)地方政府關(guān)系、行業(yè)資質(zhì)有較高的要求(周黎安，2008；楊廣亮，2019等)。

在多元化經(jīng)營(yíng)以外，企業(yè)還可以通過(guò)購(gòu)建辦公樓、住宅樓、廠房等不動(dòng)產(chǎn)持有行為獲得涉房投資收益(袁從帥等，2015；賈國(guó)強(qiáng)、曹煦，2017)。這種模式的好處在于資金需求少、進(jìn)入門(mén)檻低，任何企業(yè)都可以隨時(shí)做出投資決策或者靈活調(diào)整投資規(guī)模。在過(guò)去幾年中，國(guó)內(nèi)出現(xiàn)了很多典型的企業(yè)涉房投資案例。例如，聯(lián)想集團(tuán)2016年公布第一財(cái)季凈利潤(rùn)1.73億美元，其中有1.32億美元來(lái)自于出售北京辦公樓所得收益，約占第一財(cái)季凈利潤(rùn)的76%。2019年7月，主營(yíng)業(yè)務(wù)投資在中國(guó)連續(xù)虧損15個(gè)季度的LG公司通過(guò)出售北京辦公大廈一次性獲利60億人民幣，從而使其從中國(guó)市場(chǎng)全身而退。學(xué)術(shù)領(lǐng)域，對(duì)于企業(yè)涉房投資問(wèn)題在投資性房地產(chǎn)的相關(guān)研究中已有零星涉及(如宋軍、陸旸，2015；張成思、張步曇，2016等)。企業(yè)購(gòu)建辦公樓、住宅樓、廠房等不動(dòng)產(chǎn)除了列入“投資性房地產(chǎn)”科目之外，還能列入“固定資產(chǎn)”、“不動(dòng)產(chǎn)類在建工程”、“土地使用權(quán)”三個(gè)科目，參考劉金東、管星華(2019)，本文將非房地產(chǎn)企業(yè)持有以上多種形式不動(dòng)產(chǎn)的行為統(tǒng)稱為“涉房投資”，以區(qū)別于房地產(chǎn)多元化經(jīng)營(yíng)。由于房?jī)r(jià)上漲幅度高于其他資產(chǎn)，逐利動(dòng)機(jī)促使企業(yè)出現(xiàn)了過(guò)度投資和囤積不動(dòng)產(chǎn)的傾向(蔡慶豐等，2020)。企業(yè)持有不動(dòng)產(chǎn)還可能是出于融資動(dòng)機(jī)，持有不動(dòng)產(chǎn)越多，能夠獲得的貸款也就越多，這種“抵押品效應(yīng)”緩解了企業(yè)融資約束，卻也將信貸通道與不動(dòng)產(chǎn)深度綁定，增大了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)程度(Chaney et al.，2012；羅時(shí)空、周亞虹，2013)。除此以外，政治關(guān)聯(lián)程度也會(huì)影響企業(yè)的不動(dòng)產(chǎn)持有行為，企業(yè)購(gòu)建不動(dòng)產(chǎn)的難易程度、位置選擇均受到其與本地政府政治關(guān)聯(lián)程度的顯著影響(楊廣亮，2019)，且企業(yè)過(guò)度投資的程度與政治關(guān)聯(lián)程度顯著正相關(guān)(梁萊歆、馮延超，2010；Dong et al.，2012)。已有研究發(fā)現(xiàn)，融資動(dòng)機(jī)和政治關(guān)聯(lián)下取得的貸款等資源并沒(méi)有引導(dǎo)企業(yè)投資實(shí)體經(jīng)濟(jì)，而是給了企業(yè)一種低風(fēng)險(xiǎn)、高收益的示范效應(yīng)，促使企業(yè)更多地購(gòu)建不動(dòng)產(chǎn)，產(chǎn)生了從不動(dòng)產(chǎn)持有到過(guò)度持有的自我加強(qiáng)機(jī)制，從而擠出了實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資(鐘騰等，2020；楊國(guó)超等，2020)。相比金融資產(chǎn)配置主要是出于逐利動(dòng)機(jī)和蓄水池效應(yīng)(葉永衛(wèi)、李增福，2021等)，企業(yè)涉房投資動(dòng)機(jī)更為多元化。企業(yè)涉房投資與金融化同屬于“脫實(shí)向虛”的投資行為，但從本質(zhì)上還有很大差別，部分研究者習(xí)慣于將投資性房地產(chǎn)等納入到金融化范疇，但無(wú)論是資產(chǎn)形態(tài)、變現(xiàn)能力還是行為特征，涉房投資和金融化行為都存在根本性差異。持有不動(dòng)產(chǎn)除了保值增值的投資需求以外，還可以作為生產(chǎn)要素提供經(jīng)營(yíng)場(chǎng)所以及作為抵押品獲得信貸供給(羅時(shí)空、周亞虹，2013；鐘騰等，2020等)，這些特征均不在金融化研究范圍之內(nèi)，故而本文傾向于構(gòu)建一個(gè)相對(duì)獨(dú)立的涉房投資體系，以之為研究對(duì)象，并區(qū)別于金融化行為研究。本文將企業(yè)涉房投資看作是與企業(yè)金融化并列的概念，企業(yè)金融化是非金融企業(yè)做金融資產(chǎn)投資，而企業(yè)涉房投資則是非房地產(chǎn)企業(yè)做房地產(chǎn)相關(guān)投資，二者合計(jì)構(gòu)成了企業(yè)“脫實(shí)向虛”的兩大路徑。

與金融化行為研究自成體系形成鮮明對(duì)比的是，涉房投資研究目前仍然處于單維度、碎片化的狀態(tài)。不僅將投資性房地產(chǎn)納入了金融化范圍，還將與之可以自由轉(zhuǎn)換科目的不動(dòng)產(chǎn)類固定資產(chǎn)納入到了實(shí)體投資范疇(如郭杰，2010；盧銳、許寧，2011)，這在一定程度上夸大了實(shí)體投資。申廣軍等(2016)、袁從帥等(2015)將設(shè)備類固定資產(chǎn)投資與非設(shè)備類固定資產(chǎn)投資相剝離，稱前者為生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所必需的固定資產(chǎn)，而將后者直稱為房地產(chǎn)投資，王林輝、董直慶(2012)認(rèn)為資本體現(xiàn)式技術(shù)進(jìn)步發(fā)展耦合于蘊(yùn)涵前沿技術(shù)的機(jī)器設(shè)備投資過(guò)程中，以設(shè)備類固定資產(chǎn)投資占比表征資本體現(xiàn)式技術(shù)進(jìn)步。非設(shè)備類固定資產(chǎn)投資相比設(shè)備類固定資產(chǎn)投資與生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系更弱是不爭(zhēng)的事實(shí)，為了進(jìn)一步糾正企業(yè)行為，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新，汪德華(2016)提出取消非設(shè)備類固定資產(chǎn)抵扣、將設(shè)備類固定資產(chǎn)加計(jì)抵扣的思路?？傮w來(lái)看，國(guó)內(nèi)對(duì)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)的研究過(guò)度局限于房地產(chǎn)一個(gè)行業(yè)部門(mén)之內(nèi)，對(duì)投資性房地產(chǎn)的金融化處理混淆了虛擬經(jīng)濟(jì)部門(mén)的內(nèi)部分類，對(duì)不動(dòng)產(chǎn)類固定資產(chǎn)的實(shí)體化處理則混淆了虛擬經(jīng)濟(jì)部門(mén)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)的外部分類。

非房地產(chǎn)企業(yè)的涉房投資已經(jīng)演化成一種“中國(guó)式圈地”行為，雖然符合理性經(jīng)濟(jì)人的逐利動(dòng)機(jī)，但積沙成塔，很容易帶來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)總體的“脫實(shí)入虛”，進(jìn)一步削弱中國(guó)經(jīng)濟(jì)的競(jìng)爭(zhēng)力(劉金東、管星華，2019)。2022年3月16日，國(guó)務(wù)院金融穩(wěn)定發(fā)展委員會(huì)召開(kāi)專題會(huì)議強(qiáng)調(diào)了“金融機(jī)構(gòu)必須從大局出發(fā)，堅(jiān)定支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展”，企業(yè)涉房投資不僅形成了“脫實(shí)向虛”的又一條路徑，而且還讓宏觀經(jīng)濟(jì)與房?jī)r(jià)深度綁定，給未來(lái)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長(zhǎng)帶來(lái)了更多的不利因素。自2018年以來(lái)，地方政府已經(jīng)開(kāi)始警惕企業(yè)涉房投資的不利影響，西安、長(zhǎng)沙、杭州、上海、深圳、江陰、南京等城市先后出臺(tái)政策限制企業(yè)購(gòu)房，但限制措施只能局限于住宅樓等較為狹隘的領(lǐng)域，正如前文所言，企業(yè)涉房投資遠(yuǎn)不止于此，還有辦公樓、廠房等不動(dòng)產(chǎn)類型，然而這種涉房投資很難從性質(zhì)上將正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)需求和非正常投資需求區(qū)分開(kāi)來(lái)，故而對(duì)于企業(yè)涉房投資行為的矯正，行政手段往往要落后于稅收手段，后者作用于市場(chǎng)交易，通過(guò)改變不同投資行為之間的相對(duì)價(jià)格產(chǎn)生引導(dǎo)效應(yīng)，這種寓禁于征的稅收調(diào)控要比一刀切的行政調(diào)控更為精準(zhǔn)和靈活。遺憾的是，當(dāng)前對(duì)于具有更廣泛現(xiàn)實(shí)意義的涉房投資行為仍然缺乏應(yīng)有的重視，不動(dòng)產(chǎn)稅制的影響也大多局限于個(gè)人層面，對(duì)企業(yè)涉房投資以及與之相關(guān)的稅制問(wèn)題缺乏清晰的認(rèn)知。因此，本文針對(duì)企業(yè)涉房投資和不動(dòng)產(chǎn)稅制完善問(wèn)題的研究具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

本文接下來(lái)的安排如下：第二部分是相關(guān)文獻(xiàn)綜述；第三部分是企業(yè)涉房投資和不同環(huán)節(jié)不動(dòng)產(chǎn)稅收負(fù)擔(dān)的基本事實(shí)呈現(xiàn)；第四部分基于2007-2019年非房地產(chǎn)上市公司數(shù)據(jù)實(shí)證分析不同環(huán)節(jié)稅收對(duì)企業(yè)涉房投資的影響；第五部分基于第四部分研究結(jié)論進(jìn)一步使用省級(jí)宏觀面板數(shù)據(jù)分析不同地區(qū)間土地增值稅的征管力度操縱行為，論證了相鄰省份之間的土地增值稅征管的競(jìng)低傾向；最后一部分總結(jié)全文研究結(jié)論并提出相關(guān)政策建議。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前研究主要將企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向問(wèn)題歸結(jié)于收益差。Miao and Wang(2012)構(gòu)建了包含兩個(gè)部門(mén)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，無(wú)泡沫部門(mén)的企業(yè)資本會(huì)被有泡沫部門(mén)更高的投資回報(bào)率所吸引，從而抑制了無(wú)泡沫部門(mén)的投資，該模型從根本上認(rèn)為虛擬經(jīng)濟(jì)部門(mén)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門(mén)之間的絕對(duì)收益率剪刀差是造成企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向于虛擬經(jīng)濟(jì)的根本原因。榮昭、王文春(2014)、王文春、榮昭(2014)、黃彥彥、李雪松(2017)針對(duì)上市公司房地產(chǎn)多元化經(jīng)營(yíng)決策的研究均認(rèn)為，兩部門(mén)收益率落差是推動(dòng)非房地產(chǎn)公司涉足房地產(chǎn)投資領(lǐng)域的最重要原因。部分對(duì)企業(yè)金融化行為動(dòng)機(jī)的研究也持這一觀點(diǎn)(如張成思、張步曇，2016；劉貫春等，2019)。作為資本投資回報(bào)的漏出和消減因素，稅收一直是影響資本成本和投資收益的重要因素(Hall and Jorgenson，1967)，但稅收因素并不僅僅作用于“絕對(duì)收益差”，還通過(guò)稅收的替代效應(yīng)改變兩類投資之間的相對(duì)價(jià)格進(jìn)而改變最優(yōu)決策下的均衡投資結(jié)構(gòu)(Cummins et al.，1995)。如聶輝華等(2009)、申廣軍等(2016)、范子英、彭飛(2017)等研究者均認(rèn)為增值稅進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣范圍變化會(huì)帶來(lái)不同投資之間相對(duì)價(jià)格的變化，從而影響企業(yè)投資選擇。

涉房投資的稅收治理最早可以追溯到土地增值二次分配理論。約翰·穆勒(1848)在其代表作《政治經(jīng)濟(jì)學(xué)原理》一書(shū)中抨擊了地主階級(jí)的不勞而獲，認(rèn)為土地增值都應(yīng)該歸功于全社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)的貢獻(xiàn)，不能被地主階級(jí)據(jù)為己有，建議將土地現(xiàn)有價(jià)值部分歸于地主所有，而其動(dòng)態(tài)增值部分要通過(guò)稅收的方式交予國(guó)家。這一“漲價(jià)歸公”思想是通過(guò)政府“有形之手”實(shí)現(xiàn)土地增值的二次分配和社會(huì)返還，將來(lái)自于全社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)的增值收益最后用于公共產(chǎn)品的供給上(程雪陽(yáng)，2014)?！皾q價(jià)歸公”思想的提出也為開(kāi)征土地增值稅奠定了理論基礎(chǔ)(王昉、熊金武，2010)。國(guó)內(nèi)針對(duì)轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的土地增值稅研究較為豐富，研究者均看重土地增值稅對(duì)房地產(chǎn)投資收益的壓縮效應(yīng)，如謝群松(2003)認(rèn)為應(yīng)當(dāng)將土地增值稅設(shè)立為專門(mén)應(yīng)對(duì)土地投機(jī)行為的相機(jī)抉擇工具，其效果要優(yōu)于行政政策和貨幣政策。崔曉青、葛震明(2005)探討了調(diào)整預(yù)征稅率的土地增值稅改革設(shè)想，提出通過(guò)土地增值稅控制開(kāi)發(fā)商的暴利和抑制房?jī)r(jià)的上漲。岳樹(shù)民(2005)則提出進(jìn)一步加強(qiáng)土地增值稅的征收力度，將更多土地增值收益通過(guò)土地增值稅收歸國(guó)有可以有效調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)。周仕通(2007)認(rèn)為，土地增值稅清算制實(shí)施后能改善供求關(guān)系，短期內(nèi)使商品房供應(yīng)量增加，需求量減少，土地增值稅清算額不會(huì)轉(zhuǎn)移到房?jī)r(jià)中，房?jī)r(jià)上漲幅度下降進(jìn)而理性回歸。當(dāng)然，土地增值稅在實(shí)際征管中存在的問(wèn)題也引起了研究者的重視，其計(jì)算復(fù)雜、清算難度大，造成稅務(wù)部門(mén)在如何把握扣除項(xiàng)目、如何實(shí)現(xiàn)最終清算上存在較大的不確定性(葛靜，2015)。

除了轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的土地增值稅以外，土地增值二次分配還能通過(guò)持有環(huán)節(jié)稅實(shí)現(xiàn)(Bentick，1979)。亨利·喬治(1879)在其代表作《進(jìn)步與貧困》中提出了“價(jià)值捕獲”的概念，他認(rèn)為：與勞動(dòng)及其他形式的資本不同，土地會(huì)隨著城市的擴(kuò)大變得相對(duì)稀缺而自動(dòng)升值。盡管土地所有者可能并沒(méi)有從事任何生產(chǎn)性勞動(dòng)，他們會(huì)自動(dòng)地因土地升值而獲取更多的社會(huì)財(cái)富。亨利·喬治建議使用單一的土地價(jià)值稅，以在持有環(huán)節(jié)捕獲本應(yīng)屬于全體社會(huì)成員共同所有的財(cái)富。不動(dòng)產(chǎn)持有環(huán)節(jié)稅相比轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅，短期的稅收負(fù)擔(dān)更低，更容易被民眾接納。Tiebout(1956)提出了用腳投票理論，指出持有環(huán)節(jié)稅能夠體現(xiàn)“取之于民用之于民”的受益一致原則，通過(guò)公共服務(wù)資本化實(shí)現(xiàn)居民受益和財(cái)政支出的均衡狀態(tài)?！皟r(jià)值捕獲”的思想要求對(duì)不動(dòng)產(chǎn)不僅要寬稅基征稅，同時(shí)也要按照市場(chǎng)價(jià)值征稅。與之不符的是，我國(guó)現(xiàn)行的房產(chǎn)稅在稅基設(shè)計(jì)上按照“房產(chǎn)原值”扣除一定比例后計(jì)征，無(wú)法如實(shí)反映不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值(蔣軍成，2012；葛靜，2015等)。固定資產(chǎn)原值逐年計(jì)提折舊，但其實(shí)際市場(chǎng)價(jià)值卻不斷上升，越是房?jī)r(jià)漲幅大的地區(qū)，房產(chǎn)稅計(jì)稅基礎(chǔ)與真實(shí)市場(chǎng)價(jià)值的剪刀差越大，稅收負(fù)擔(dān)與受益程度不匹配，違背了“價(jià)值捕獲”原則(馮海波、劉勇政，2011)。按照張平、侯一麟(2019)建立的投標(biāo)排序模型，持有高價(jià)房卻按照原值計(jì)稅的納稅人實(shí)際上相當(dāng)于在“再分配”過(guò)程中享受了財(cái)政補(bǔ)貼，不僅沒(méi)有承擔(dān)相應(yīng)的成本，反而獲得了凈收益。由此可見(jiàn)，現(xiàn)行房產(chǎn)稅對(duì)“價(jià)值捕獲”的偏離也會(huì)影響企業(yè)持有成本和收益，進(jìn)而影響企業(yè)的涉房投資傾向。部分研究者如劉甲炎、范子英(2013)、Bai et al.(2014)、張航、范子英(2021)以2011年針對(duì)居民住房試點(diǎn)的上海、重慶新房產(chǎn)稅為研究對(duì)象實(shí)證檢驗(yàn)了住宅房產(chǎn)稅對(duì)住房投機(jī)需求的影響，發(fā)現(xiàn)以市場(chǎng)價(jià)值征收的持有環(huán)節(jié)稅確實(shí)能夠有效抑制個(gè)體投機(jī)需求，從而有效控制地區(qū)房?jī)r(jià)。

梳理以上文獻(xiàn)可知：其一，當(dāng)前圍繞企業(yè)涉房投資的不動(dòng)產(chǎn)稅制研究較為有限，大多數(shù)研究都是基于居民住房而展開(kāi)，研究了持有環(huán)節(jié)稅收對(duì)房?jī)r(jià)和投資需求的影響，但在研究對(duì)象上忽視了企業(yè)也是重要的炒房主體。其二，眾多圍繞不動(dòng)產(chǎn)稅制的研究由于缺乏真實(shí)的不動(dòng)產(chǎn)市場(chǎng)估值，對(duì)持有環(huán)節(jié)真實(shí)稅收負(fù)擔(dān)的衡量一直處于研究空白，本文參考并改進(jìn)Chaney et al.(2012)的方法，估算上市公司持有不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值，為測(cè)算企業(yè)真實(shí)的持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)提供了可行性基礎(chǔ)，也屬于國(guó)內(nèi)首次運(yùn)用。其三，對(duì)于土地增值稅微觀層面抑制投資需求的實(shí)證研究以及宏觀層面土地增值稅的稅收競(jìng)爭(zhēng)行為研究都仍然匱乏，基本停留在理論探討層面?？紤]到當(dāng)前研究現(xiàn)狀，本文的研究設(shè)計(jì)主要是論證土地增值收益二次分配的兩大稅收手段：持有環(huán)節(jié)房土兩稅(即房產(chǎn)稅和城鎮(zhèn)土地使用稅)和轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)土地增值稅如何影響涉房投資行為，并進(jìn)一步探討流程復(fù)雜、不確定性空間較大的土地增值稅在地方政府具體征管中是否存在刻意而為的稅收競(jìng)爭(zhēng)行為，從而在多個(gè)方面彌補(bǔ)當(dāng)前研究的不足。

三、企業(yè)涉房投資行為和不同環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

(一)企業(yè)涉房投資行為的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

企業(yè)涉房投資的不動(dòng)產(chǎn)類型包括投資性房地產(chǎn)、不動(dòng)產(chǎn)類固定資產(chǎn)、不動(dòng)產(chǎn)類在建工程和土地使用權(quán)，考慮到不動(dòng)產(chǎn)類在建工程類似于“中間品”，最終會(huì)轉(zhuǎn)入其他科目，且其在后文不動(dòng)產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值評(píng)估中較難實(shí)現(xiàn)，我們以投資性房地產(chǎn)、不動(dòng)產(chǎn)類固定資產(chǎn)和土地使用權(quán)這三個(gè)科目來(lái)衡量企業(yè)涉房投資行為，以三者的期末凈增加值占企業(yè)期末總資產(chǎn)的比重作為企業(yè)涉房投資深度的衡量指標(biāo)。下圖1是我們分年度計(jì)算的非房地產(chǎn)企業(yè)平均涉房投資深度，可以看到，企業(yè)涉房投資深度平均約在2%水平上下，即流量口徑的當(dāng)年涉房投資額會(huì)占到存量口徑的期末總資產(chǎn)的2%，這一比例已然偏高。如果將涉房投資與利潤(rùn)總額相比的話，平均占到利潤(rùn)總額的34%。企業(yè)涉房投資總體呈現(xiàn)先上升、后下降的倒U形趨勢(shì)，2012年是由升轉(zhuǎn)降的拐點(diǎn)年份，這可能與土地政策的收緊有關(guān)。2012年下半年，國(guó)土資源部發(fā)布了《關(guān)于嚴(yán)格執(zhí)行土地使用標(biāo)準(zhǔn)大力促進(jìn)節(jié)約集約用地的通知》，要求嚴(yán)格執(zhí)行國(guó)家發(fā)布的《限制用地項(xiàng)目目錄》和《禁止用地項(xiàng)目目錄》、《工業(yè)項(xiàng)目建設(shè)用地控制指標(biāo)》，嚴(yán)格房地產(chǎn)用地宗地規(guī)模、容積率控制等各類土地使用標(biāo)準(zhǔn)，以便控制建設(shè)用地規(guī)模，促進(jìn)土地節(jié)約集約利用，這些舉措都會(huì)對(duì)非房地產(chǎn)企業(yè)涉房投資產(chǎn)生影響。從另一個(gè)角度來(lái)看，2010到2015年也形成了一個(gè)涉房投資較高的“波峰”，而這一段時(shí)間恰好是中央政府調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)的嚴(yán)峻時(shí)期，其中可能存在較大的市場(chǎng)間溢出效應(yīng)，即調(diào)控主要針對(duì)住房，企業(yè)涉房投資是圍繞商業(yè)房產(chǎn)，故而能夠避開(kāi)調(diào)控政策，形成一個(gè)躲過(guò)政策掣肘的替代性投資品。我們?cè)趫D1中也對(duì)比了涉房投資深度與GDP增長(zhǎng)率、商品房平均銷售價(jià)格增長(zhǎng)率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)只有在2012年之前企業(yè)涉房投資深度的變化趨勢(shì)與商品房平均銷售價(jià)格增長(zhǎng)率較為相近，其他年份三者的關(guān)系并不明顯。

圖1 企業(yè)涉房投資深度趨勢(shì)對(duì)比

(二)持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

持有環(huán)節(jié)稅收主要是房產(chǎn)稅和城鎮(zhèn)土地使用稅(下文簡(jiǎn)稱“房土兩稅”)，我們通過(guò)WIND數(shù)據(jù)庫(kù)抓取了各個(gè)非房地產(chǎn)上市公司當(dāng)年實(shí)繳房土兩稅稅額，持有環(huán)節(jié)的實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)率應(yīng)當(dāng)以房土兩稅實(shí)繳稅額除以企業(yè)持有不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值，考慮到會(huì)計(jì)制度上多是以歷史成本計(jì)量法來(lái)計(jì)算不動(dòng)產(chǎn)賬面價(jià)值，造成該賬面價(jià)值與實(shí)際市場(chǎng)價(jià)值嚴(yán)重偏離，特別是房地產(chǎn)價(jià)值不斷上漲的中國(guó)，這種偏離尤其突出。我們參考并改進(jìn)Chaney et al.(2012)的方法，估算上市公司持有不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值，方法簡(jiǎn)要介紹如下：①針對(duì)不動(dòng)產(chǎn)類固定資產(chǎn)，以估算的每個(gè)公司總折舊年限乘以累計(jì)折舊與歷史成本比值，得到公司不動(dòng)產(chǎn)的平均已使用年限，即有，平均已使用年限=(累計(jì)折舊/歷史成本)×總折舊年限，總折舊年限=房屋建筑物的歷史成本/年折舊額。利用第一步計(jì)算出的平均使用年限，結(jié)合公司總部所在省份的歷年商業(yè)營(yíng)業(yè)用房平均銷售價(jià)格指數(shù)推算其當(dāng)前市場(chǎng)價(jià)值。②針對(duì)投資性房地產(chǎn)，區(qū)分其計(jì)量方法，對(duì)于歷史成本計(jì)量的，以上述固定資產(chǎn)估算方法進(jìn)行估值，對(duì)于公允價(jià)值計(jì)量的，以當(dāng)年公允價(jià)值作為當(dāng)前市場(chǎng)價(jià)值。③對(duì)于無(wú)形資產(chǎn)中的土地使用權(quán)，方法同固定資產(chǎn)中的建筑物，只是把“折舊”改為“攤銷”，邏輯和步驟均無(wú)二致。加總?cè)惒粍?dòng)產(chǎn)估值即為企業(yè)持有的不動(dòng)產(chǎn)市場(chǎng)總值，房土兩稅占該市場(chǎng)總值的比重不僅是持有環(huán)節(jié)稅的實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)率，也實(shí)質(zhì)上是價(jià)值捕獲程度的衡量指標(biāo)，即房土兩稅在多大程度上體現(xiàn)了真實(shí)市場(chǎng)價(jià)值。

下圖2是我們計(jì)算的房土兩稅占賬面原值的比重和占市場(chǎng)估值的比重對(duì)比，可以看到，房土兩稅占市值的比重要明顯低于占原值的比重，前者平均為0.2%，后者平均為0.6%，這意味著我們估算的企業(yè)持有不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值要遠(yuǎn)高于其賬面原值，平均相差2倍。因此，現(xiàn)行房土兩稅一個(gè)針對(duì)原值征稅，一個(gè)實(shí)行定額征稅，都不能反映真實(shí)市場(chǎng)價(jià)值，隨著房?jī)r(jià)高漲，持有環(huán)節(jié)稅收的價(jià)值捕獲程度也越來(lái)越低。圖3是上市公司樣本房土兩稅占市場(chǎng)價(jià)值比重(持有環(huán)節(jié)實(shí)際稅負(fù)率)與其持有的不動(dòng)產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值對(duì)數(shù)的散點(diǎn)圖和擬合曲線，顯示持有環(huán)節(jié)實(shí)際負(fù)擔(dān)率呈現(xiàn)出一定的累退性，與企業(yè)不動(dòng)產(chǎn)市值總體呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

圖2 不同口徑的持有環(huán)節(jié)稅負(fù)率對(duì)比 圖3 持有環(huán)節(jié)實(shí)際稅負(fù)率隨不動(dòng)產(chǎn)市值的變化

(三)轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)主要針對(duì)土地增值稅，我們通過(guò)WIND數(shù)據(jù)庫(kù)抓取了各個(gè)非房地產(chǎn)上市公司當(dāng)年實(shí)繳土地增值稅稅額，發(fā)現(xiàn)2007-2019年共有1834個(gè)樣本當(dāng)年繳納了土地增值稅，占比約為8.33%。圖4統(tǒng)計(jì)了繳納土地增值稅的非房地產(chǎn)企業(yè)數(shù)，需要繳納土地增值稅的非房地產(chǎn)企業(yè)數(shù)有所上升，但由于上市公司數(shù)量越來(lái)越多，占全部非房地產(chǎn)上市公司的比值波動(dòng)中逐年下降。不過(guò)，我們計(jì)算得到的非房地產(chǎn)企業(yè)土地增值稅平均納稅額整體呈現(xiàn)指數(shù)化上升趨勢(shì)，如圖5所示，從2007年平均872萬(wàn)元升至2019年平均9112萬(wàn)元，13年間翻了9.45倍，非房地產(chǎn)企業(yè)的涉房投資收益之迅猛可見(jiàn)一斑。

圖4 繳納土地增值稅的非房地產(chǎn)企業(yè)統(tǒng)計(jì) 圖5 非房地產(chǎn)企業(yè)土地增值稅平均納稅額統(tǒng)計(jì)(單位:萬(wàn)元)

四、稅收對(duì)企業(yè)涉房投資行為的影響檢驗(yàn)

(一)研究設(shè)計(jì)

這一部分要通過(guò)實(shí)證回歸驗(yàn)證不同環(huán)節(jié)稅收是否有助于抑制企業(yè)涉房投資行為，我們已經(jīng)確定了被解釋變量是企業(yè)涉房投資深度(以三類不動(dòng)產(chǎn)期末凈增加值占期末總資產(chǎn)比重衡量，為了避免解釋變量系數(shù)估計(jì)值的數(shù)量級(jí)過(guò)小，該指標(biāo)乘100處理)，核心解釋變量分別是持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率(以房土兩稅實(shí)繳稅額除以企業(yè)持有不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值衡量)和轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率(以土地增值稅實(shí)繳稅額除以企業(yè)利潤(rùn)總額衡量)。

構(gòu)建基準(zhǔn)的動(dòng)態(tài)面板回歸方程表示如下：

invit=α+βinvit-1+γktaxit+ρstaxit+λΘit+μi+μc+μp+μt+εit

(1)

其中，下標(biāo)i對(duì)應(yīng)不同上市公司個(gè)體，t表示年份，invit為企業(yè)涉房投資深度，ktaxit表示持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率，staxit表示轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率，Θit則表示企業(yè)層面的控制變量集，除了考慮個(gè)體固定效應(yīng)μi以外，還考慮了行業(yè)、省份、年份層面的固定效應(yīng)，分別用μc、μp、μt表示。需要說(shuō)明的是，之所以在個(gè)體固定效應(yīng)之外考慮行業(yè)和省份固定效應(yīng)，是因?yàn)閭€(gè)別上市公司可能會(huì)出現(xiàn)主營(yíng)業(yè)務(wù)調(diào)整和總部跨省搬遷的現(xiàn)象。我們借鑒張成思、鄭寧(2018)的研究，選取了如下11個(gè)企業(yè)層面對(duì)投資有影響的控制變量，具體變量及構(gòu)造方式如下：

企業(yè)規(guī)模(size)=企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)；

盈利水平(profit)=企業(yè)利潤(rùn)總額/營(yíng)業(yè)收入；

融資成本(cost)=財(cái)務(wù)費(fèi)用/營(yíng)業(yè)收入；

融資約束水平(cons)=經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金凈流量/企業(yè)總資產(chǎn)

財(cái)務(wù)杠桿率(lev)=企業(yè)總負(fù)債/企業(yè)總資產(chǎn)；

流動(dòng)性(flu)=(現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物余額+0.7×應(yīng)收賬款+0.5×存貨-應(yīng)付賬款)/固定資產(chǎn)凈額；

股權(quán)架構(gòu)特征(lead10)=公司前10大股東持股比例之和；

成長(zhǎng)性(rgrowth)=企業(yè)營(yíng)業(yè)收入的同比增長(zhǎng)率；

同時(shí)，本文還加入了企業(yè)年齡(age)以及企業(yè)年齡的平方(age2)作為控制變量，除此之外，企業(yè)的所有制類型可能也會(huì)對(duì)投資造成一定影響，因此本文還加入了企業(yè)的所有制類型(ownership)作為控制變量。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如下表所示：

需要說(shuō)明的是，考慮到財(cái)務(wù)指標(biāo)不具有可比性，除了刪除房地產(chǎn)行業(yè)樣本以外，還刪除了金融行業(yè)樣本。因?yàn)榕c現(xiàn)實(shí)不符，刪除了持有不動(dòng)產(chǎn)數(shù)據(jù)缺失和持有不動(dòng)產(chǎn)市值小于零的樣本，同時(shí)刪除了杠桿率大于1的異常樣本。有2個(gè)樣本公司成立年份為負(fù)，也做了刪除處理?？紤]到極端值影響，對(duì)除了所有制類型、企業(yè)年齡及其平方以外的連續(xù)變量逐年做了雙邊1%的縮尾處理。處理后，能夠用于回歸的有效樣本數(shù)進(jìn)一步縮小為20655個(gè)。

(二)回歸結(jié)果

考慮到企業(yè)涉房投資行為自身具有路徑依賴的動(dòng)態(tài)慣性，同時(shí)企業(yè)涉房投資越多也會(huì)造成相關(guān)稅收負(fù)擔(dān)越重，從而出現(xiàn)因果倒置的內(nèi)生性問(wèn)題。基于此，我們選擇使用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(GMM)方法，解釋變量中加入被解釋變量的滯后一階，以核心解釋變量的滯后二階為工具變量，系統(tǒng)GMM回歸均通過(guò)了Arellano-Bond自相關(guān)檢驗(yàn)和Sargan過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。表2回歸結(jié)果顯示，無(wú)論是否加入轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率stax，持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率ktax的系數(shù)估計(jì)值均不顯著，意味著當(dāng)考慮企業(yè)的動(dòng)態(tài)慣性行為和控制內(nèi)生性偏誤之后，持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率并不能有效抑制企業(yè)涉房投資傾向。而無(wú)論是否加入持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率ktax，轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率stax的系數(shù)估計(jì)值始終在10%水平上顯著為負(fù)，這意味著，雖然持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率沒(méi)有顯著抑制企業(yè)涉房投資，但轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的土地增值稅能夠有效降低企業(yè)的涉房投資傾向。未加入持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率ktax時(shí)，轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率stax的系數(shù)估計(jì)值為-0.385，表明當(dāng)土地增值稅占企業(yè)利潤(rùn)總額的比重每提高1個(gè)單位，則企業(yè)涉房投資額占總資產(chǎn)的比重降低約0.00385個(gè)單位，以上市公司年度利潤(rùn)總額平均值來(lái)衡量，這一降低幅度接近于年度利潤(rùn)總額的7%，從而顯著減輕了涉房投資對(duì)企業(yè)利潤(rùn)的擠占效應(yīng)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 稅收影響企業(yè)涉房投資的回歸結(jié)果

從控制變量來(lái)看，企業(yè)規(guī)模(size)和企業(yè)盈利水平(profit)始終對(duì)涉房投資深度有顯著正向影響，企業(yè)規(guī)模越大、利潤(rùn)率越高，則資金越充裕，從而能投入更多資金用于涉房投資。企業(yè)所有制類型(ownership)對(duì)涉房投資始終顯示出負(fù)向影響，這意味著國(guó)有企業(yè)相對(duì)有更少的涉房投資，這一結(jié)論與劉金東、管星華(2019)的研究保持一致，究其原因，可能是國(guó)有企業(yè)決策者除了是理性經(jīng)濟(jì)人以外，還是理性政治人，會(huì)服從于中央政府宏觀調(diào)控的大局，而非一味追逐虛擬經(jīng)濟(jì)投資的超額利潤(rùn)。值得注意的是，企業(yè)年齡平方(age2)系數(shù)估計(jì)值始終顯著為正，這意味著企業(yè)涉房投資行為與企業(yè)年齡之間可能呈現(xiàn)先下降、后上升的U型關(guān)系，這可能反映了涉房投資行為與企業(yè)生命周期之間的相關(guān)性，處于初創(chuàng)期的企業(yè)因?yàn)樯a(chǎn)經(jīng)營(yíng)需要，先行購(gòu)置大量的不動(dòng)產(chǎn)，隨著經(jīng)營(yíng)的常態(tài)化和穩(wěn)定化，企業(yè)涉房投資需求逐漸減弱，這是一個(gè)自然過(guò)程。但當(dāng)企業(yè)一旦過(guò)了成熟期，盈利能力和業(yè)績(jī)開(kāi)始下滑，企業(yè)面臨戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型的壓力，從回歸結(jié)果來(lái)看，通過(guò)涉房投資增加不動(dòng)產(chǎn)持有成為企業(yè)的重要選擇，這其中有避險(xiǎn)和保值增值的人為動(dòng)機(jī)，不可避免地會(huì)帶來(lái)企業(yè)“脫實(shí)向虛”的趨勢(shì)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雖然我們使用的被解釋變量涉房投資深度衡量了企業(yè)投資不動(dòng)產(chǎn)的相對(duì)規(guī)模大小，但購(gòu)置辦公樓、廠房用地到底是出于正常需求還是超出正常需求并沒(méi)有清晰的界限。我們?cè)噲D進(jìn)一步回答一個(gè)核心問(wèn)題：轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的土地增值稅負(fù)擔(dān)率對(duì)企業(yè)涉房投資的抑制效應(yīng)是否有可能誤傷其正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)需求，抑或者僅僅針對(duì)其超出正常需求的投資部分？此處參考Mao(2021)的三分法，使用三類存量不動(dòng)產(chǎn)之和定義不動(dòng)產(chǎn)持有水平，并將不動(dòng)產(chǎn)持有水平在前1/3的公司定義為不動(dòng)產(chǎn)過(guò)度持有公司，篩選出來(lái)過(guò)度持有公司子樣本重復(fù)上文的基準(zhǔn)回歸?？紤]到投資性房地產(chǎn)是指為賺取租金或資本增值(房地產(chǎn)買(mǎi)賣(mài)的差價(jià))而持有的房地產(chǎn)，故而投機(jī)性最為明顯，自用于正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的可能性最小(賈國(guó)強(qiáng)、曹煦，2017)，我們也篩選了投資性房地產(chǎn)期末余額大于零的企業(yè)樣本進(jìn)行了子樣本回歸。與此同時(shí)，也將上1/3分位以下和下1/3分位以下的企業(yè)單獨(dú)進(jìn)行了子樣本回歸，以作為對(duì)照組。表3和表4回歸結(jié)果顯示，持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率系數(shù)估計(jì)值均不顯著，而轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率系數(shù)估計(jì)值在過(guò)度持有樣本中始終顯著為負(fù)，數(shù)值甚至相比表2基準(zhǔn)回歸系數(shù)還有所增強(qiáng)。這表明，過(guò)度持有不動(dòng)產(chǎn)的企業(yè)涉房投資受到轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)土地增值稅負(fù)擔(dān)率的顯著抑制作用，上文的研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。作為對(duì)照組的兩類企業(yè)樣本系數(shù)估計(jì)值均不顯著，意味著土地增值稅對(duì)企業(yè)涉房投資的抑制作用更多是針對(duì)過(guò)度持有企業(yè)的投機(jī)行為，而非出于正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)需求的投資部分。這一結(jié)果也易于理解，土地增值稅是針對(duì)轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的不動(dòng)產(chǎn)增值收益計(jì)征，正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)需求的不動(dòng)產(chǎn)往往是長(zhǎng)期持有和使用，故而始終不會(huì)觸發(fā)土地增值稅納稅義務(wù)，從而不會(huì)受到轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)的干擾和扭曲。

表3 稅收影響企業(yè)涉房投資的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(過(guò)度持有樣本)

表4 稅收影響企業(yè)涉房投資的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(對(duì)照組)

(四)異質(zhì)性分析

1.不同時(shí)期的異質(zhì)性分析

上文圖1中可以看到，企業(yè)涉房投資的趨勢(shì)在2012年前后出現(xiàn)了拐點(diǎn)，那么轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的土地增值稅負(fù)擔(dān)率對(duì)企業(yè)涉房投資的影響是否會(huì)有所不同？基于此考量，我們劃分2012年及以前、2012年以后進(jìn)行了分段回歸，結(jié)果顯示：轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率對(duì)企業(yè)涉房投資的抑制效應(yīng)只在2012年之前顯著，系數(shù)估計(jì)值相比基準(zhǔn)結(jié)果也更為突出，這一點(diǎn)也易于理解，2012年之前企業(yè)涉房投資增長(zhǎng)趨勢(shì)更為迅猛和明顯，此時(shí)土地增值稅發(fā)揮的潛在作用也更為突出。2012年之后，中央政府開(kāi)始出臺(tái)各種調(diào)控政策，企業(yè)涉房投資也隨之轉(zhuǎn)弱，反而稀釋了土地增值稅這一單一工具的影響效應(yīng)。

2.不同行業(yè)的異質(zhì)性分析

我們嘗試了分行業(yè)的子樣本回歸，表6結(jié)果顯示，幾個(gè)主要行業(yè)中，土地增值稅負(fù)擔(dān)率對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)、信息技術(shù)行業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)的涉房投資有顯著抑制作用，對(duì)傳播與文化產(chǎn)業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、綜合類產(chǎn)業(yè)接近于顯著為負(fù)，而對(duì)其他行業(yè)無(wú)顯著影響。行業(yè)的異質(zhì)性分析結(jié)果對(duì)我們的啟示是多元的：一方面，土地增值稅確實(shí)能夠在部分行業(yè)起到抑制企業(yè)涉房投資的積極作用；另一方面，土地增值稅對(duì)于企業(yè)分布更為集中的制造業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、交通運(yùn)輸和倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)、建筑業(yè)等實(shí)體經(jīng)濟(jì)涉房投資傾向并沒(méi)有發(fā)揮應(yīng)有的作用，這一結(jié)果依然值得我們警惕，也表明如何構(gòu)建更全面的企業(yè)涉房投資長(zhǎng)效治理機(jī)制具有現(xiàn)實(shí)迫切性。

表5 不同時(shí)期的異質(zhì)性分析

表6 不同行業(yè)的異質(zhì)性分析

3.不同企業(yè)的異質(zhì)性分析

考慮到所有制類型(ownership)在基準(zhǔn)回歸中始終顯著為負(fù)，表明國(guó)有企業(yè)不傾向于進(jìn)行涉房投資。此處，我們也劃分國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)子樣本進(jìn)行了異質(zhì)性分析。表7回歸結(jié)果顯示，持有環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率依然對(duì)兩類企業(yè)的涉房投資傾向都沒(méi)有顯著影響，轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率在國(guó)有企業(yè)樣本回歸中不顯著，但在非國(guó)有企業(yè)樣本回歸中顯著為負(fù)，意味著轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率能夠顯著抑制非國(guó)有企業(yè)的涉房投資傾向。正如前文所述，國(guó)有企業(yè)決策者并非一味追求利潤(rùn)最大化，在理性經(jīng)濟(jì)人以外還是理性政治人，必須服從并參與中央政府宏觀調(diào)控，故而其本身涉房投資傾向較弱，受到稅收治理這種市場(chǎng)調(diào)節(jié)手段的影響也不夠明顯?？紤]到基準(zhǔn)回歸中企業(yè)年齡平方的系數(shù)估計(jì)值始終為正，表明企業(yè)在不同發(fā)展時(shí)期的涉房投資傾向有所不同。我們進(jìn)一步針對(duì)非國(guó)有企業(yè)樣本劃分成長(zhǎng)期、成熟期和衰退期三種生命周期階段進(jìn)行子樣本回歸。生命周期劃分方法參照肖忠意、林琳(2019)的現(xiàn)金流模式法，基于經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流、投資現(xiàn)金流、籌資現(xiàn)金流的正負(fù)組合來(lái)界定。為了避免個(gè)別年份現(xiàn)金流異常波動(dòng)影響對(duì)生命周期的準(zhǔn)確劃分，我們以3年期移動(dòng)平均值作為生命周期劃分的參考依據(jù)。表8回歸結(jié)果顯示，只有成熟期的非國(guó)有企業(yè)涉房投資傾向受到了轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)率的顯著負(fù)向影響，這也符合我們上文分析得到的結(jié)論。成長(zhǎng)期和衰退期企業(yè)涉房投資是其維持生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的被迫之選，前者基于抵押品需求更多一些，后者則基于保值增值需求更多一些，唯獨(dú)成熟期企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)各方面平穩(wěn)有序，涉房投資需求可能更弱一些。我們計(jì)算了不同時(shí)期非國(guó)有企業(yè)的涉房投資深度，發(fā)現(xiàn)成熟期的涉房投資深度平均約為1.49%，顯著低于成長(zhǎng)期的2.41%和衰退期的2.26%，更容易對(duì)土地增值稅表現(xiàn)出政策敏感性。成熟期企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流穩(wěn)定，處于經(jīng)營(yíng)發(fā)展的黃金時(shí)期，如果稅收治理能夠有效遏制這一時(shí)期的企業(yè)“脫實(shí)向虛”行為，督促企業(yè)聚焦主業(yè)，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展將產(chǎn)生良性助推作用。

表7 企業(yè)所有制類型的異質(zhì)性分析

表8 非國(guó)有企業(yè)不同生命周期階段的異質(zhì)性分析

正如前文所言，持有環(huán)節(jié)的房土兩稅沒(méi)有依據(jù)企業(yè)持有不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)公允價(jià)值作為稅收依據(jù)，前者按照房產(chǎn)原值從價(jià)計(jì)征，后者則是定額計(jì)征，這造成了持有環(huán)節(jié)稅收的價(jià)值捕獲程度非常低，無(wú)法真實(shí)反映企業(yè)所持有不動(dòng)產(chǎn)的公共服務(wù)受益水平，產(chǎn)生了稅收負(fù)擔(dān)與市場(chǎng)價(jià)值的偏離，出現(xiàn)了累退性問(wèn)題，這種稅制設(shè)計(jì)不利于調(diào)節(jié)公平，也不利于抑制企業(yè)涉房投資行為。從房土兩稅負(fù)擔(dān)率來(lái)看，均值大約為0.2%，這與張平、侯一麟(2016)、劉金東等(2019)對(duì)未來(lái)房地產(chǎn)稅稅率的設(shè)想基本一致。從本文分析來(lái)看，未來(lái)房地產(chǎn)稅改革應(yīng)該將企業(yè)涉房投資相關(guān)的商業(yè)性質(zhì)房產(chǎn)也納入在內(nèi)，按照企業(yè)持有不動(dòng)產(chǎn)的市場(chǎng)公允價(jià)值而非房產(chǎn)原值計(jì)征，如此才能保證稅收負(fù)擔(dān)的公平性和合理性。

在其他環(huán)節(jié)稅收存在不足的情況下，轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的土地增值稅就發(fā)揮了獨(dú)特的作用：首先，購(gòu)置環(huán)節(jié)稅和持有環(huán)節(jié)稅容易誤傷，因?yàn)檎Ｉa(chǎn)經(jīng)營(yíng)需求的不動(dòng)產(chǎn)和投資性需求的不動(dòng)產(chǎn)都需要購(gòu)置和持有，而轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)稅作為在獲利了結(jié)階段的稅收，能夠在一定程度上區(qū)別兩類需求的不動(dòng)產(chǎn)。其次，即使正常經(jīng)營(yíng)需求的不動(dòng)產(chǎn)因?yàn)樘囟ㄔ蛐枰D(zhuǎn)讓處置，也不會(huì)被過(guò)度征稅，因?yàn)橥恋卦鲋刀惖谋举|(zhì)是對(duì)不動(dòng)產(chǎn)增值收益征稅，納稅人不會(huì)因?yàn)檎鞫惗斐蓛魮p失，這一特性是購(gòu)置環(huán)節(jié)稅和持有環(huán)節(jié)稅所不具備的，無(wú)論增值與否，均需要繳納購(gòu)置環(huán)節(jié)稅和持有環(huán)節(jié)稅，很容易給企業(yè)帶來(lái)不菲的經(jīng)營(yíng)成本。疫情期間，從中央到地方倡議給企業(yè)減免房土兩稅即是基于這一原因。我們僅以本文引言部分所述及的LG公司為例，其建造北京辦公大廈的成本約為28億元，轉(zhuǎn)讓該大廈的收入約為88億元，其土地增值額約為60億元，增值率達(dá)到了214%，適用最高稅率60%和速算扣除系數(shù)35%，故而需要繳納土地增值稅額共計(jì)60×60%-28×35%=26.2億元，這意味著LG公司要拿出獲利的接近一半來(lái)繳納土地增值稅，其對(duì)這類涉房投資收益率的壓縮效應(yīng)非常可觀。盡管土地增值稅是當(dāng)前抑制企業(yè)涉房投資的唯一有效稅收工具，但土地增值稅也有其自身的不足。土地增值稅征管不力一直是現(xiàn)實(shí)中的難題。2013年央視關(guān)于“欠繳土地增值稅”的報(bào)道引發(fā)了社會(huì)的廣泛關(guān)注，該報(bào)道指出企業(yè)利用稅制設(shè)計(jì)的漏洞不申請(qǐng)土地增值稅的清算，而地方也放任企業(yè)的“應(yīng)繳未繳”行為。上述報(bào)道折射出我國(guó)的土地增值稅清算工作不到位，土地增值稅征管存在較大的操縱空間。接下來(lái)的第五部分，本文將著重利用宏觀省級(jí)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)土地增值稅在地方征管行為上的不足之處。

五、土地增值稅的地方征管行為分析

土地增值稅的征管力度之所以容易被地方操縱，主要由土地增值稅自身的稅制設(shè)計(jì)以及政府部門(mén)的征收管理兩大因素造成。一方面，土地增值稅是我國(guó)當(dāng)前稅制體系中最復(fù)雜的稅種之一，土地增值稅的征稅對(duì)象——土地增值額的確定方面存在較大困難(葉劍平等，2014)，成本費(fèi)用扣除、預(yù)征率、納稅期限、清算時(shí)限等方面的很多征管細(xì)節(jié)均交由地方稅務(wù)部門(mén)確定，這決定了地方政府對(duì)于土地增值稅的征收具有較大的自主權(quán)(陳愛(ài)中、李達(dá)，2010)。另一方面，在“晉升錦標(biāo)賽”作用下，地方政府的征稅決策要服從并服務(wù)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展總目標(biāo)(趙永輝等，2020)，而土地增值稅的征收會(huì)壓制地方的投資活力，抑制地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(劉紅梅等，2013)，為強(qiáng)化企業(yè)稅收激勵(lì)，地方可能通過(guò)操控土地增值稅，采用低稅負(fù)競(jìng)爭(zhēng)策略來(lái)“招商引資”(郭杰、李濤，2009；賈俊雪、應(yīng)世為，2016)。由此可見(jiàn)，土地增值稅可能充當(dāng)了稅收競(jìng)爭(zhēng)的重要工具。遵循一般的稅收競(jìng)爭(zhēng)研究范式，相鄰的地方政府之間會(huì)為了爭(zhēng)奪資源而主觀操縱稅收征管力度，對(duì)稅收征管力度的控制標(biāo)準(zhǔn)會(huì)以潛在的資源競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手為參照，從而形成了稅收標(biāo)桿競(jìng)爭(zhēng)。在這一范式下，鄰近地方政府的稟賦特征會(huì)影響本地政府的稅收征管力度，故而必須要依托于空間計(jì)量方法作為研究工具。這一部分我們將借助于空間計(jì)量方法實(shí)證檢驗(yàn)不同省份之間土地增值稅征管力度是否存在空間溢出效應(yīng)。所使用的數(shù)據(jù)是大陸地區(qū)省級(jí)宏觀面板數(shù)據(jù)，關(guān)鍵的被解釋變量是土地增值稅征稅力度，我們以各省份當(dāng)年土地增值稅收入占稅務(wù)部門(mén)組織收入比重來(lái)衡量，考慮到2018年國(guó)地稅合并的征管改革擾動(dòng)，選擇時(shí)間跨度為2005-2017年共計(jì)13年。

(一)權(quán)重設(shè)定

為了考察多種可能的空間溢出效應(yīng)，我們嘗試三種不同的空間權(quán)重矩陣：

1.二元鄰接矩陣

當(dāng)兩省份地理上接壤，即賦值為1，否則為0，然后對(duì)矩陣元素按照接壤省份數(shù)目每行進(jìn)行平均化處理。為避免孤島效應(yīng)，我們?cè)O(shè)定海南與廣東和廣西接壤。

2.地理距離矩陣

考慮到簡(jiǎn)單的0-1二元鄰接矩陣無(wú)法衡量出兩個(gè)省份的真實(shí)地理距離，我們更進(jìn)一步，在每?jī)蓚€(gè)省份省會(huì)城市中心距離的倒數(shù)基礎(chǔ)上經(jīng)過(guò)每行加總為1的標(biāo)準(zhǔn)化處理設(shè)置了地理距離矩陣，以此來(lái)挖掘省份之間在鄰近區(qū)域內(nèi)更具差異化的空間溢出效應(yīng)。

3.經(jīng)濟(jì)距離矩陣

省份之間的策略互動(dòng)行為除了會(huì)考慮地理相鄰省份作為參照之外，還可能考慮經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)上相近的省份作為參照，故而我們也設(shè)置了經(jīng)濟(jì)距離矩陣，矩陣元素是在每?jī)蓚€(gè)省份研究時(shí)期內(nèi)人均生產(chǎn)總值均值差的倒數(shù)基礎(chǔ)上進(jìn)行每行加總為1的標(biāo)準(zhǔn)化處理。

(二)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在使用空間計(jì)量回歸之前，首先要考察被解釋變量之間是否存在空間依賴性。如果存在，則使用空間計(jì)量方法；如果不存在，則使用標(biāo)準(zhǔn)的計(jì)量方法即可。此處我們使用最為普及的Moran指數(shù)來(lái)做空間相關(guān)性檢驗(yàn)。其公式如下：

(2)

wij表示空間權(quán)重矩陣元素。Moran指數(shù)將介于-1到1之間，大于0表示存在空間正相關(guān)，反之則表示存在空間負(fù)相關(guān)，若等于0則表示空間相對(duì)獨(dú)立分布。三種空間權(quán)重矩陣下的Moran指數(shù)計(jì)算結(jié)果如表9所示，可以看到：土地增值稅征管力度的Moran指數(shù)在二元鄰接矩陣和地理距離矩陣下均顯著為正，意味著土地增值稅的征管力度在地理鄰近省份之間存在較強(qiáng)的空間正相關(guān)性。相比而言，經(jīng)濟(jì)距離矩陣下基本都不顯著，意味著土地增值稅征管力度在經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)相近省份之間沒(méi)有顯著的正相關(guān)特征，故下文空間計(jì)量分析只考察前兩種權(quán)重矩陣。

表9 Moran指數(shù)計(jì)算結(jié)果

(三)基于SAR模型和非對(duì)稱反應(yīng)模型的空間計(jì)量分析

空間相關(guān)性檢驗(yàn)是空間計(jì)量回歸的必要前置，但卻并不能作為最終的檢驗(yàn)結(jié)果，為了更加準(zhǔn)確地檢驗(yàn)土地增值稅征管力度在地區(qū)間的空間溢出現(xiàn)象，還需要在加入控制變量的前提下利用空間回歸結(jié)果檢驗(yàn)空間自回歸系數(shù)是否顯著。我們進(jìn)一步構(gòu)建空間自回歸(SAR)模型如下：

yit=φ0+φ1∑j≠iwjtyjt+Xβ+μi+υt+εit

(3)

被解釋變量yit為第t年第i個(gè)省份土地增值稅征管力度，wjt為空間權(quán)重矩陣對(duì)應(yīng)元素，∑j≠iwjtyjt為空間滯后項(xiàng)，即經(jīng)過(guò)空間權(quán)重矩陣加權(quán)過(guò)的除第i個(gè)省份之外的其他省份土地增值稅征管力度平均值，SAR模型通過(guò)φ1系數(shù)是否顯著來(lái)檢驗(yàn)是否存在空間滯后性，即空間溢出效應(yīng)。利用SAR等傳統(tǒng)的空間計(jì)量模型雖然能夠驗(yàn)證鄰近省份在土地增值稅征管力度上是否存在正向的空間溢出效應(yīng)，

但這種正向的空間溢出可以是“你低我也低”的競(jìng)低行為，也可能是“你高我也高”的競(jìng)高行為，前者屬于逐底競(jìng)爭(zhēng)(race to the bottom)，為了吸引稅源流入會(huì)產(chǎn)生這種競(jìng)低傾向，后者屬于逐頂競(jìng)爭(zhēng)(race to the top)，為了超額完成上級(jí)層層分解下來(lái)的稅收任務(wù)會(huì)產(chǎn)生這種競(jìng)高傾向(高鳳勤、徐震寰，2020)。兩種競(jìng)爭(zhēng)行為在本質(zhì)上是一樣的，一個(gè)是為了爭(zhēng)奪有限的經(jīng)濟(jì)資源，一個(gè)為了爭(zhēng)奪有限的政治資源，這種“錦標(biāo)賽”機(jī)制內(nèi)生形成了一種相鄰地方政府間相互追隨模仿、攀比競(jìng)爭(zhēng)的空間溢出效應(yīng)。它們?cè)诮Y(jié)果上呈現(xiàn)了不同的走向，一個(gè)傾向于逐底競(jìng)爭(zhēng)，一個(gè)傾向于逐頂競(jìng)爭(zhēng)，借助于一般的空間計(jì)量回歸模型很難幫助我們準(zhǔn)確判斷到底是“競(jìng)低”還是“競(jìng)高”。這一部分我們將進(jìn)一步利用Fredriksson and Millimet(2002)提出的非對(duì)稱反應(yīng)模型將傳統(tǒng)SAR模型中的空間滯后項(xiàng)進(jìn)一步分解為“競(jìng)高效應(yīng)”和“競(jìng)低效應(yīng)”，以檢驗(yàn)土地增值稅征管力度的地方標(biāo)桿競(jìng)爭(zhēng)到底是呈現(xiàn)“競(jìng)高”特征還是“競(jìng)低”特征。非對(duì)稱反應(yīng)模型相比傳統(tǒng)空間計(jì)量模型有三個(gè)顯而易見(jiàn)的優(yōu)勢(shì)：一是能夠?qū)⒄蛞绯鲂?yīng)進(jìn)一步區(qū)分為競(jìng)高效應(yīng)和競(jìng)低效應(yīng)；二是能夠考慮內(nèi)生性；三是能夠通過(guò)加入被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)考慮面板回歸的時(shí)間動(dòng)態(tài)特征。非對(duì)稱反應(yīng)模型如下：

yit=φ0+φ1Iit∑j≠iwjtyjt+φ2(1-Iit)∑j≠iwjtyjt+Xβ+μi+υt+εit

(4)

Iit為顯示變量，當(dāng)∑j≠iwjt-1yjt-1>∑j≠iwjtyjt時(shí)為1，此時(shí)的系數(shù)φ1衡量的是競(jìng)低傾向，我們將其稱為競(jìng)低效應(yīng)系數(shù)；而當(dāng)∑j≠iwjt-1yjt-1<∑j≠iwjtyjt時(shí)為0，此時(shí)的系數(shù)φ2衡量的是競(jìng)高傾向，我們將其稱為競(jìng)高效應(yīng)系數(shù)。兩種效應(yīng)同時(shí)顯著存在時(shí)，要通過(guò)比較系數(shù)大小來(lái)判斷哪種效應(yīng)占優(yōu)。當(dāng)φ1>φ2，則意味著省份間策略性競(jìng)低傾向要高于競(jìng)高傾向，整體呈現(xiàn)“你低我也低”的空間溢出效應(yīng)；反之，當(dāng)φ1<φ2，則意味著省份間策略性競(jìng)高傾向要高于競(jìng)低傾向，整體呈現(xiàn)“你高我也高”的空間溢出效應(yīng)。控制變量X加入了財(cái)政分權(quán)程度(decent)、體制內(nèi)人員占比(public)、人均生產(chǎn)總值(pgdp)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry)、對(duì)外開(kāi)放程度(open)。其中，財(cái)政分權(quán)指標(biāo)參考高鳳勤、徐震寰(2020)等學(xué)者的方法，以省份人均財(cái)政收入/(省份人均財(cái)政收入+人均中央財(cái)政收入)作為分權(quán)程度的衡量指標(biāo)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以各省第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重來(lái)衡量；對(duì)外開(kāi)放程度以各省進(jìn)出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來(lái)衡量。體制內(nèi)人員占比以公共管理和社會(huì)組織就業(yè)人員數(shù)占總?cè)丝诒戎貋?lái)衡量，體制內(nèi)人員占比會(huì)影響地方政府財(cái)政支出的負(fù)擔(dān)水平，進(jìn)而影響地方政府行為和競(jìng)爭(zhēng)策略，其中公共管理和社會(huì)組織人數(shù)來(lái)自《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余數(shù)據(jù)均來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

表10前兩列為空間自回歸模型估計(jì)結(jié)果，顯示無(wú)論在二元鄰接矩陣還是地理距離矩陣下，空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，這表明確實(shí)存在鄰近地區(qū)之間土地增值稅征管力度的正向溢出效應(yīng)。我們利用非對(duì)稱反應(yīng)模型控制時(shí)間滯后的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和內(nèi)生性偏誤，將空間溢出效應(yīng)進(jìn)一步分解為競(jìng)高效應(yīng)和競(jìng)低效應(yīng)，表10后兩列的非對(duì)稱反應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果顯示，二元鄰接矩陣下存在顯著的競(jìng)低效應(yīng)，競(jìng)高效應(yīng)則并不顯著。這意味著，土地增值稅征管力度在相鄰省份之間的正向空間溢出主要是“你低我也低”的逐底競(jìng)爭(zhēng)行為，“你高我也高”的逐頂競(jìng)爭(zhēng)傾向偏弱。當(dāng)考慮時(shí)間滯后的動(dòng)態(tài)特征和內(nèi)生性偏誤后，地理距離矩陣下的空間溢出效應(yīng)不再顯著，既沒(méi)有顯著的競(jìng)高效應(yīng)，也沒(méi)有顯著的競(jìng)低效應(yīng)，這意味著省份之間的相互追隨模仿還是重點(diǎn)參考相鄰省份，而非更大范圍內(nèi)的地理相近省份?？傮w來(lái)看，土地增值稅的稅收競(jìng)爭(zhēng)行為還是以招商引資、吸引企業(yè)資源流入為主要考量，故而存在參照地理相鄰省份稅收征管力度的空間溢出現(xiàn)象，表現(xiàn)出“你低我也低”的動(dòng)態(tài)調(diào)整策略，這既不利于土地增值稅的嚴(yán)格征管，也限制了土地增值稅對(duì)企業(yè)涉房投資調(diào)控效應(yīng)的有效發(fā)揮。

表10 空間計(jì)量回歸結(jié)果

查閱政策文件可以發(fā)現(xiàn)，2010年是中央加強(qiáng)土地增值稅征管的一個(gè)時(shí)間拐點(diǎn)，在之前年份，國(guó)家稅務(wù)總局關(guān)于土地增值稅的政策文件主要是土地增值稅清算流程、減免優(yōu)惠等方面的通知，而自2010年開(kāi)始，國(guó)家稅務(wù)總局開(kāi)始連續(xù)發(fā)布加強(qiáng)土地增值稅征管的政策文件。第一個(gè)文件是《國(guó)家稅務(wù)總局關(guān)于加強(qiáng)土地增值稅征管工作的通知》(國(guó)稅發(fā)〔2010〕53號(hào))，其目的是“為深入貫徹《國(guó)務(wù)院關(guān)于堅(jiān)決遏制部分城市房?jī)r(jià)過(guò)快上漲的通知》(國(guó)稅發(fā)〔2010〕10號(hào))精神促進(jìn)房地產(chǎn)行業(yè)健康發(fā)展，合理調(diào)節(jié)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)收益，充分發(fā)揮土地增值稅調(diào)控作用”。隨后，在2013年，國(guó)家稅務(wù)總局又發(fā)布了《國(guó)家稅務(wù)總局關(guān)于進(jìn)一步做好土地增值稅征管工作的通知》(稅總發(fā)〔2013〕67號(hào))，再次強(qiáng)調(diào)了“土地增值稅是房地產(chǎn)宏觀調(diào)控的重要措施”，并強(qiáng)化了土地增值稅征管的組織領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任和督導(dǎo)檢查工作機(jī)制。制度環(huán)境的變革有可能造成前后影響的差異性，故而我們以2010年為分野，基于二元鄰接矩陣的非對(duì)稱反應(yīng)模型進(jìn)行了分時(shí)間段的子樣本回歸，如下表11所示?；貧w結(jié)果顯示，2010年加強(qiáng)土地增值稅征管之前總體以競(jìng)低效應(yīng)為主，地方政府競(jìng)相讓渡稅收利益以利于招商引資，吸納稅源；而在2010年加強(qiáng)征管之后總體以競(jìng)高效應(yīng)為主，可能是因?yàn)榧訌?qiáng)土地增值稅征管的文件中壓實(shí)了稅務(wù)部門(mén)分管領(lǐng)導(dǎo)的責(zé)任和任務(wù)，將土地增值稅征收工作是否到位、征收結(jié)果是否達(dá)標(biāo)作為重要的考核項(xiàng)目，從而促使地方征管部門(mén)開(kāi)始競(jìng)相提高征管力度，提升了“你高我就高”的競(jìng)高效應(yīng)。當(dāng)然，盡管2010年之后以競(jìng)高效應(yīng)為主，但“你低我也低”的競(jìng)低效應(yīng)同樣顯著，這依然值得引起我們足夠的警惕。

表11 空間計(jì)量回歸結(jié)果

六、本文結(jié)論與政策啟示

本文基于上市公司微觀數(shù)據(jù)和省級(jí)宏觀面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了不同環(huán)節(jié)稅收負(fù)擔(dān)對(duì)企業(yè)涉房投資行為的影響效果。研究發(fā)現(xiàn)：不動(dòng)產(chǎn)持有環(huán)節(jié)的房土兩稅表現(xiàn)出累退性特征，對(duì)企業(yè)涉房投資沒(méi)有顯著影響，而轉(zhuǎn)出環(huán)節(jié)的土地增值稅則能有效抑制部分企業(yè)的涉房投資傾向。由于土地增值稅稅制復(fù)雜且征管權(quán)長(zhǎng)期歸屬于地方稅務(wù)部門(mén)，造成其征管力度極易受到地方政府操控，出現(xiàn)了地方政府之間“你低我也低”的逐底競(jìng)爭(zhēng)問(wèn)題，這將對(duì)未來(lái)有效發(fā)揮土地增值稅調(diào)控涉房投資的作用產(chǎn)生不利影響?；谘芯拷Y(jié)論，我們提出如下三點(diǎn)政策啟示：

其一，房地產(chǎn)稅改革應(yīng)涵蓋營(yíng)業(yè)用房。現(xiàn)行房土兩稅的弊端不僅僅在于非營(yíng)業(yè)用房(主要是居民自住用房)稅收空白的問(wèn)題，還有營(yíng)業(yè)用房稅基不合理的問(wèn)題。房產(chǎn)稅以房產(chǎn)原值扣除一定比例為計(jì)稅依據(jù)以及城鎮(zhèn)土地使用稅定量征收都無(wú)法保證稅收的累進(jìn)性特征，甚至出現(xiàn)了企業(yè)持有不動(dòng)產(chǎn)市值越高、持有環(huán)節(jié)實(shí)際稅負(fù)率越低的累退性現(xiàn)象，這不僅有損于公平，也對(duì)調(diào)控企業(yè)涉房投資行為產(chǎn)生了不利因素。未來(lái)的房地產(chǎn)稅改革應(yīng)當(dāng)將居民住房和營(yíng)業(yè)用房統(tǒng)一征稅，稅基統(tǒng)一于市場(chǎng)評(píng)估價(jià)值口徑，稅率統(tǒng)一于0.2%的比例稅率，所不同的是，對(duì)居民住房可以適用更多的減稅優(yōu)惠以照顧民生需求。

其二，要繼續(xù)強(qiáng)化土地增值稅的調(diào)控效應(yīng)。必須清晰認(rèn)識(shí)到，當(dāng)前對(duì)企業(yè)涉房投資的抑制主要依賴于土地增值稅，土地增值稅有其他環(huán)節(jié)稅種不可比擬的優(yōu)勢(shì)，無(wú)論企業(yè)出于何種需求，只要是獲得了超額的土地增值收益，國(guó)家在收益實(shí)現(xiàn)環(huán)節(jié)以土地增值稅的形式強(qiáng)制參與分配，既保證了國(guó)家土地所有權(quán)主體的權(quán)益，也壓縮了企業(yè)涉房投資的收益率，而且不至于給企業(yè)帶來(lái)額外的超出收益率的負(fù)擔(dān)。雖然中國(guó)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了銷售不動(dòng)產(chǎn)的“營(yíng)改增”，但土地增值稅仍有必要獨(dú)立存在，其與增值稅從原理和功能上并不重復(fù)，能夠發(fā)揮對(duì)房地產(chǎn)投機(jī)行為的調(diào)控效應(yīng)，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)良性循環(huán)和健康發(fā)展。

其三，土地增值稅稅權(quán)配置仍有待進(jìn)一步完善。一方面，中央政府應(yīng)當(dāng)盡快落實(shí)立法，通過(guò)《中華人民共和國(guó)土地增值稅法》及其實(shí)施細(xì)則規(guī)范土地增值稅征收技術(shù)細(xì)節(jié)，最大限度減少各地稅務(wù)部門(mén)自有裁量權(quán)。另一方面，國(guó)地稅雖然已經(jīng)合并，征管權(quán)向中央的集中程度仍有不足，其中合并后的新稅務(wù)局辦公經(jīng)費(fèi)仍然有部分由地方政府提供，這給了地方政府繼續(xù)干預(yù)稅收征管、操控征管力度的政策空間，故而未來(lái)繼續(xù)深化國(guó)地稅合并，促成完全意義上的中央征管集權(quán)有其必要性。