周建軍，董怡君，鞠 方

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一 引 言

自1998年住房市場化改革以來，我國房地產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，住房需求不斷攀升。房價的持續(xù)高漲使得房地產(chǎn)成為居民投機投資的工具，“炒房”行為的存在又助推了房價的上漲，這種惡性的“滾雪球”效應(yīng)使得我國房地產(chǎn)市場的發(fā)展愈加失衡[1]。為正確引導(dǎo)居民住房消費、調(diào)節(jié)收入分配和促進房地產(chǎn)市場健康發(fā)展，國家加快了推進房地產(chǎn)稅立法和改革的進程[2]。2021年3月，推進房地產(chǎn)稅立法被正式寫入了“十四五”規(guī)劃綱要；2021年10月，全國人大常委會授權(quán)國務(wù)院在部分地區(qū)開展房地產(chǎn)稅試點工作。房地產(chǎn)稅的立法和改革旨在將行政手段、經(jīng)濟手段和法律手段結(jié)合，將稅收“自動穩(wěn)定器”的調(diào)控功能與土地政策和金融制度結(jié)合，建立起房地產(chǎn)市場健康發(fā)展的長效機制[3]。

關(guān)于房地產(chǎn)稅對房地產(chǎn)市場的影響，學(xué)術(shù)界展開了廣泛討論。早期以Simon[4]、Tiebout[5]和Mieszkowski[6]為代表的學(xué)者主要從房地產(chǎn)稅的效應(yīng)出發(fā)，在理論方面探究了房地產(chǎn)稅對房價的影響。近年來有學(xué)者在理論研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合實證模型，利用上海和重慶的房產(chǎn)稅試點數(shù)據(jù)對房產(chǎn)稅與房價的關(guān)系展開了相關(guān)研究。李長生認(rèn)為房地產(chǎn)稅通過影響家庭的住房需求從而影響房價[7]。彭浩榮等選取35個城市的面板數(shù)據(jù)從供需角度分析房產(chǎn)稅對房價的影響機制，發(fā)現(xiàn)開征房產(chǎn)稅會改善居民的住房需求結(jié)構(gòu)，并且不會降低剛性的消費性住房需求[8]。張航、范子英對上海30萬套住房微觀數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)稅對投機性住房需求有精準(zhǔn)的打擊作用[9]。

居民是房地產(chǎn)市場的消費主體，因此人口結(jié)構(gòu)在很大程度上也會影響住房需求[10]。我國自2000年步入人口老齡化社會后，人口老齡化程度持續(xù)加深，第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年我國60歲以上的老年人口占總?cè)丝诘谋戎馗哌_(dá)18.7%，比2010年高5.44%。Ermisch考察年齡分布與住房需求變化的關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，人口年齡分布的變化對住房需求有重要影響，人口老齡化會導(dǎo)致住房需求量減少[11]。鄒瑾等基于結(jié)構(gòu)性視角，通過面板協(xié)整檢驗研究人口老齡化對房價波動的影響，發(fā)現(xiàn)高儲蓄是促進老年群體住房需求增加的經(jīng)濟基礎(chǔ)，“利己需要”和“利他需要”是促使其住房需求增加的動力[12]。綜上可見，居民的住房需求不僅會受房地產(chǎn)稅的影響，也會因人口老齡化程度的加深而變化。那么，在當(dāng)今人口老齡化背景下，房地產(chǎn)稅對居民的住房需求會產(chǎn)生怎樣的影響？由于房地產(chǎn)稅還未全面開征，其開征后居民的住房需求目前無法觀測，而購房意愿是居民結(jié)合房屋信息和自我信息后，形成的一種購房態(tài)度[13]，在一定程度上可以用來預(yù)測居民的住房需求[14]?；谏鲜龇治?，本文采用2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS 2019)，運用Logit模型研究人口老齡化背景下房地產(chǎn)稅對城鎮(zhèn)居民購房意愿的影響，并探究不同特征的家庭受房地產(chǎn)稅影響的差異。

二 機制分析與研究假說

(一)房地產(chǎn)稅對居民購房意愿的影響

房地產(chǎn)稅是指在房屋保有環(huán)節(jié)按房地產(chǎn)評估市值向房屋產(chǎn)權(quán)所有人及土地使用權(quán)人定期征收的一種財產(chǎn)稅。本文認(rèn)為開征房地產(chǎn)稅一方面通過房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)直接影響居民的購房意愿，另一方面通過影響居民的購房預(yù)期感知價值間接影響其購房意愿。

房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)表現(xiàn)為開征房地產(chǎn)稅會使居民增加現(xiàn)有住房持有成本，減少可支配收入，削弱購房能力，進而降低購房意愿。購房預(yù)期感知價值是指居民對購房所付出的預(yù)期成本和所能感受到的預(yù)期收益進行權(quán)衡后，對購房效用的總體評價[15]。購房預(yù)期感知價值越高，購房意愿越強烈[16]。購房預(yù)期成本包括房屋的預(yù)期購買成本和預(yù)期持有成本，其中，預(yù)期購買成本反映在房價的預(yù)期波動上，預(yù)期持有成本與預(yù)期住房資產(chǎn)和房地產(chǎn)稅政策有關(guān)。購房預(yù)期收益則根據(jù)購房意圖的不同而存在差異。當(dāng)購房用于自住時，購房預(yù)期收益受到房屋的自身屬性(如居住的舒適性、自然環(huán)境的優(yōu)越性、交通出行的便利性、公共服務(wù)的完善性等)和房價預(yù)期上漲帶來的財富效應(yīng)的影響[17-20]；而當(dāng)購房用于投資時，購房預(yù)期收益主要包括低買高賣的資本利得和出租住房的租金收益[21]。

房地產(chǎn)稅的開征會使居民產(chǎn)生國家欲抑制投機投資性需求、穩(wěn)定房價的預(yù)期[22]。對于擁有多套住房、預(yù)期繳納房地產(chǎn)稅額較多的家庭，開征房地產(chǎn)稅一方面會使其現(xiàn)有住房的持有成本大幅上升，可支配收入減少，進而降低其購房意愿；另一方面會使其投機收益下降[9]，購房預(yù)期感知價值降低，從而降低其購房意愿。為了縮減現(xiàn)有住房的持有成本，減輕房地產(chǎn)稅稅負(fù)，他們還可能拋售房產(chǎn)。對于購房用于自住的居民，開征房地產(chǎn)稅會提高其對住房的預(yù)期持有成本，但是房價的穩(wěn)定或下跌可能會降低其對住房的預(yù)期購買成本；此外，當(dāng)政府將征收的房地產(chǎn)稅用于提供更加優(yōu)質(zhì)、完善的公共服務(wù)時，房屋自身帶給居民的購房預(yù)期收益又會增加[23-24]。由此可見，開征房地產(chǎn)稅使購房用于自住的居民的購房預(yù)期收益和購房預(yù)期成本均發(fā)生變化，從而導(dǎo)致購房預(yù)期感知價值發(fā)生變化。如果居民的購房預(yù)期感知價值降低，則購房意愿會降低；購房預(yù)期感知價值升高，則購房意愿會升高；購房預(yù)期感知價值不變，則購房意愿不變?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

假說1：開征房地產(chǎn)稅會使擁有多套住房、預(yù)期繳納房地產(chǎn)稅額較多的家庭購房意愿降低。

(二)人口老齡化對居民購房意愿的影響

購房意愿不僅與居民的購房預(yù)期感知價值有關(guān)，還會受居民個體特征的影響。鞠方等認(rèn)為居民的性別、年齡、收入、教育水平等個人特征都會影響其購房意愿[25]?，F(xiàn)有研究表明老年群體的“利己需要”和“利他需要”能顯著促進其購房意愿升高，但其經(jīng)濟能力對其購房意愿也有很大影響。由此可見，人口老齡化對居民購房意愿的影響主要由老年群體的“利己需要”“利他需要”以及經(jīng)濟能力共同決定。

首先，從“利己需要”角度分析人口老齡化對居民購房意愿的影響。一方面，大多數(shù)老年人群擁有計劃經(jīng)濟時期分配的福利房，這類住房存在設(shè)計不合理、年久失修等問題[12]。隨著人均壽命延長，老年群體的房屋持有期相應(yīng)延長，出于對養(yǎng)老環(huán)境安全的考慮，老年人群或其子女購房意愿會升高。另一方面，社會經(jīng)濟增長的同時，物質(zhì)文化觀念和生活觀念也隨之轉(zhuǎn)變[10]，老年群體傾向于居住在更加舒適、方便的住宅中養(yǎng)老，因此會帶來購房意愿升高。此外，如今的老年人群是改革開放早期進程中的青壯年人群，是我國高儲蓄的貢獻(xiàn)者[12]，但是隨著年齡增長，居民的投資風(fēng)險偏好程度不斷下降[26]，老年群體更偏向于投資如房地產(chǎn)之類的低風(fēng)險資產(chǎn)以獲得更多的養(yǎng)老收入，由此會帶來購房意愿升高。

其次，從“利他需要”角度分析人口老齡化對居民購房意愿的影響。隨著我國男女比例失衡、房價攀升和青年群體婚戀觀念轉(zhuǎn)變，住房成為男性在婚戀市場上競爭的標(biāo)配[27]；隨著離婚率提高，婚姻不確定性增加，加之女性獨立意識增強，婚前購房會增加女性的安全感。老年人的“利他心理”使其有強烈的動機幫助子女購房，從而會促進購房意愿升高[28-29]。此外，日益增加的社會壓力使得青年群體工作愈加繁忙，無暇照顧家庭及陪伴孩子，老年人的“利他心理”使其跨區(qū)域靠近子女生活，幫助照顧家庭及陪伴子孫，由此會帶來跨區(qū)域的購房意愿升高。

最后，從經(jīng)濟能力角度分析人口老齡化對居民購房意愿的影響。一方面，如今的老年人群擁有計劃經(jīng)濟時期積累的額外儲蓄，經(jīng)濟能力較強，這為他們的“利己需要”和“利他需要”提供了強大的經(jīng)濟基礎(chǔ)，從而進一步促進其購房意愿升高[28]。另一方面，我國目前處于輕度老齡化階段，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)相對較輕，老年群體的“利己需要”和“利他需要”也會促進其購房意愿升高[22]?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

假說2：老年群體的“利己需要”和“利他需要”會促進家庭購房意愿升高。

假說3：老齡化程度較高的家庭，老年群體的“利己需要”和“利他需要”會削弱預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對購房意愿的抑制作用。

三 數(shù)據(jù)與實證模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)和變量

本文數(shù)據(jù)來源于2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)。CHFS 2019采用了分層、三階段與規(guī)模度量成比例(PPS)的抽樣設(shè)計，覆蓋了全國除新疆、西藏及港澳臺地區(qū)以外的29個省(自治區(qū)、直轄市)，345個縣(區(qū)、縣級市)，34643個家庭，具有很強的隨機性和代表性。調(diào)查信息包含了詳細(xì)的家庭人口特征、工作及收入情況、住房及資產(chǎn)負(fù)債情況、房屋買賣計劃、主觀態(tài)度等數(shù)據(jù)。本文剔除了部分缺失數(shù)據(jù)后，共獲得了20209個與本研究相關(guān)的有效樣本。本文選取的相關(guān)變量說明如下：

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為在開征房地產(chǎn)稅的情況下城鎮(zhèn)居民購房意愿的變化(cbh)，由問題C3017gc“如果對個人所擁有的商品房每年征收1%的房地產(chǎn)稅，這對您家的買房意愿會有何影響？1.沒什么影響，2.購房意愿增加，3.購房意愿減少”得到(該問題僅訪問城鎮(zhèn)樣本)。CHFS 2019所設(shè)定的房地產(chǎn)稅是指對家庭擁有的商品房按市值進行課稅，人均免稅面積30平方米，稅率1%，按年征納。購房意愿降低時，cbh=1；購房意愿不降低(包括購房意愿不變和購房意愿增加)時，cbh=0。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額(housetax)和家庭老齡化程度(old)。CHFS 2019中的家庭是指共享收入、共擔(dān)支出的群體(不包括在經(jīng)濟上已經(jīng)分家的親人、司機、保姆、房東等)。本文參考劉楠楠、李阿姣[30]的研究，根據(jù)家庭的住房面積、房屋市值和總?cè)丝?，計算出在CHFS 2019所設(shè)定的房地產(chǎn)稅政策下家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額。當(dāng)家庭人均住房面積小于或等于30平方米時，housetax=0，當(dāng)家庭人均住房面積大于30平方米時，housetax=(家庭住房面積-總?cè)丝凇?0)×房屋市值/住房面積。本文參考陳丹妮[31]的研究，采用家庭老年(60歲及60歲以上)人口占家庭總?cè)丝诘谋戎睾饬考彝ダ淆g化程度。

3.控制變量

本文的控制變量包括與受訪者個人相關(guān)的變量和與受訪者家庭相關(guān)的變量。

(1)受訪者個人特征變量(Idv Controls)。受訪者個人特征包括“性別(man)、文化程度(education)、工作類型(worktype)、戶口類型(hukou)和婚姻狀況(marry)”這五個方面。其中，性別用1表示男性，0表示女性；文化程度用受教育年限衡量，“沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中/中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士研究生、博士研究生”所對應(yīng)的education分別為0、6、9、12、15、16、19、24；工作類型包括“無工作(work1)、受雇于他人或單位(work2)、臨時性工作(work3)、雇主(work4)、自營勞動者(work5)、家庭幫工(work6)、自由職業(yè)者(work7)以及務(wù)農(nóng)(work8)”，本文以無工作為基礎(chǔ)類別，賦值為0，其他類別賦值為1；戶口類型包括“農(nóng)業(yè)戶口(hukou1)、非農(nóng)業(yè)戶口(hukou2)以及統(tǒng)一居民戶口(hukou3)”，本文以農(nóng)業(yè)戶口為基礎(chǔ)類別，賦值為0，其他類別賦值為1；婚姻狀況包括“未婚(含同居、離婚和喪偶)和已婚(含分居)”，未婚marry=0，已婚marry=1。

(2)受訪者家庭情況(Family Controls)。小孩(14歲以下)數(shù)量占家庭總?cè)丝诘谋戎?young)反映了家庭的撫養(yǎng)成本，非住房資產(chǎn)、負(fù)債和收入情況反映了家庭的預(yù)算約束和流動性約束[32]，購房計劃反映了家庭未來的住房需求，這幾者都將影響受訪者家庭購房意愿的變化。非住房資產(chǎn)(inhouseasset)包括金融資產(chǎn)和除房產(chǎn)以外的非金融資產(chǎn)。負(fù)債包括住房負(fù)債(housedebt)和非住房負(fù)債(inhousedebt)，住房負(fù)債包括與住房相關(guān)的尚未還清的銀行貸款、信用卡借款、互聯(lián)網(wǎng)借款和民間借款；非住房負(fù)債包括金融資產(chǎn)負(fù)債、教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債、除住房負(fù)債以外的信用卡負(fù)債和其他負(fù)債。受訪者家庭的可支配收入(income)包括工資性收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入、工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。本文根據(jù)CHFS 2019的問題C1000aad“未來，您家新購住房的計劃是？1.計劃1年內(nèi)購房，2.計劃1-2年內(nèi)購房，3.計劃2-5年內(nèi)購房，4.計劃5-10年內(nèi)購房，5.計劃10年以后購房，6.不清楚(不讀出)，7.沒有計劃購房”將樣本分為有購房計劃(houseplan=1)和無購房計劃(houseplan=0)，其中，無購房計劃包括不清楚和沒有計劃購房。從理論上講，有購房計劃的家庭購房意愿比無購房計劃的家庭購房意愿更加強烈，有購房計劃的家庭購房意愿更容易受到房地產(chǎn)稅的影響，并且購房意愿的變化也會受到計劃購房時間(houseplantime)、預(yù)計購買房屋面積(houseplanarea)和預(yù)計購買房屋價值(houseplanvalue)的影響。因此，本文還將進行分組回歸，分別考察房地產(chǎn)稅對有購房計劃的家庭和無購房計劃的家庭購房意愿的影響。其中，計劃1年內(nèi)、1～2年內(nèi)、2～5年內(nèi)、5～10年內(nèi)、10年以后購房所對應(yīng)的計劃購房時間分別為0.5、1.5、3.5、7.5和15。

(二)實證模型設(shè)定

由于被解釋變量cbh為二元響應(yīng)變量，本文選用二元Logit模型進行回歸分析，計量模型設(shè)定如下：

cbhi=β0+β1housetaxi+β2oldi+β3hoi+β4Xi+ui

(1)

其中，cbhi為第i個家庭在開征房地產(chǎn)稅的情況下購房意愿變化的二元響應(yīng)變量，cbhi=1代表購房意愿降低，cbhi=0代表購房意愿不降低；housetaxi為第i個家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額；oldi為第i個家庭的老齡化程度；hoi為housetaxi和oldi的交互項；Xi為控制變量；ui為不可觀測的誤差項。

(三)描述性分析

表1為本文所選變量的描述性統(tǒng)計特征。表1顯示，受訪者家庭購房意愿變化的均值為0.384，說明開征房地產(chǎn)稅會使約38.4%的家庭購房意愿降低，61.6%的家庭購房意愿不降低。受訪者家庭平均預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額為3293元，老年人口平均占比35.881%。就受訪者個人特征而言，大約有47.1%的受訪者為男性，52.9%的受訪者為女性；受訪者的平均文化程度介于初中和高中/中專/職高之間；有81.6%的受訪者已婚，18.4%的受訪者未婚；受訪者的職業(yè)平均介于“受雇于他人或單位”和“臨時性工作”之間。就受訪者家庭特征而言，小孩數(shù)量平均占比8.911%；家庭平均擁有非住房資產(chǎn)51.528萬元、住房負(fù)債4.928萬元、非住房負(fù)債2.464萬元、可支配收入8.227萬元；大約15.8%的家庭有購房計劃，其平均計劃5年買房，平均計劃購房面積為101.236平方米，平均計劃購房價值為125.919萬元。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四 實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表2報告了開征房地產(chǎn)稅對城鎮(zhèn)居民購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果。為了直觀地展現(xiàn)居民購房意愿降低的概率變化，表2對解釋變量的平均邊際效應(yīng)也做了報告。首先，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的系數(shù)顯著為正，表明家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房意愿降低的概率越大，由邊際效應(yīng)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制其他變量不變，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額增加1000元時，購房意愿降低的概率升高0.14%?？梢姡彝ヮA(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房預(yù)期感知價值降低得越多、房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)越大，購房意愿降低的概率越大，該結(jié)果驗證了假說1。家庭老齡化程度的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭老齡化程度越高，購房意愿降低的概率越小，當(dāng)控制其他變量不變，家庭老齡化程度增加1%時，購房意愿降低的概率下降0.17%。可見，家庭老齡化程度越高，老年群體的“利己需要”和“利他需要”使購房意愿降低的概率越小，該結(jié)果驗證了假說2。

其次，受訪者的個人特征對購房意愿具有顯著影響。由表2可知，相對于女性，當(dāng)受訪者為男性時，購房意愿降低的概率下降6.82%。文化程度的系數(shù)顯著為正，表明受訪者的文化程度越高，購房意愿降低的概率越大，當(dāng)控制其他變量不變，受訪者的受教育年限增加一年時，購房意愿降低的概率升高1.09%。相對于未婚，當(dāng)受訪者已婚時，購房意愿降低的概率升高2.89%。相對于沒有工作的受訪者，大多數(shù)有工作的受訪者購房意愿降低的概率更大。例如，當(dāng)受訪者受雇于他人或單位時，購房意愿降低的概率升高6%；當(dāng)受訪者的工作為臨時性工作時，購房意愿降低的概率升高2.73%；當(dāng)受訪者為自營勞動者時，購房意愿降低的概率升高6.28%；當(dāng)受訪者為家庭幫工時，購房意愿降低的概率升高7.34%。相對于農(nóng)業(yè)戶口，當(dāng)受訪者的戶口為統(tǒng)一居民戶口時，購房意愿降低的概率下降2.96%。

最后，受訪者家庭情況也顯著影響居民購房意愿的變化。家庭小孩數(shù)量占比的系數(shù)顯著為正，表明家庭小孩數(shù)量占比越高，購房意愿降低的概率越大，當(dāng)控制其他變量不變，家庭小孩數(shù)量占比增加1%時，購房意愿降低的概率升高0.08%。本文認(rèn)為，家庭小孩數(shù)量占比的增加會加重家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，擠占購房資金，削弱購房能力，從而增大購房意愿降低的概率。家庭可支配收入和家庭非住房資產(chǎn)的系數(shù)均為負(fù)，且家庭可支配收入的系數(shù)顯著，表明家庭可支配收入越多、非住房資產(chǎn)價值越大，家庭對住房成本的負(fù)擔(dān)能力越強，開征房地產(chǎn)稅使其購房意愿降低的概率越低，當(dāng)控制其他變量不變，家庭可支配收入增加1000元時，購房意愿降低的概率下降0.08%。家庭住房負(fù)債和非住房負(fù)債的系數(shù)均為正，且家庭住房負(fù)債的系數(shù)顯著，表明家庭負(fù)債越多，對住房成本的負(fù)擔(dān)能力越弱，開征房地產(chǎn)稅使其購房意愿降低的概率越大，當(dāng)控制其他變量不變，家庭住房負(fù)債增加1000元時，購房意愿降低的概率升高0.09%。購房計劃的系數(shù)顯著為正，相對于無購房計劃的家庭，有購房計劃的家庭購房意愿降低的概率升高2.13%。本文認(rèn)為，相對于無購房計劃的家庭，有購房計劃的家庭購房意愿更加強烈，且新購房屋又會帶來住房持有成本的進一步增加，所以開征房地產(chǎn)稅對其購房意愿的影響也更大。

表2 開征房地產(chǎn)稅對城鎮(zhèn)居民購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

本文在Logit模型上使用由Ai&Norton[33]開發(fā)的inteff命令，獲得了家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間交互效應(yīng)的正確估計，結(jié)果如表3和圖1、圖2所示。表3和圖1報告了家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)，圖2描繪了交互效應(yīng)中的z統(tǒng)計量與預(yù)測概率的統(tǒng)計關(guān)系。由表3可知，平均交互效應(yīng)(-0.0000153)為負(fù)且變化很大。綜合圖1和圖2發(fā)現(xiàn)，購房意愿降低的概率在10%～40%之間的家庭，預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)顯著為負(fù)。分析發(fā)現(xiàn)，這部分家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額相對較少，稅負(fù)相對較輕，平均為2662.89元，低于全樣本均值。家庭老齡化程度很高，平均為64.43%，遠(yuǎn)高于全樣本均值。如果開征房地產(chǎn)稅，房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)和購房預(yù)期感知價值的降低使其購房意愿降低，而老年群體的“利己需要”和“利他需要”又會使購房預(yù)期感知價值升高，從而削弱了家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對購房意愿的抑制作用，該結(jié)果驗證了假說3。

購房意愿降低的概率在40%～100%之間的家庭，交互效應(yīng)不顯著。分析發(fā)現(xiàn)，這部分家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額相對較高，稅負(fù)相對較重，平均為3993.947元，高于全樣本均值。家庭老齡化程度很低，平均為4.18%，遠(yuǎn)低于全樣本均值，幾乎不存在老年群體的“利己需要”和“利他需要”，所以家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對購房意愿的影響不會受到家庭老齡化程度的影響。

表3 家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)

圖1 家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)

圖2 交互效應(yīng)中的z統(tǒng)計量

(二)穩(wěn)健性檢驗

為了確保上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，本文采用Probit模型和OLS模型進行檢驗，并描繪了Probit模型中家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)及z統(tǒng)計量與預(yù)測概率的統(tǒng)計關(guān)系。結(jié)果顯示，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的回歸系數(shù)均顯著為正，家庭老齡化程度的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，與上述Logit模型的回歸結(jié)果一致。OLS模型中，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度的交互項的系數(shù)顯著為負(fù)，與Logit模型中平均交互效應(yīng)的估計結(jié)果一致。Probit模型中，購房意愿降低的概率在10%～40%之間的家庭，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)顯著為負(fù)，購房意愿降低的概率在40%～100%之間的家庭，交互效應(yīng)不顯著，與上述Logit模型的交互效應(yīng)一致。綜上，本文的研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性和可靠性。(1)限于篇幅，正文未報告具體的結(jié)果，有需要的讀者可以向作者索取。

(三)異質(zhì)性分析

1.購房計劃的異質(zhì)性分析

如前文所述，相比于無購房計劃的家庭，有購房計劃的家庭購房意愿更加強烈，開征房地產(chǎn)稅對有無購房計劃的家庭的購房意愿會產(chǎn)生不同的影響。本文根據(jù)有無購房計劃將所有家庭分為有購房計劃的家庭和無購房計劃的家庭。在樣本中，有購房計劃的家庭占比較少，僅有15.78%，無購房計劃的家庭占比則高達(dá)84.22%。有購房計劃的子樣本中還引入了計劃購房時間(houseplantime)、計劃購房面積(houseplanarea)和計劃購房價值(houseplanvalue)這三個變量，Logit模型的回歸結(jié)果如表4所示。其中，列(1)和列(2)為有購房計劃的家庭的估計結(jié)果，列(3)和列(4)為無購房計劃的家庭的估計結(jié)果。

表4 不同購房計劃的家庭房地產(chǎn)稅對購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

由表4可知，對于不同購房計劃的家庭，預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額和家庭老齡化程度對購房意愿的影響不同。就家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額而言，其系數(shù)均顯著為正。與無購房計劃的家庭相比，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對有購房計劃的家庭購房意愿的負(fù)向影響更大，當(dāng)控制其他變量不變，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額增加1000元時，有購房計劃的家庭購房意愿降低的概率升高0.34%，而無購房計劃的家庭購房意愿降低的概率僅升高0.11%。本文認(rèn)為，對于有購房計劃的家庭，預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，開征房地產(chǎn)稅對其計劃購房資金的擠出效應(yīng)越大，購房意愿降低的概率也就越大。就家庭老齡化程度而言，其系數(shù)均顯著為負(fù)，家庭老齡化程度對有購房計劃的家庭和無購房計劃的家庭購房意愿的影響幾乎沒有差異。對于有購房計劃的家庭，計劃購房時間的系數(shù)顯著為正，計劃購房面積和計劃購房價值的系數(shù)不顯著，表明家庭計劃購房的時間越晚，購房意愿降低的概率越大，控制其他變量不變，當(dāng)計劃購房時間晚1年時，購房意愿降低的概率升高0.42%。本文認(rèn)為，家庭計劃購房的時間越晚，現(xiàn)階段對房屋的需求越小，并且開征房地產(chǎn)稅會給居民帶來一種房價將長期穩(wěn)定甚至有所下降的預(yù)期，所以購房意愿降低的概率越大。(2)限于篇幅，正文未報告家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)及z統(tǒng)計量與預(yù)測概率的統(tǒng)計關(guān)系，有需要的讀者可以向作者索取。

2.購房意愿的異質(zhì)性分析

購房意愿分為首套房的購房意愿和非首套房的購房意愿，開征房地產(chǎn)稅對二者的影響存在一定差異。無房家庭的購房意愿表現(xiàn)為首套房的購房意愿，有房家庭的購房意愿則表現(xiàn)為非首套房的購房意愿。從理論上講，首套房的購房意愿主要是剛性住房的購房意愿，非首套房的購房意愿主要是改善性住房和投資性住房的購房意愿。開征房地產(chǎn)稅，首套房的購房意愿主要受到購房預(yù)期感知價值的影響，非首套房的購房意愿不僅受到購房預(yù)期感知價值的影響，還會受到房地產(chǎn)稅收入效應(yīng)的影響。本文根據(jù)家庭的房產(chǎn)情況將購房意愿分為首套房的購房意愿和非首套房的購房意愿，用Logit模型分別進行回歸，回歸結(jié)果如表5所示，其中，列(1)和列(2)是首套房的購房意愿的估計結(jié)果，列(3)和列(4)是非首套房的購房意愿的估計結(jié)果。

由表5可知，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的回歸系數(shù)在列(3)顯著為正，說明家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房預(yù)期感知價值降低得越多、房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)越大，非首套房購房意愿降低的概率越大。家庭老齡化程度的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明家庭老齡化程度越高，首套房和非首套房的購房意愿降低的概率都會越小，并且家庭老齡化程度對首套房和非首套房的購房意愿的影響差異不大。家庭非住房負(fù)債的系數(shù)在列(1)顯著為正，在列(3)不顯著，家庭住房負(fù)債的系數(shù)在列(3)顯著為正，表明非住房負(fù)債會顯著影響首套房的購房意愿，住房負(fù)債會顯著影響非首套房的購房意愿。購房計劃的回歸系數(shù)在列(1)不顯著，在列(3)顯著為正，表明有無購房計劃對首套房的購房意愿不會產(chǎn)生影響，但會對非首套房的購房意愿產(chǎn)生影響，相對于無購房計劃的家庭，有購房計劃的家庭非首套房的購房意愿降低的概率更大。①

表5 房地產(chǎn)稅對不同購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

3.試點地區(qū)的異質(zhì)性分析

自2011年起上海市和重慶市開展了房產(chǎn)稅試點工作，其他地區(qū)暫未開展房產(chǎn)稅試點。開征房地產(chǎn)稅對上海市、重慶市和其他地區(qū)居民購房意愿產(chǎn)生的影響會有所差異。本文根據(jù)受訪地點將所有家庭分為上海市家庭、重慶市家庭和其他地區(qū)家庭，考察房產(chǎn)稅試點地區(qū)和其他地區(qū)家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對購房意愿影響的差異，Logit模型的回歸結(jié)果如表6所示。其中，列(1)和列(2)是上海市家庭的估計結(jié)果，列(3)和列(4)是重慶市家庭的估計結(jié)果，列(5)和列(6)是其他地區(qū)家庭的估計結(jié)果。

由表6可知，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額的系數(shù)均為正，列(1)和列(3)的系數(shù)不顯著，列(5)的系數(shù)顯著為正。本文認(rèn)為，相比于上海市正在試行的房產(chǎn)稅試點政策，雖然調(diào)查問卷的征稅方式更加嚴(yán)苛，但是由于上海房價很高，即使按照調(diào)查問卷的征稅方式征稅，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與房屋購買成本相比也較少。此外，2011-2019年上海市的房價一直處于上升趨勢，居民對房地產(chǎn)市場已形成了較為穩(wěn)定的預(yù)期，所以在調(diào)查問卷的房地產(chǎn)稅征收方案下，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對其購房意愿的影響甚微。正在試行的房產(chǎn)稅政策帶給重慶居民的稅負(fù)與調(diào)查問卷的征稅方式相當(dāng)，所以在調(diào)查問卷的征稅方式下，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對購房意愿未產(chǎn)生顯著影響。而其他地區(qū)從未開征過房產(chǎn)稅，購房意愿更容易受到開征房地產(chǎn)稅的影響，家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，購房意愿降低的概率越大。家庭老齡化程度的系數(shù)均顯著為負(fù)，且差異不大，表明家庭老齡化程度越高，房產(chǎn)稅試點地區(qū)和其他地區(qū)家庭購房意愿降低的概率都會越小，且家庭老齡化程度對房產(chǎn)稅試點地區(qū)和其他地區(qū)家庭購房意愿的影響幾乎沒有差異。(3)限于篇幅，正文未報告家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間的交互效應(yīng)及z統(tǒng)計量與預(yù)測概率的統(tǒng)計關(guān)系，感興趣的讀者可以向作者索取。

表6 房地產(chǎn)稅對不同地區(qū)家庭購房意愿影響的Logit回歸結(jié)果

(四)進一步分析

不同特征的家庭會有不同的房地產(chǎn)稅免稅傾向，了解居民的免稅傾向和相應(yīng)的家庭特征有利于更好地制定房地產(chǎn)稅政策。居民傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)由問題C3017gb“如果對個人擁有的自用住房征收房地產(chǎn)稅，您傾向于哪種稅收免稅標(biāo)準(zhǔn)?1.以家庭為單位第一套房產(chǎn)免稅，2.人均一定面積免稅，3.按人均房產(chǎn)價值免稅，4.不免稅”得到(該問題僅訪問城鎮(zhèn)樣本)。本文繼續(xù)采用Logit模型對居民傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)進行研究。模型的設(shè)定如下：

taxtendi=β0+β1housenumi+β2housevaluei+β3houseareai+β4familynumi+β5oldi+β6Xi+ui

(2)

其中，taxtendi為不同的免稅標(biāo)準(zhǔn)，將第i個家庭傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)賦值為1，其他免稅標(biāo)準(zhǔn)賦值為0。housenumi為第i個家庭的房屋數(shù)量；housevaluei為第i個家庭的房產(chǎn)價值；houseareai為第i個家庭的房產(chǎn)面積；familynumi為第i個家庭的總?cè)藬?shù)；oldi為第i個家庭的老齡化程度；Xi為控制變量，與基準(zhǔn)回歸中相同；ui為不可觀測的誤差項。

表7為家庭傾向免稅標(biāo)準(zhǔn)的Logit回歸結(jié)果。由表7可知，相對于其他免稅標(biāo)準(zhǔn)，房產(chǎn)數(shù)量少、人口數(shù)量少的家庭更傾向于以家庭為單位第一套房免稅；房產(chǎn)價值高、房產(chǎn)面積少、人口數(shù)量多的家庭傾向于人均一定面積免稅；房產(chǎn)價值低、老齡化程度低的家庭傾向于按人均房產(chǎn)價值免稅。由此可見，家庭大多站在利己的角度選擇傾向的免稅標(biāo)準(zhǔn)，因此政策制定者可以站在廣大居民的角度，利用其利己心理制定相應(yīng)的房地產(chǎn)稅政策，使居民更容易接受開征房地產(chǎn)稅。

表7 家庭傾向免稅標(biāo)準(zhǔn)的Logit回歸結(jié)果

五 研究結(jié)論與政策建議

本文采用2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS 2019)，運用Logit模型，研究了在人口老齡化背景下房地產(chǎn)稅對城鎮(zhèn)居民購房意愿的影響，為房地產(chǎn)稅的開征提供了微觀證據(jù)。本文主要得到以下結(jié)論：(1)開征房地產(chǎn)稅會使約38.4%的家庭購房意愿降低，且預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額越多，房地產(chǎn)稅的收入效應(yīng)和購房預(yù)期感知價值的降低使得購房意愿降低的概率越大；家庭老齡化程度越高，老年群體的“利己需要”和“利他需要”使得購房意愿降低的概率越小。(2)相比于無購房計劃的家庭，開征房地產(chǎn)稅會使有購房計劃的家庭購房意愿降低的概率更大，計劃購房的時間越晚，購房意愿降低的概率也越大。(3)家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額與家庭老齡化程度之間存在交互效應(yīng)。老齡化程度較高的家庭，交互效應(yīng)顯著為負(fù)，家庭人口老齡化削弱了預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對購房意愿的抑制作用；老齡化程度較低的家庭，交互效應(yīng)不顯著。(4)相較于上海市和重慶市，其他地區(qū)家庭預(yù)期繳納的房地產(chǎn)稅額對購房意愿的影響更顯著。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下幾點政策建議：第一，人口老齡化是促進家庭購房意愿升高的一個重要因素，相關(guān)部門在制定房地產(chǎn)稅政策時應(yīng)該充分考慮政策對微觀主體的影響。在推進房地產(chǎn)稅立法和改革的進程中，需要加快發(fā)展保障性住房建設(shè)以解決老年群體的居住問題。對于老齡化程度較高的家庭，保障性住房可以緩解房地產(chǎn)稅開征對其造成的經(jīng)濟壓力。第二，對上海市和重慶市試點地區(qū)實施新的房地產(chǎn)稅政策時，需要在試點成效的基礎(chǔ)上，考慮新政策對居民購房意愿的影響，制定差異化的房地產(chǎn)稅政策，避免重復(fù)征稅。第三，制定可供居民選擇的房地產(chǎn)稅免稅標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)房地產(chǎn)稅免稅標(biāo)準(zhǔn)可以自由選擇時，居民的利己心理會驅(qū)使其選擇繳納房地產(chǎn)稅額相對最少的免稅標(biāo)準(zhǔn)，這不僅有利于減小房地產(chǎn)稅政策對住房剛需家庭帶來的負(fù)面影響，也有利于使居民更容易接受房地產(chǎn)稅政策，削弱房地產(chǎn)稅的開征對房地產(chǎn)市場造成的波動。