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地方财政压力对房地产开发投资的作用分析

时间:2019-08-09 来源:中国房地产 作者:张东 王豪杰 本文字数:11700字

  财政压力对房地产开发投资影响机制研究

  摘要:不断增加的财政压力和“高烧不退”的房地产开发投资是中国多数地区发展面临的两个重要问题。首先探究财政压力对房地产开发投资的影响机制, 进而采用工具变量的两阶段回归法 (IV-2SLS) 对省际面板数据进行了实证分析, 结果表明财政压力是房地产开发投资规模增加的重要原因。进一步研究发现, 在不同地区和不同财政压力程度下财政压力对房地产开发投资存在异质性影响, 在中部地区及财政压力较高的省份, 地方政府更依赖于房地产开发投资。“营改增”政策的实施会强化财政压力对房地产开发投资的正向影响。深化财政体制改革、积极实施政策扶持及加快培育地方新型主体税种可以缓解地方政府财政压力对房地产开发投资的依赖。

  关键词:财政压力; 房地产开发投资; 土地财政; “营改增”政策;

  作者简介: 张东, 中南财经政法大学金融学院教授, 博士生导师。; 王豪杰, 中南财经政法大学金融学院博士生。;

  收稿日期:2019-06-02

  Received: 2019-06-02

  1 引言

  1998年房地产市场化改革以来, 中国房地产行业得到了快速发展, 并在国民经济中发挥着重要作用, 房地产开发投资占GDP的比重从2002年的6.1%上升至2016年的14.4%。房地产行业投资规模的持续增长与该行业持续的高回报率有一定关系, 高额利润率会吸引其他企业投资于房地产行业。但伴随着房地产业的快速发展, 房地产市场整体存在泡沫化现象, 并且部分城市泡沫巨大。然而, 仅仅用投资回报率来解释房地产开发投资规模的扩大及房地产市场的繁荣, 原因是不够的, 其背后还隐藏着深层次的制度因素。在财政分权框架下, 地方政府财权上移, 而事权并没有得以减少, 包括所得税和营业税在内的一系列税制改革又减少了地方政府的财政收入, 地方政府财政缺口不断加大。

  地方政府面对财权与事权不对等的纵向竞争压力, 纷纷寻找预算外收入来源, “土地财政”最终成为多数地方政府的选择。土地财政的兴起使得土地属性由生产资料功能演变为资产及金融工具功能, 地方政府通过经营土地经营城市的行为会对社会的产业投资结构产生引导作用, 使房地产开发投资增长迅速。因此, 研究财政压力对房地产开发投资的影响对认识我国当前的房地产市场运行情况具有重要参考意义, 而目前该方面的研究并没有引起足够的关注。此外, 从研究视角出发, 目前多数学者研究财政压力对房地产市场的影响主要集中在房价这一需求层面, 对房地产开发投资的研究则主要涉及的是供给层面, 所以研究财政压力对房地产开发投资的影响也从供给层面完善了财政压力对房地产市场影响的相关研究。

  2 文献综述

  房地产市场非理性繁荣一直以来都是公众关注的热点问题, 政府对房地产市场的调控至今也未能达到理想的效果, 本文认为房地产市场的繁荣及社会资本对房地产开发投资的热衷与地方政府的切身利益不无关系, 虽然中央政府对房地产调控信心坚决, 但是地方政府出于财政压力及绩效考核会针对房地产市场的发展同中央政府进行“央地博弈”。研究政府财政压力对房地产开发投资的影响是分析目前财政分权下地方政府依赖土地出让来弥补财政缺口的重要突破点, 与此相关的既有文献主要涉及以下两个方面。

  一是财政压力与房地产税。目前, 已有学者从税收视角对财政压力与房地产行业的关系进行了细致的研究。在财政压力下, 地方政府并没有动机征收房地产税, 而是更依赖于出让土地的“以地生租”效应。房地产业是国民经济的支柱产业, 地方财政收入对其依赖程度远高于其他行业。房地产行业不仅会产生“以地生租”效应, 而且会产生“以房生税”效应, 其中“以房生税”效应不仅包括城镇土地使用税和土地增值税等, 还包括已在上海、重庆两地实施的房地产税。房地产税在全国范围实施前经历了漫长的酝酿时期, 时至今日仍未正式出台。房地产税迟迟未能实施与其征管难度较大有一定关系, 房地产税虽然可以像其他房地产相关税种一样增加地方政府收入, 但是其操作过程繁琐及征管成本过大使得地方政府对此税种缺乏征税动机。另外, 王玉波 (2013) 也认为地方政府更愿意选择出让土地来获得财政收入, 因为预算制度与监督机制的不健全会导致土地财政模式自我强化, 激励地方政府的土地出让行为。因此, 在目前财政分权压力下, 相对于房地产税, 地方政府更愿意获得土地出让的“以地生租”效应及其带来的营业税收入。

  二是地方财政与房地产业发展。相对于国内地方政府依赖土地出让金收入的财政模式, 国外的地方政府财政则更依赖于不动产税收入, 与国内的土地财政存在较大差别。国外已有文献从财政支出水平角度分析了地方财政与社会结构之间的关系。Lichtenberg (2008) 和Lucas (2011) 认为在市场化初期, 地方财税政策对产业结构的变动具有一定的引导作用, 财政支出波动对产业结构优化存在一定抑制作用。国内学者则更多的是从土地财政角度进行分析, 国亮等 (2015) 从产业间税种差异及土地财政的视角对产业结构升级进行研究, 并利用我国2003-2013年的省级面板数据进行实证分析, 认为税收的增加不利于产业的发展, 而土地财政有利于工业企业的发展, 容易造成资本往第二产业聚集, 不利于第三产业的发展, 因此不利于产业的优化升级。而相反, 夏方舟等 (2014) 通过引入土地要素的需求函数推演了土地财政与产业结构的关联, 认为土地财政通过促进产业结构升级推动了经济增长;同时, 土地出让性收益并不能显着地促进经济增长, 而土地税收收入较为显着地促使产业结构转换升级。曹广忠等 (2007) 则认为土地财政势必会引导各地向制造业、建筑业乃至一些快速产生GDP和财政收入的产业, 如房地产业倾斜发展, 以至于地方产业结构可能过度“工业化”与“房地产业化”。同时, 在政府政策的“示范效应”下, 房价的快速上涨吸引了大量的社会资本进入房地产行业, 受到房地产行业高回报率和高利润率的诱惑, 甚至部分实体企业也纷纷抽离资金投资于房地产来进行套利。

  综观已有研究可以发现, 其中大多停留在财政压力是否是土地财政的形成原因及土地财政制度的优劣上, 尽管已有学者对比分析了“以地生租”和房地产税两种弥补政府财政缺口的优劣, 但是并没有进一步考虑在财政压力下更加偏好“以地生租”方式的政府行为是否会对房地产开发投资产生促进作用。而对于土地财政能否优化产业结构则迄今为止还存在一定的分歧, 并且目前该方面的研究更多的是从基于房地产投资是否会对实体投资产生挤出效应这一视角进行分析。因此, 本文将在财政分权背景下, 研究财政压力对房地产开发投资的影响机理, 考虑到财政压力对房地产开发投资可能存在异质性影响, 本文细分样本考察了财政压力对房地产开发投资在不同地区及不同财政压力程度下的影响, 又进一步结合“营改增”政策的实施, 对比分析了该政策实施前后财政压力下的房地产开发投资变动情况。

  3 影响机制分析

  财权与事权的不对称使得财政压力下的地方政府充满寻求预算外收入的强烈动机, 在此背景下, 土地出让收入成为地方政府的主要预算外收入来源, 其中土地出让收入包括土地出让金收入和房地产相关税费收入, 房地产相关税费主要指地方税务系统征收的城镇土地使用税和土地增值税等。除此之外, 与土地出让、城市土地开发密切相关的以房地产、建筑业为主的营业税收入也能间接反映出土地开发对地方财政收入的贡献。另一方面, 受到“财政收入锦标赛”的影响, 财政收入排名越靠后的地方政府越偏好通过扩大非税收入来提高自己的排名。房地产相关税收和作为引致需求的土地资源显示出巨大的财富效应, 地方政府以此实现了经营城市的资本积累。财政压力对房地产开发投资的影响主要有两条路径:

  其一, 通过影响土地的使用成本促进房地产开发投资。在财政分权下, 地方政府财政收入减少, 加之地方官员在“标尺竞争”下出于晋升激励的考虑会使财政加大对公共品的供给力度, 在“入不敷出”的情况下, 只能通过土地出让收入来弥补财政缺口。地方政府对土地财政的依赖直接导致地价的上涨, 由此引发的房价上涨使得房地产行业的利润率高于其他实体行业, 社会资本对房地产行业的追捧造成了产业结构的“脱实向虚”, 从而房地产开发投资规模增加。

  即路径一:财政压力增加→地价上涨→房价上涨→房地产开发投资增加

  其二, 通过影响土地的供应节奏来带动房地产开发投资。首先, 政府作为土地资源的垄断者, 其具有决定土地出让时机的权利, 而政府土地供应时机的选择则是围绕土地收益最大化的目标。政府的供地政策通过土地一级开发市场作用于房地产市场。其次, 从宏观调控角度来讲, 政府对土地的供给应该是在房地产市场高涨时减少土地供给, 而在房地产市场低迷时增加土地供给, 依此来顺应房地产市场的周期性变化特征, 但是在现实中, 往往会出现土地供应的“逆周期性”特征。究其原因在于地方政府为了获取土地收益的最大化, 往往会在市场形势好时多出让土地, 市场形势差时少出让土地, 这种土地政策偏好会影响开发商的心理预期, 推动房地产价格上涨。房价的上涨同样会使得社会投资结构向房地产开发投资集中。

  即路径二:财政压力增加→土地政策偏好下的房价预期上涨→房地产开发投资增加

  4 变量选取与实证结果分析

  4。1 变量选取

  4.1.1 房地产开发投资

  参考既有文献, 本文以房地产开发投资完成额占GDP比重来度量房地产开发投资规模。目前, 对房地产开发投资的度量主要存在以下两种形式:一是使用较多的房地产开发投资总额, 其是全社会固定资产投资总额的一部分;二是衡量房地产开发投资相对规模的指标, 用房地产开发投资完成额/GDP表示。结合数据可得性及适用性, 本文采用第二种房地产开发投资度量方式进行实证检验。而用住宅开发投资相对规模, 即住宅完成投资额/GDP进行稳健性检验。

  4.1.2 财政压力

  目前, 结合不同的研究视角, 学者对财政压力指标的选取存在一定差异。陈工等 (2016) 将地方财政的年度支出比上地方财政一般预算收入的值作为衡量地方财政的收支压力, 如果该比值越大, 则说明地方的财政压力越大。陈思霞等 (2018) 则用所得税收入比上地方税收收入, 地方税收对所得税依赖程度越高, 所得税分享改革造成的财政压力越大。结合本文实际情况, 参照唐云锋等 (2017) 确认财政压力的方法, 本文定义财政压力为: (各省预算内财政支出-预算内财政收入) /预算内财政收入。当地方政府面临的财政压力越大时, 就越有动机向土地资源伸出“攫取之手”, 地方政府行为偏好的改变会引导社会资本进入房地产开发投资领域, 因此, 在这里将预期财政压力的回归系数为正。

  4。1。3 其他控制变量

  要研究财政压力与房地产开发投资的关系, 不能仅仅分析和考虑这两个变量, 因为影响房地产开发投资的因素众多。若忽视了这些因素, 将会对实证研究结果的有效性产生严重影响, 将影响房地产开发投资的其他一系列控制变量纳入房地产开发投资模型中, 从经济、人口、市场化、城镇化等方面考虑选取影响房地产开发投资的控制变量。具体的控制变量将参考已有的文献和现有的研究, 选择如下变量:人均收入水平 (Pgdp) , 用人均GDP表示;人口规模 (Density) , 用人口密度表示;城镇化率 (Tr) , 即年末城镇人口占年末总人口比重;人力资本 (Hc) , 用年末大专以上学历人口占总人口比重表示;市场化水平 (Structure) , 用第三产业占GDP比重表示。

  4。1。4 数据来源

  本文数据均来自于《中国统计年鉴》《中国房地产统计年鉴》《中国财政年鉴》及中华人民共和国财政部网站公布的相关公告。本文采用2002-2016年中国省际面板数据, 其中, 数据起始年份为2002年是因为2002年国家实行企业与个人所得税改革, 由于本文将在拓展分析里考察“营改增”政策实施对财政压力下的房地产开发投资规模的变化, 为了避免其他政策改革带来的影响, 本文研究没有将所得税改革之前年份数据纳入样本。由于数据缺失较多, 现将西藏的数据剔除, 只包含全国30个省级行政区的面板数据。

  表1:财政压力与房地产开发投资    

  注: (1) 系数值括号中为标准误; (2) ***, **, *分别表示在1%, 5%和10%水平上显着; (3) DWH值反应内生性检验结果;Anderson canon LM统计值反应工具变量识别不足问题;Minimum eigenvalue statistic统计值括号里的值为弱工具变量检验10%水平标准值。

  4。1。5 内生性问题

  从作用逻辑来看, 中国各省份地区中财政压力和房地产开发投资之间, 可能存在特定的内生性问题。其一是财政压力和房地产开发投资存在联立性导致的内生性问题。在那些房地产开发投资越是活跃的地区中经济可持续发展能力越强, 通过税收效应来促进财政收入, 减缓当地政府的财政压力。其二是财政压力对房地产开发投资活动的影响还会受到重要遗漏变量导致的内生性问题。例如, 多数地区人社部门均对失业人员提供免费社会化职业技能培训的服务, 但是该服务的提供一方面会增加地方政府的财政支出, 另外显而易见的是培训对象在技能得以提高以后由于收入的增加会产生购房需求, 进而直接影响了当地的房地产开发投资。而这种地区间的免费培训服务很难精确界定和定义。尽管我们已经在计量方程 (5) 式中尽量控制了一系列省际层面相关特征变量, 但是理论上仍然可能存在无法加以有效控制的遗漏变量。针对此两类可能原因导致的内生性问题, 我们对计量方程 (5) 式和 (6) 式采用工具变量法进行回归。我们采用传统的做法以内生变量或其他变量的滞后项作为工具变量, 选择了财政压力变量的一阶滞后项作为工具变量。使用工具变量法的前提是存在内生解释变量, 考虑到异方差问题, 本文运用杜宾-吴-豪斯曼检验 (Durbin-Wu-Hausman test) 以确定是否存在内生解释变量, 其原假设为“所有解释变量均为外生”, 并以DWH值反应内生性检验结果, 以Anderson canon LM统计值来检验工具变量识别不足问题, 用Minimum eigenvalue统计值来检验工具变量是否为弱工具变量。

  4。2 基本回归结果

  上文已经探究了财政压力对房地产开发投资的影响机制, 在控制其他因素的条件下, 财政压力对房地产开发投资的上涨有一定的提升效应。现在将利用IV-2SLS对面板模型 (公式 (5) ) 进行实证检验财政压力对房地产开发投资的影响。为进行对照, 分别对回归方程 (5) 使用OLS、固定效应模型以及2SLS面板数据回归分析, 回归结果见表1。

  在表1中, 列 (1) - (3) 分别表示OLS回归结果、固定效应回归结果和2SLS回归结果。从OLS和固定效应回归结果可以发现, 财政压力对房地产开发投资具有促进作用, 但是其影响系数差别较大, 并且这两种方法不足以论证财政压力对房地产开发投资的真实影响程度, 在使用了工具变量进行2SLS估计以后, 回归结果显示财政压力对房地产开发投资的影响作用增强。DWH检验p值接近于0, 拒绝了不存在内生性的原假设, Anderson canon LM检验显示不存在识别不足问题, Minimum eigenvalue统计值显示不存在弱工具变量问题。以上工具变量合理性的检验说明了模型中内生性的存在以及所选工具变量是合适的。OLS和固定效应回归系数与2SLS估计存在较大差异的原因可能是由于忽略了财政压力与房地产开发投资之间的内生性, 由二者之间的反向因果关系导致的。

  其他变量方面, 人均GDP系数为正且在1%水平下显着, 反映了随着人均收入水平的增加, 居民购房需求的增加从而刺激了房地产开发投资水平。人口密度系数显着为正说明随着人口规模的增加, 住房需求同样会带动房地产开发投资水平。市场化系数显着为正说明市场化能够吸引更多的开发商加入房地产投资, 政府对行业管制的放松和市场化带来的高额利润都有利于吸引更多的社会资本, 资本的涌入必然带来更大的房地产开发投资规模及更多样化的开发种类。而人力资本系数为负说明人力资本通过优化产业结构调整从而抑制了房地产开发投资水平, 因为一个地区的人力资本程度越高, 则该地区对高新技术及创新型产业的投资比例会越大, 从而对房地产开发投资会产生一定的抑制作用。城镇化水平系数为正但不显着, 可能跟所选取的城镇化指标仅仅代表了人口城镇化水平, 而没有考虑土地城镇化程度有一定关系, 结合目前实际, 我国大部分地区人口城镇化水平要低于土地城镇化水平, 而相对于人口城镇化, 土地城镇化与房地产开发投资关系更密切。

  4.3 不同条件下财政压力与房地产开发投资

  以上回归结果验证了财政压力能够促进房地产开发投资的基本事实。但是我国地域辽阔, 不同地区的财政压力水平不同, 其对房地产开发投资的影响水平也存在差异性。因此需要从区域层面探究财政压力对房地产开发投资的影响。除此之外, 财政压力对房地产开发投资的影响在不同财政压力水平下可能存在差异, 财政压力大的地区对房地产开发投资的刺激作用可能更大, 反之则反是。为验证不同财政压力水平下财政压力对房地产开发投资程度的影响差异, 我们需要依据财政压力程度的大小对样本进行分组回归。

  表2:财政压力与房地产开发投资:不同区域    

  注: (1) 系数值括号中为标准误; (2) ***, **, *分别表示在1%, 5%和10%水平上显着。

  表3:财政压力与房地产开发投资:不同财政压力水平    

  注: (1) 系数值括号中为标准误; (2) ***, **, *分别表示在1%, 5%和10%水平上显着。

  4.3.1 不同区域财政压力对房地产开发投资的影响

  为了研究财政压力对房地产开发投资影响的区域异质性, 对此, 将研究样本划分为东部地区、中部地区、西部地区及东北地区分别进行回归, 结果显示中部地区财政压力对房地产开发投资的依赖作用最大, 西部地区次之, 东部地区最小, 东北地区财政压力对房地产开发投资影响并不显着, 回归结果见表2。

  由表2可知, 尽管不同地区财政压力对房地产开发投资的影响程度存在差异, 但是各个地区财政压力对房地产开发投资均产生了一致的促进作用, 包括影响不显着的东北地区系数也为正值。中部地区影响程度最大的原因可能是一方面由于中部地区跟西部地区相比, 在所受中央转移支付方面处于不利地位;另一方面, 作为全国财政压力最大的区域, 其在人才、资本等生产要素方面均不如东部地区存在优势, 并且无法像东部地区那样可以获得土地之外的生产要素所带来的溢出效应及产业结构升级, 造成中部地区更依赖于土地财政, 因此, 中部地区在面临财政压力时更倾向于在房地产开发投资上做文章。另外, 东北地区财政压力对房地产开发投资影响并不显着可能与近年来东北大力推进新型工业化及振兴东北老工业基地有关, 加之国有企业占比较高, 使得该地区地方政府无需通过依赖房地产开发投资来缓解财政压力。

  4.3.2 不同财政压力水平下地方财政压力对房地产开发投资的影响

  为研究不同财政压力水平下地方财政压力与房地产开发投资的关系, 将所有数据根据期末财政压力水平中位数将样本分割为低财政压力水平组和高财政压力水平组, 分别使用2SLS回归, 模型通过了内生性检验, 并且不存在弱识别和识别不足问题, 回归结果见表3。

  由表3可知, 高财政压力水平地区对房地产开发投资的依赖程度大于低财政压力水平地区。这说明, 低财政压力水平下, 受到软预算约束的政府能够积极实施各种类型的税收扶持政策来激励当地的创新活动, 创新水平的提高会使当地的产业结构得以优化, 政府可以从企业获得更多的增值税收入, 即政府财政收入更多的是来源于“企业财政”而非“土地财政”, 从而减轻了对房地产开发投资的依赖程度。而在高财政压力水平下, 政府有压力去推进由财政负担的公共服务业改革, 但却有动力去扶持高税赋服务行业——如房地产业的发展。地方政府的高财政压力会使得财政预算约束进一步硬化, 并减少对当地的公共投资, 由此会引发当地对产业投资的吸引力下降, 而只能更加依赖于房地产开发投资来弥补财政缺口。

  5 稳健性检验及拓展分析

  通过上文的分析, 已经得到了财政压力与房地产开发投资关系的相关结论。但需要进一步验证这些结论是否具有稳健性。替换被解释变量及增加控制变量是否会导致产生结果的不一致性?下面我们将通过稳健性检验对基准模型的回归结果进行进一步的验证。除此之外, 我们还将进一步对基准回归模型进行拓展, 考察“营改增”政策的实施对财政压力下的房地产开发投资产生的影响。

  5。1 替换被解释变量

  本文将被解释变量房地产开发投资相对规模用住宅开发投资相对规模来替代, 用替换变量的方式做稳健性检验。将住宅开发投资相对规模定义为:住宅开发投资完成额/GDP, 并再次利用2SLS对公式 (5) 进行实证分析, 借此进一步证明财政压力与房地产开发投资之间的关系。

  如表4列 (1) 所示, 替换被解释变量以后, 稳健性检验估计结果中的主要变量均通过了显着性检验, 并且系数符号与全样本回归的系数符号基本一致。实证结果表明:财政压力与房地产开发投资之间的系数在1%水平下显着为正, 财政压力每增加1%, 房地产开发投资将上升0.44%。稳健性检验与此前的实证研究结果依然一致, 表明财政压力对房地产开发投资具有促进作用。

  表4:财政压力与房地产开发投资的稳健性检验估计结果    

  注: (1) 系数值括号中为标准误; (2) ***, **, *分别表示在1%, 5%和10%水平上显着。

  表5:拓展分析    

  注: (1) 系数值括号中为标准误; (2) ***, **, *分别表示在1%, 5%和10%水平上显着。

  5.2 增加控制变量

  通过前面的分析, 地方政府所受到的财政压力越大, 越会向其所垄断的土地资源伸出攫取之手, 通过出让土地获得更多的土地出让金。政府对土地财政的依赖会通过地价作用于房价, 从而使投资结构偏向于房地产开发投资。在不控制土地财政规模的情况下, 财政压力对房地产开发投资的促进作用可能会被高估, 因为房地产开发投资的上涨可能并不仅仅是由财政压力所引起的, 还有可能是受到地价上涨的土地财政作用的结果。

  因此, 在基准回归基础上, 我们控制了土地财政规模这一指标。目前, 土地财政规模的度量形式主要有两种, 一是采用土地出让金占财政收入的比重来衡量;二是考虑到我国采用先“上缴后返还”以及“转移支付政策”, 采用土地出让金占财政支出的比重衡量土地财政规模。

  下面仍然以房地产开发投资额占GDP比重来表征房地产开发投资相对规模并以此作为被解释变量, 分别加入土地财政规模的两种衡量指标进行回归。回归结果如表4列 (2) (3) 所示, 结果显示, 在控制土地财政规模后, 与基础回归相比, 回归结果仍然十分稳健, 说明即使控制土地财政规模, 财政压力仍然会对房地产开发投资产生正向影响。

  5。3 拓展分析

  上述结论已经表明, 财政压力的增加确实会提高房地产开发投资水平, 且在不同地区和不同压力程度下这种效应存在异质性。考虑到近年来国家实施的“营改增”新一轮税制改革, 既有研究表明随着营业税改征增值税的实施, 税收归属的变化必然使得地方政府财政压力增加) , 并且张伦伦 (2016) 认为从行业角度来看, “营改增”减收效应明显, 而就单个企业而言, 税负增减存在较大差异, 原则上改革对企业产生的税负变动需要市场自主消化, 但由于企业业务跨地区、跨行业, 从保护区域企业发展和加快推进改革的角度出发, 根据“营改增”方案, 试点地区地方政府设立财政专项资金扶持, 以此弥补“营改增”后税负增长企业的损失, 将导致地方政府财政支出增加。地方政府在财政压力增加后, 是否会更依赖房地产这一高税收行业的发展来缓解财政压力呢?本文将进一步拓展分析营业税改征增值税后, 财政压力对房地产开发投资的影响变化。

  2011年11月, 《营业税改征增值税试点方案》 (财税[2011]110号) 正式下发, 2012年1月1日起, 在上海开展“营改增”试点, 2012年8月-12月, 试点地域范围进一步扩大至8个省市 (包括北京、天津、江苏、浙江、福建、广东、安徽、湖北) , 到2013年8月, 试点地域范围推广到全国试行。本文在基准回归模型基础上, 增加“营改增” (Btv) 虚拟变量, 根据所在地区当年是否推行“营改增”改革, 如果推行, 设置为1, 否则为0。分别采用OLS、固定效应和2SLS估计, 回归结果见表5, 发现加入财政压力与“营改增”交互项以后, 除了固定效应回归结果中交互项的系数不显着以外 (可能是由于固定效应模型无法规避内生性问题造成的) , 其他都在1%水平上显着为正, 且核心解释变量财政压力的系数符号并未发生改变, 说明财政压力不但直接对房地产开发投资有正向激励作用, 而且“营改增”的实施强化了这种正向刺激程度, 在“营改增”实施以后, 财政压力加大的地方政府会更加依赖房地产这一高税行业。

  6 结论与启示

  本文将地方财政压力、房地产开发投资置于同一分析框架, 系统考察了财政压力对房地产开发投资的影响及传导机制, 通过运用2002-2016年省际面板数据, 检验了本文的研究假设。实证检验发现: (1) 地方财政压力的增加对房地产开发投资产生了直接促进作用; (2) 东、中、西及东北地区的影响效果各有不同, 其中, 中部地区影响程度最大, 西部次之, 东部最小; (3) 地方财政压力对房地产开发投资的依赖程度因地方政府财政压力大小不同而存在差异; (4) 随着“营改增”政策的实施, 财政压力对房地产开发投资的提升效应在增强。

  由于房地产行业的迅速发展带动关联产业的繁荣以及相关税收比重的增加, 使得房地产行业成为地方财政收入的重要来源, 培育房地产业发展成为地方政府经营城市的重要经济行为, 从而造成区域产业结构过度“房地产化”。社会经济结构的过度集中于房地产业, 不仅加大了房地产行业的自身风险和泡沫化程度, 而且不利于产业结构的优化升级。为遏制驱动房地产开发过度投资的主要力量, 本文基于上述研究结果提出以下几点政策建议。

  首先, 大力推进中央与地方政府间的事权、支出责任以及财权财力的一揽子配套财政体制改革。加快构建包括现代税制、现代预算制度与现代分税制在内的现代财政制度体系, 赋予地方更多财权, 实现从收入端减小地方政府财政压力, 削弱其对土地财政的依赖。

  其次, 鉴于财政压力过大地区更倾向于依赖房地产投资缓解财政压力, 地方政府应该积极实施产业扶持政策, 防止地区产业结构单一带来的风险。地方政府应根据各地自然禀赋差异重点培育优势产业, 形成新的主导支柱产业, 并通过积极实施产业扶持政策来培植税源促进当地经济转型, 进一步降低单一房地产行业主导的产业结构带来的经济调整风险。

  最后, 培育新的地方主体税种, 逐步摆脱对房地产开发投资的依赖。以“营改增”为代表的新一轮财税体制改革尚处于起步阶段, 在后续财税体制改革过程中, 应该及时出台配套措施。为此, 近期应该调整增值税在中央与地方的分享比例, 适当增加地方政府税收收入。除此之外, 未来应该探索将房地产税培育成为地方主体税种, 促使地方土地财政收入从以一次性的土地出让纯收益为主向以持续的房产保有税、土地增值税等为主转变, 淡化政府经营土地的观念, 从而破解土地财政与政府治理困局。

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    张东,王豪杰.财政压力对房地产开发投资影响机制研究[J].中国房地产,2019(21):24-34.
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