地方财政压力对房地产开发投资的作用分析,房地产论文.docx

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1、地方财政压力对房地产开发投资的作用分析,房地产论文内容摘要：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, 结果表示清楚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, 地方更依靠于房地产开发投资。 营改增 政策的施行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、积极施行政策扶持及加快培育地方新型主

2、体税种能够缓解地方财政压力对房地产开发投资的依靠。 本文关键词语：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：2022-06-02 Received： 2022-06-02 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, 房地产开发投资占的比重从2002年的6.1%上升至2021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。

3、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, 并且部分城市泡沫宏大。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的财政收入, 地方财政缺口不断加大。 地方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, 地方通过经营土地经营城市的行为会对社会的产业投资构造产生引导作用, 使房地

4、产开发投资增长迅速。因而, 研究财政压力对房地产开发投资的影响对认识我们国家当下的房地产市场运行情况具有重要参考意义, 而当前该方面的研究并没有引起足够的关注。除此之外, 从研究视角出发, 当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牵涉的是供应层面, 所以研究财政压力对房地产开发投资的影响也从供应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门问题, 对房地产市场的调控至今也没有能到达理想的效果, 本文以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的亲身利益不无关系

5、, 固然对房地产调控自信心坚决, 但是地方出于财政压力及绩效考核会针对房地产市场的发展同进行 央地博弈 。研究财政压力对房地产开发投资的影响是分析当前财政分权下地方依靠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牵涉下面两个方面。 一是财政压力与房地产税。当前, 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, 地方并没有动机征收房地产税, 而是更依靠于出让土地的 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靠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, 华而不实 以房生税 效应不仅

6、包括城镇土地使用税和土地增值税等, 还包括已在上海、重庆两地施行的房地产税。房地产税在全国范围施行前经历了漫长的酝酿时期, 时至今日仍未正式出台。房地产税迟迟没有能施行与其征管难度较大有一定关系, 房地产税固然能够像其他房地产相关税种一样增加地方收入, 但是其操作经过繁琐及征管成本过大使得地方对此税种缺乏征税动机。另外, 王玉波 (2020) 也以为地方更愿意选择出让土地来获得财政收入, 由于预算制度与监督机制的不健全会导致土地财政形式自我强化, 鼓励地方的土地出让行为。因而, 在当前财政分权压力下, 相对于房地产税, 地方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

7、政与房地产业发展。相对于国内地方依靠土地出让金收入的财政形式, 国外的地方财政则更依靠于不动产税收入, 与国内的土地财政存在较大差异不同。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构造之间的关系。Lichtenberg (2008) 和Lucas (2018) 以为在市场化初期, 地方财税政策对产业构造的变动具有一定的引导作用, 财政支出波动对产业构造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 (2021) 从产业间税种差异及土地财政的视角对产业构造升级进行研究, 并利用我们国家2003-2020年的省级面板数据进行实证分析, 以为税收的增加不利于产业的发

8、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, 因而不利于产业的优化升级。而相反, 夏方舟等 (2020) 通过引入土地要素的需求函数推演了土地财政与产业构造的关联, 以为土地财政通过促进产业构造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构造转换升级。曹广忠等 (2007) 则以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和财政收入的产业, 如房地产业倾斜发展, 以致于地方产业构造可能过度 工业化 与 房地产业化 。同时, 在政策的 示范效应 下, 房价的快速上涨吸引了大量的社

9、会资本进入房地产行业, 遭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。 综观已有研究能够发现, 华而不实大多停留在财政压力能否是土地财政的构成原因及土地财政制度的优劣上, 尽管已有学者比照分析了 以地生租 和房地产税两种弥补财政缺口的优劣, 但是并没有进一步考虑在财政压力下愈加偏好 以地生租 方式的行为能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构造则迄今为止还存在一定的分歧, 并且当前该方面的研究更多的是从基于房地产投资能否会对实体投资产生挤出效应这一视角进行分析。因而, 本文将在财政分权背景下, 研究财政压力对房地产开发投

10、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 政策的施行, 比照分析了该政策施行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充满寻求预算外收入的强烈动机, 在这里背景下, 土地出让收入成为地方的主要预算外收入来源, 华而不实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

11、收入也能间接反映出土地开发对地方财政收入的奉献。另一方面, 遭到 财政收入锦标赛 的影响, 财政收入排名越靠后的地方越偏好通过扩大非税收入来提高自个的排名。房地产相关税收和作为引致需求的土地资源显示出宏大的财富效应, 地方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途径: 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, 地方财政收入减少, 加之地方官员在 标尺竞争 下出于晋升鼓励的考虑会使财政加大对公共品的供应力度, 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。地方对土地财政的依靠直接导致地价的上涨, 由此引发的房价上涨使得房地产行

12、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构造的 脱实向虚 , 进而房地产开发投资规模增加。 即途径一: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, 通过影响土地的供给节拍来带动房地产开发投资。首先, 作为土地资源的垄断者, 其具有决定土地出让机会的权利, 而土地供给机会的选择则是围绕土地收益最大化的目的。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, 对土地的供应应该是在房地产市场高涨时减少土地供应, 而在房地产市场低迷时增加土地供应, 依此来顺应房地产市场的周期性变化特征, 但是在现实中, 往往会出现土地供给的 逆周期性

13、 特征。究其原因在于地方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构造向房地产开发投资集中。 即途径二: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比重来度量房地产开发投资规模。当前, 对房地产开发投资的度量主要存在下面两种形式: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

14、对规模的指标, 用房地产开发投资完成额/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/进行稳健性检验。 4.1.2 财政压力 当前, 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 (2021) 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, 假如该比值越大, 则讲明地方的财政压力越大。陈思霞等 (2021) 则用所得税收入比上地方税收收入, 地方税收对所得税依靠程度越高, 所得税共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 (2021) 确认财政

15、压力的方式方法, 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, 因而, 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, 由于影响房地产开发投资的因素诸多。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

16、变量。详细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 (P) , 用人均表示;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(中国财政年鉴及中国财政部网站颁布的相关公告。本文采用2002-2021年中国省际面板数据, 华而不实, 数据起始年份为2002年是由于2002年国家实行企业与个人所得税改革, 由于本文将在

17、拓展分析里考察 营改增 政策施行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值反响内生性检验结果;Anderson canon LM统计值反响工具变量辨别缺乏问题;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

18、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泼踊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遭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

19、服务很难精到准确界定和定义。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) 以确定能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值反响内生性检验结

20、果, 以Anderson canon LM统计值来检验工具变量辨别缺乏问题, 用Minimum eigenvalue统计值来检验工具变量能否为弱工具变量。 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。如今将利用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2SL

21、S回归结果。从OLS和固定效应回归结果能够发现, 财政压力对房地产开发投资具有促进作用, 但是其影响系数差异不同较大, 并且这两种方式方法缺乏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加强。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检验显示不存在辨别缺乏问题, 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讲明了模型中内生性的存在以及所选工具变量是适宜的。OLS和固定效应回归系数与2SLS估计存在较大差异的原因

22、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进而刺激了房地产开发投资水平。人口密度系数显着为正讲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讲明市场化能够吸引更多的开发商参加房地产投资, 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讲明人力资本通过优化产业构造调整进而抑制了房地产开发投资水平, 由于一个地区的人

23、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, 进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, 结合当前实际, 我们国家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。但是我们国家地域辽阔, 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。因而需要从区域层面探究财政压力对房地

24、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, 我们需要根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

25、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靠作用最大, 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, 在所受转移支付方面处于不利地位;另一方面,

26、 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能够获得土地之外的生产要素所带来的溢出效应及产业构造升级, 造成中部地区更依靠于土地财政, 因而, 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, 加之国有企业占比拟高, 使得该地区地方无需通过依靠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

27、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, 并且不存在弱辨别和辨别缺乏问题, 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靠程度大于低财政压力水平地区。这讲明, 低财政压力水平下, 遭到软预算约束的能够积极施行各种类型的税收扶持政策来鼓励当地的创新活动, 创新水平的提高会使当地的产业构造得以优化, 能够从企业获得更多的增值税收入, 即财政收入更多的是来源于 企业财政 而非 土地财政 , 进而减轻了对房地产开发投资的依靠程度。而在高财政压力水平下, 有压力去推进由财政负担的公共服务业改革,

28、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, 而只能愈加依靠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能否具有稳健性。替换被解释变量及增加控制变量能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 政策的施行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

29、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/, 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。实证结果表示清楚: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仍然一致, 表示清楚财政压力对房

30、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, 地方所遭到的财政压力越大, 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。对土地财政的依靠会通过地价作用于房价, 进而使投资构造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

31、, 由于房地产开发投资的上涨可能并不仅仅仅是由财政压力所引起的, 还有可能是遭到地价上涨的土地财政作用的结果。 因而, 在基准回归基础上, 我们控制了土地财政规模这一指标。当前, 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;二是考虑到我们国家采用先 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, 分别参加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

32、果仍然特别稳健, 讲明即便控制土地财政规模, 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 上述结论已经表示清楚, 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。考虑到近年来国家施行的 营改增 新一轮税制改革, 既有研究表示清楚随着营业税改征增值税的施行, 税收归属的变化必然使得地方财政压力增加) , 并且张伦伦 (2021) 以为从行业角度来看, 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, 从保卫区域企业发展和加快推进改革

33、的角度出发, 根据 营改增 方案, 试点地区地方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, 将导致地方财政支出增加。地方在财政压力增加后, 能否会更依靠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。 2018年11月, (营业税改征增值税试点方案 (财税2018110号) 正式下发, 2020年1月1日起, 在上海开展 营改增 试点, 2020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2020年8月, 试点地域范围推广到全国试

34、行。本文在基准回归模型基础上, 增加 营改增 (Btv) 虚拟变量, 根据所在地区当年能否推行 营改增 改革, 假如推行, 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, 发现参加财政压力与 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躲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, 讲明财政压力不但直接对房地产开发投资有正向鼓励作用, 而且 营改增 的施行强化了这种正向刺激程度, 在 营改增 施行以后, 财政压力加大的地方会愈加依靠房地产这一高税行业。

35、 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2002-2021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, 华而不实, 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靠程度因地方财政压力大小不同而存在差异; (4) 随着 营改增 政策的施行, 财政压力对房地产开发投资的提升效应在加强。 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

36、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经营城市的重要经济行为, 进而造成区域产业构造过度 房地产化 。社会经济构造的过度集中于房地产业, 不仅加大了房地产行业的本身风险和泡沫化程度, 而且不利于产业构造的优化升级。为遏制驱动房地产开发过度投资的主要气力, 本文基于上述研究结果提出下面几点政策建议。 首先, 大力推进与地方间的事权、支出责任以及财权财力的一揽子配套财政体制改革。加快构建包括当代税制、当代预算制度与当代分税制在内的当代财政制度体系, 赋予地方更多财权, 实现从收入端减小地方财政压力, 削弱其对土地财政的依靠。 其次, 鉴于财政压力过大地区更

37、倾向于依靠房地产投资缓解财政压力, 地方应该积极施行产业扶持政策, 防止地区产业构造单一带来的风险。地方应根据各地自然禀赋差异重点培育优势产业, 构成新的主导支柱产业, 并通过积极施行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构造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靠。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经过中, 应该及时出台配套措施。为此, 最近应该调整增值税在与地方的共享比例, 适当增加地方税收收入。除此之外, 将来应该探寻求索将房地产税培育成为地方主体税种, 促使地方土地

38、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, 淡化经营土地的观念, 进而破解土地财政与治理困局。 以下为参考文献 1.荣昭王文春.房价上涨和企业进入房地产-基于我们国家非房地产上市公司数据的研究.金融研究.2020.04 2.吕江林.我们国家城市住房市场泡沫水平的度量.经济研究.2018.06 3.陶然袁飞曹广忠.区域竞争、土地出让与地方财政效应:基于1999-2003年中国地级城市面板数据的分析.世界经济.2007.10 4.郭艳茹.与地方财政竞争下的土地问题:基于经济学文献的分析.经济社会体制比拟.2008.03 5.王媛.我们国家地方经营城市的战略转

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