بررسی و تحلیل اثر سیاست‌های مالیاتی بر رشد شهر‌نشینی در اقتصاد ایران

نویسندگان

1 استاد دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

2 دانشجوی دکترا، دانشکده علوم اداری و اقتصاد، دانشگاه اصفهان، اصفهان، ایران.

چکیده

رشد شهرنشینی ازجمله مباحث مهم مطالعات بخش مسکن است که در سال‌های اخیر، جامعه شهری ایران را به‌شدت تحت‌تأثیر قرار داده است. سیاست‌های مالیاتی موجود در بخش مسکن با اثرگذاری بر رشد تعداد پروانه‌های ساخت، بر رشد شهرنشینی مؤثر بوده است. سیاست‌های مالیاتی مطرح شده، یک ابزار در سیاست‌های شهرسازی و طرح‌های توسعه شهری است و در این مطالعه از دید اقتصادی به آن نگاه شده است. هدف این پژوهش بررسی اثر سیاست‌های مالیاتی بر رشد شهرنشینی است و برای واردکردن سیاست‌های مالیاتی از متغیرهای مجازی استفاده شده است. در مطالعه حاضر تلاش شده است با استفاده از داده‌های سال‌های 1369تا1392ش و با بهره‌گیری از الگوی ARDL و آزمون‌های پایداری ضرایب، اثر سیاست‌های مالیاتی بر رشد شهرنشینی ارزیابی شود. نتایج حاصل از الگو و آزمون‌های CUSUM و CUSUMSQ نشان می‌دهد به‌علت سیاست اتخاذشده، ضرایب برآوردی در این دوره دارای ثبات بوده و منجر به این امر شده است که سیاست‌های مالیاتی اعمال‌شده بر رشد شهرنشینی اثر منفی داشته است.
طبقه‌بندی JEL:R1 ,H71 ,R31 .

کلیدواژه‌ها

موضوعات


عنوان مقاله [English]

An Analysis of the Effects of Tax Policies on Urbanization Growth in Iran

نویسندگان [English]

  • Nematolah Akbari 1
  • Mostafa Mobini Dehkordi 2
  • Alireza Kamalian 2
  • Salman Gharakhani 2
1 Professor, Faculty of Administrative Science and Economics, University of Isfahan, Isfahan, Iran
2 Ph.D Student, Faculty of Administrative Science and Economics, University of Isfahan, Isfahan, Iran
چکیده [English]

Urbanization growth which is one of the most important issues in the housing sector studies has deeply influenced Iran's urban population in recent years. Tax policies in the housing sector have affected urbanization growth by their impact on the number of construction licenses issued.These tax policies are a tool in urban policy and urban development programs, and in this study, it has been viewed from the economic. The aim of this study is to evaluate the effect of tax policies on urbanization growth for which dummy variable were used. For this purpose, the ARDL model and coefficients stability tests were applied for 1990-2013 data. The results from CUSUM and CUSUMSQ tests and the model show that the estimated coefficients for the period have been stable due to the adopted policies and these policies have led to a decrease in urbanization growth.
JEL codes: R1, H71,R31

کلیدواژه‌ها [English]

  • urbanization growth
  • tax policies
  • ARDL Model

مقدمه

 

از حدود یک میلیون سال پیش که اجداد انسان مسکن و پناهگاه ساختند، این پدیده تاکنون در حکم یکی از مظاهر فرهنگ و برطرف‌کنندﮤ نیازهای اساسی انسان در همه جوامع دیده شده است. باوجوداین، بخش مسکن همواره یکی از ارکان مهم در پایداری نظام خانواده بوده که با رشد شهرنشینی تقاضا برای آن به یکی از دغدغه‌های اصلی خانواده‌ها تبدیل شده است. رشد شهرنشینی باعث شده است بخش مسکن با رشد فزایندﮤ خود، یکی از منابع ایجاد اشتغال و بهبود وضعیت تولید ناخالص داخلی کشور باشد.

مالیات در بخش مسکن از مهم‌ترین سیاست‌های دولت‌هاست که برای کنترل و مدیریت بازار مسکن و جلوگیری از فعالیت‌های سوداگرانه به کار گرفته می‌شود. مالیات در بخش مسکن در کشورهای توسعه‌یافته نیز استفاده شده است. ازجمله مسائل مهم در زﻣﻴﻨﮥ این نوع مالیات، کارکردهای توزیعی آن است. عملکرد درآمدهای مالیاتی در ایران و مقایسه آن با دیگر کشورها نشان می‌دهد در ایران ظرفیت مالیاتی گسترده‌ای وجود دارد که از آن استفاده نمی‌شود.

در بین همه انواع شناخته‌شدﮤ تغییرات استفاده از زمین، توسعه شهری از همه هشداردهنده‌تر است. برخلاف دیگر تغییرات، مثل تغییرات در زمین‌های کشاورزی، توسعه زمین کشاورزی برای خانه‌سازی یا ساخت زیربناها دائمی است و تغییر کاربری آن بسیار دشوار و آهسته انجام می‌شود و با هزینه‌های گزاف امکان‌پذیر است. بنابراین شهری‌کردن اقدام نهایی برای «مصرف زمین» است.

از‌این‌رو با در نظر گرفتن نقش مهمی که خاک در همه فرآیندهای اکوسیستمی دارد و بحث به‌وجودآمده دربارﮤ تأثیرات محیطی و اقتصادی مُهروموم‌کردن خاک، انگیزﮤ فراوانی وجود دارد که عوامل تعیین‌کنندﮤ توسعه شهری بررسی شود. درمجموع، دربارﮤ این موضوع که آیا دادن مالیات، منابع جدید خانه‌سازی را کاهش داده یا به‌طور تقریبی به‌صورت متناقضی در قالب تأثیر جانبی ساختارش، افزایش پروانه‌های ساختمانی و رواج توسعه شهری ایران را باعث شده، پژوهش‌های اندکی انجام شده است.

هدف این مطالعه انعکاس رشد شهرنشینی در پی سیاست‌های مالیاتی اجرایی دولت است. برای رسیدن به این هدف، براساس چارچوب ایجادشده در مقالات مربوط به این موضوع، یک الگوی اقتصادسنجی برآورد می‌شود تا تأثیر متغیرهای اقتصادی عمده بر سیاست شهری داخلی و درنتیجه، بر عرﺿﮥ خانه‌سازی راستی‌آزمایی شود. بنابراین در این مقاله و در بخش نخست، مبانی نظری و تجربی در زﻣﻴﻨﮥ موضوع مطالعه‌شده تشریح شده است. بخش دوم، به مروری بر مطالعات پیشین اختصاص یافته است. در بخش سوم، روش پژوهش توضیح داده شده است. در بخش چهارم تأثیر سیاست‌های مالیاتی بر توسعه شهرنشینی در ایران با الگوی خود خودرگرسیون با وقفه توزیعی[1] بررسی شده است. درنهایت نیز مهم‌ترین یافته‌های پژوهش و سیاست‌های پیشنهادی جمع‌بندی شده است.

 

اهداف و فرضیه‌های پژوهش

اهداف پژوهش

1- ارزیابی اثر سیاست‌های مالیاتی بر رشد شهرنشینی؛

2- ارزیابی اثر رشد جمعیت بر رشد شهرنشینی؛

3- ارزیابی اثر رشد اقتصادی بر رشد شهرنشینی؛

4- ارزیابی اثر رشد قیمت بخش مسکن بر رشد شهرنشینی؛

5- ارزیابی اثر سود متوسط بر رشد شهرنشینی.

 

فرضیه‌های پژوهش

1- سیاست‌های مالیاتی بر رشد شهرنشینی اثر منفی دارد؛

2- رشد جمعیت بر رشد شهرنشینی اثر مثبت دارد؛

3- رشد اقتصادی بر رشد شهرنشینی اثر مثبت دارد؛

4- افزایش قیمت بخش مسکن بر رشد شهرنشینی اثر مثبت دارد؛

5- افزایش نرخ سود بر رشد شهرنشینی اثر منفی دارد.

 

مبانی نظری

الف. نظارت و تدارک خانه‌سازی‌های جدید: در زﻣﻴﻨﮥ بازار املاک و مسکن‌سازی جدید، در ابتدا مقالات به‌طور عمده بر تجزیه‌وتحلیل کشش منحنی عرضه و رابطه بین قیمت‌‌ مسکن و متغیرهای مهم و خاص تأثیرگذار بر عرضه و تقاضا، یعنی هزینه‌های تولید و راحتی دسترسی به بازار وام و نرخ‌های سود، تمرکز داشت (موث،[2]‍1960؛ فالیان،[3] 1979؛ پوتربا،[4] 1984).

پیش از پرداخت وام به افراد بی‌بضاعت و به‌دنبال‌آن بحران اقتصادی، عقیدﮤ راسخی وجود داشت که پژوهشگران باید به‌طور عمده تمرکز خود را روی برآورد تابع عرضه قرار دهند. درواقع، ‌بحث متداولی وجود داشت که تقاضا برای مسکن‌سازی از ﺟﻨﺒﮥ عرﺿﮥ آن درخور فهم‎تر است (بال[5]و همکاران، 2010).

برای برآورد عرﺿﮥ مسکن دو دیدگاه اصلی استفاده می‌شد: برآورد شکل کاهشی و برآورد ساختاری[6]6 که هدف اصلی آنها برآورد انعطاف‌پذیری قیمت عرضه بود. شاید به‌علت الگوها و مجموعه‌داده‌های مختلف استفاده‌شده، نتایج به‌طور کامل غیرهمگن شده است (ورمولن،[7] 2007؛ کالدرا و جانسون[8]، 2013). باوجوداین، در زﻣﻴﻨﮥ متغیرهایی که قادرند بین عامل‌های تعیین‌کنندﮤ اصلی در عرﺿﮥ مسکن جدید در نظر گرفته شوند، اجماع وجود دارد. عامل‌هایی همچون پویایی جمعیت، قیمت‌های خانه، هزینه‌های ساخت‌و‌‌ساز، محدودیت‌های اعتبار، نرخ‌های سود، نظارت‌ بر استفاده از زمین، تأثیر املاک و زمان منقضی‌شده برای تحویل پروانه (سالواتوره و استابیل 2015).[9]

درعین‌حال‌که نتایج مربوط به انعطاف‌پذیری (حساسیت) نه همگرا و نه همگن است، دربارﮤ تأثیر دیگر متغیرها نظیر نظارت بر استفاده از زمین و سیاست‌های برنامه‌ریزی شهری مربوط به توسعه خانه‌های مسکونی اجماع بیشتری وجود دارد. بیش از دیگر فاکتورها، دومی به‌نظر تنها عنصری است که تأثیر شوک‌های تقاضا را بر رشد شهری کاهش می‌دهد؛ بنابراین مانع چرخه‌های توسعه و حباب‌های قیمت می‌شود (کالدرا و جانسون،[10] 2013؛ گرین و همکاران، [11] 2005؛ مانک و ویتهید،[12] 1996). اگر اوضاع به همین منوال باشد کشش عرضه همچنین تحت‌تأثیر این عوامل است: محدودیت‌های محیطی و جغرافیایی (پادریک،[13] 2013؛ لی و همکاران،[14] 2013)، نیاز مشتریان و جنبه‌های تعیین‌شده از لحاظ تاریخی در استفاده از زمین؛ مدت زمانی طول‌کشیده برای گرفتن مجوز‌های برنامه‌ریزی و طراحی، هزﻳﻨﮥ آن و نبود قطعیت در ﻧﺘﻴﺠﮥ کار (بال، 2011).[15]

پژوهش‌های بسیاری نشان می‌دهد تمام این جنبه‌ها با بی‌کشش‌کردن عرﺿﮥ مسکن، به ایجاد بی‌ثباتی در قیمت‌ها منجر می‌شود؛ اما گرین و همکاران (2005) در مطالعه‌ای، به نقض این مطلب هم اشاره کرده و نشان داده‌اند درحالی‌که این واقعیتی است که منحنی عرﺿﮥ بی‌کشش بی‌ثباتی بیشتر قیمت را باعث می‌شود، تأثیر کلی رفاه به‌طور کامل تعیین نمی‌شود. درواقع حوزه‌های جغرافیایی با کشش بیشتر عرضه مسکن، در برابر حباب قیمت واکنش شدیدتری نشان می‌دهند که مصرف اضافی زمین را باعث می‌شود (گرین،[16] 2005؛ استونسون و یانگ، 2014).[17]

 پاسخگویی و واکنش عرﺿﮥ مسکن‌‌ به‌طور قطع به فاکتورهای مهم دیگری نیز بستگی دارد که از بین آنها باید از هزینه‌های استفاده‌کننده و به‌ویژه نرخ‌های سود و وضع مالیات نام برد؛ اما تأثیر آنها تاحدودی کاهش‌یافته و کم است (لوین و پریس، 2009).[18] راجع به هزینه‌های کاربر، الگوهای تجربی به نتایج متضادی دست یافته‌اند و ضرایبی داشته که اهمیت نداشته یا حتی علامت اشتباه دارند (کالدرا و جوهانسون،[19] 2013؛ اندرس و همکاران،[20] 2011). در زﻣﻴﻨﮥ مالیات، نتایج همگراییِ بیشتری دارد؛ بااین‌حال داده‌های تجربی نشان می‌دهد مالیات‌های یک‌باره، نظیر عوارض نوسازی، بر رشد خانه‌سازی در حوزه‌ای‌‌ خاص تأثیر محدودی دارد. درواقع، تأثیر آنها به‌طور عمده از دیگر اشکال نظارت کمتر است؛ نظیر آنهایی که به طولانی‌کردن فرآیند نوسازی تمایل دارند (مایر و سومرویل، 2000).[21]

در بسیاری از مواقع، مالیات‌های ناگهانی فقط بر زمان‌بندی سرمایه‌گذاری تأثیر می‌گذارند؛ یعنی آن را به تأخیر می‌اندازند؛ اما همان‌گونه‌که برژ و ایهلانفلت [22] تأکید کرده‌اند هنگامی‌که مالیات براساس خدمات دولتی خاصی و مقررات مربوط به آن کنار گذاشته می‌شود، ﺗﺄثیر خالصی که بر عرﺿﮥ مسکن‌سازی گذاشته می‌شود ممکن است مثبت باشد.

همین موضوعات بر پژوهش‌های تجربی در زﻣﻴﻨﮥ مالیات‌‌ بر املاک نیز اعمال می‌شود. همان‌طورکه انتظار می‌رود نتایج این پژوهش‌ها هنگامی‌که از لحاظ آماری معنی‌دار است این موضوع را برجسته نشان می‌دهد که بین وضع مالیات و سرمایه‌گذاری برای خانه‌های نوساز یا اندازه و مساحت خانه‌ها رابطه‌ای منفی وجود دارد؛ هرچند این رابطه تاحدودی کم باشد. به‌طور قطع این ﺗﺄثیر به ساختار مالیات و مبنای مالیات نیز بستگی دارد. براساس نظر آرنوت چنانچه مالیات بر زمین بسته شود، بدون توجه به اینکه نوسازی شده یا نشده باشد، تأثیر بر ساخت‌وساز خنثی است. در مقابل، چنانچه مالیات بین زمین نوسازی‌شده و نوسازی‌نشده تمایز قائل شود رابطه مثبت است و درواقع، دومی را جریمه می‌کند (گرین،[23] 2005).

 

 

 

ب. شهرنشینی و عوامل مؤثر بر آن: مطالعه و شناخت مؤلفه‌ها و عوامل مؤثر در شکل‌گیری و گسترش شهرها از مهم‌ترین مباحثی است که از گذشته‌های دور توجه عده‌ای از اندیشمندان رشته‌های مرتبط را به خود معطوف کرده و برای تحلیل این پدیده، نظریه‌ها و الگوهای مختلفی ارائه شده است. از پدیدﮤ شهرنشینی تعاریف گوناگونی شده است که این خود مؤید ماهیت پیچیده و چندوجهی شهرنشینی است. شهرنشینی فرآیندی است که طی آن، در سازمان اجتماعی‌سکونتگاهی انسانی تغییراتی به وجود می‌آید که حاصل آن افزایش، تمرکز و تراکم جمعیت است. از نظر سازمانی، شهرنشینی در ساخت اجتماعی‌اقتصادی و نظام آموزشی و هنجاری دگرگونی‌هایی ایجاد می‌کند. در فرهنگ علوم‌اجتماعی از شهرنشینی این‌گونه یاد شده است: فرایند یا پدیده‌ای است که به‌همراه‌آن، جمعیت شهری، به‌ویژه با کاهش جمعیت روستایی، فزونی می‌یابد؛ اما شهرنشینی فقط افزایش جمعیت در نقاط شهری نیست و در حکم فرایندی پویا مطرح است که در آن نوعی انتقال و حرکت را شاهدیم. شهرنشینی فرآیندی است که طی آن در سازمان اجتماعی‌سکونتگاهی انسانی تغییراتی به وجود می‌آید که حاصل آن افزایش، تمرکز و تراکم جمعیت است.

 

عوامل مؤثر بر رشد شهرنشینی

باتوجه به آنکه براساس مقاله‌ها و دیگر مطالعه‌های تجربی، پروانه‌های ساختمانی که شهرداری‌ها صادر می‌کنند نماینده‌ای مناسب از رشد شهرنشینی است، در ادامه عوامل مؤثر بر ساخت‌وساز و صدور پروانه‌های ساختمانی توضیح داده شده است:

نرخ سود تسهیلات: افزایش در ساخت‌وساز مسکن به رشد شهرنشینی منجر می‌شود. منطقی به‌نظر می‌رسد که بازارهای مالی با جذب سپرده‌های مردم و انتقال به سازندگان، در تأمین منابع مالی ساخت‌وساز مسکن سهیم باشند و از سود حاصل از آن بهره‌مند شوند. در حالت کلی، امکان چنین استدلالی وجود دارد که با کاهش نرخ سود تسهیلات در بخش مسکن و وجود بازار منسجم و قدرتمندی برای ساخت واحدهای مسکونی جدید، تولید افزایش می‌یابد. این افزایش به‌ویژه در بخش انبوه‌سازی و شهرک‌سازی و شهرهای جدید ملموس‌تر خواهد بود (خلیلی‌عراقی، 1391).

قیمت مسکن: افزایش قیمت مسکن موجب افزایش درآمد تولیدکنندﮤ مسکن می‌شود و این‌گونه سود او را افزایش می‌دهد. افزایش سود، افزایش انگیزﮤ تولید بیشتر و درنتیجه، عرﺿﮥ بیشتر واحدهای مسکونی تازه‌ساز را باعث خواهد شد (خلیلی‌عراقی، 1379).

دی‌پاسکواله [24] و ویتون [25] به این نتیجه رسیده‌اند که افزایش بلندمدت در قیمت مسکن، افزایش دائمی در ساخت‌وساز جدید را موجب می‌شود؛ همچنین از نظر آنها سطوح قیمتی تنها زمانی ساخت‌وساز جدید را باعث خواهد شد که قیمت‌های جدید، سطحی از موجودی مسکن را دیکته کند که از سطح موجودی فعلی فراتر باشد.

جمعیت: باتوجه به این مسئله که در حالت طبیعی مردم به‌شکل خانوار زندگی می‌کنند و خانواده نیز به مسکن نیاز دارد، اثر جمعیت بر مسکن به‌طور کامل آشکار است. از‌این‌رو کوچک‌ترین تغییر در ساختار، توزیع، ترکیب و سایر مؤلفه‌های جمعیتی بر عرضه و تقاضای مسکن تأثیر خواهد گذاشت. ازآنجایی‌که رشد شهرنشینی با رشد طبیعی جمعیت و رشد مهاجرت به آن شهر درگیر است، در رشد و گسترش شهرنشینی عامل جمعیت باید مدنظر قرار گیرد (مهدی قرخلو و دیگران، 1389).

تولید ناخالص داخلی: این اثر را باید از دو جنبه بررسی کرد: ازسویی با رشد تولید ناخالص داخلی، سیاست‌های دولت به افزایش تسهیلات بخش مسکن و عمران مناطق شهری منجر می‌شود که این خود افزایش مهاجرت به شهرها و شهرنشینی را در پی خواهد داشت؛ ازسوی‌دیگر، افزایش تولید ‌ناخالص داخلی افزایش درآمد سرانه و به‌دنبال‌آن افزایش تقاضای مسکن و درنهایت عرﺿﮥ مسکن را باعث خواهد شد.

سیاست‌های مالیاتی: از انواع مالیا‌‌های مؤثر بر بخش مسکن باید به مالیات‌های زیر اشاره کرد:

مالیات بر ارزش زمین: مالیات بر ارزش زمین عبارت است از گرفتن درصدی از ارزش زمین ملکی، باتوجه به کاربری بهینه مجاز زمین مدنظر به‌صورت دوره‌ای. رانت زمین در اثر دو عامل کمیابی زمین و بازدهی زمین به وجود می‌آید و این دو عامل بر رانت زمین ﺗﺄثیر مثبتی دارند؛ زیرا تقاضای سوداگرایانه را تحت‌تأثیر قرار می‌دهند و بنابراین کاهش تقاضای مسکن را باعث می‌شوند. این کاهش تقاضا به کاهش عرﺿﮥ مسکن و درنتیجه با تأخیر زمانی، به کاهش پروانه‌های ساختمانی منجر خواهد شد.

مالیات بر افزایش قیمت زمین و مسکن یا عایدی سرمایه: این مالیات به‌صورت درصدی از افزایش ارزش معاملاتی زمین یا مسکن است که در هنگام نقل‌وانتقال با هدف مهار انگیزه‌های سوداگرانه از فروشنده دریافت می‌شود. این مالیات مانند مالیات بر زمین، بر عرضه و صدور پروانه‌های ساختمانی اثر منفی دارد.

مالیات بر واحدهای مسکونی خالی از سکنه: پدیدﮤ خانه‌های خالی از دو علت اساسی ناشی است: یکی مازاد عرضه در بازار مسکن و دیگری پدیدﮤ شکست بازار در بخش مسکن. این مالیات بر خانه‌هایی اعمال می‌شود که به امید افزایش قیمت وکسب سود در آینده، برای مدت زمان مشخصی خالی نگهداشته می‌شوند. وضع این نوع مالیات به افزایش هزﻳﻨﮥ نگهداری خانه‌های خالی برای مالکان منجر می‌شود و در کنار عرﺿﮥ مسکن، در حکم ابزار و اهرمی مکمل برای کاهش قیمت مسکن است. این مالیات افزایش عرﺿﮥ خانه‌هایی را منجر خواهد شد که پیش‌تر ساخته شده است؛ بنابراین به کاهش صدور پروانه در زمان اخیر منجر خواهد شد.

مالیات بر خانه‌های لوکس: این پاﻳﮥ مالیاتی یکی از ابزارهای تأمین‌کنندﮤ عدالت اجتماعی شناخته می‌شود و به‌صورت تصاعدی از املاکی گرفته می‌شود که بهایی گزاف‌تر از متوسط املاک شهرهای مختلف دارند. در بسیاری از کشورهای دنیا، از این مالیات برای تأمین مسکن اقشار ضعیف‌تر جامعه بهره می‌گیرند. درمجموع، گرفتن صحیح این چهار نوع پایه مالیاتی به حذف تقاضای سوداگری و درنتیجه، کاهش عرضه منجر می‌شود که در پایان، کاهش پروانه‌های ساختمانی را باعث خواهد شد.

 

ج. نظام مالیات بخش مسکن در ایران: در کشور ایران باتوجه به کارکردهای سه‌گاﻧﮥ مالیات مسکن، یعنی کسب درآمد و اهداف بخشی به‌‌ویژه کنترل سوداگری و اهداف توزیع درآمدی، همچنین براساس قانون مالیات‌های مستقیم در بخش مسکن، سه نوع مالیات گرفته می‌شود. این مالیات‌ها عبارت‌اند از: مالیات بر درآمد ناشی از اجاره املاک (مستغلات)، مالیات بر نقل‌وانتقال املاک و مالیات بسازوبفروشی.

در اصلاح قانون مالیات‌های مستقیم، مالیات بر اراضی بایر و مالیات واحدهای مسکونی خالی لغو شد. علت آن نیز افزایش کارایی نظام مالیاتی عنوان شده است. کم‌بودن نرخ مؤثر مالیاتی و درآمد اندک از محل این نوع مالیات موجب لغو آن از قانون مالیات‌های مستقیم شد؛ همچنین در قانون مالیات‌های مستقیم ایران، مالیات بر املاک گران‌قیمت وجود ندارد. شاید مهم‌ترین علت آن مشکلات شناسایی واحدهای مسکونی گران‌قیمت و آثار گرفتن مالیات بر افزایش قیمت مسکن است (قلی‌زاده، 1392).

 

طرح تحول نظام مالیاتی در ایران

در سال‌های اخیر برای اصلاح نظام مالیاتی بخش مسکن در ایران اقدامات مؤثری انجام شد. بنابراین در نظام تصمیم‌گیری کشور این تفکر بسیار ارزشمند مطرح شدکه نظام مالیاتی بخش مسکن در صورت اصلاح و بازبینی، زمینه‌ساز افزایش درآمدهای مالیاتی است و ممکن است با به‌کارگیری ابزارهای مناسب مالیاتی در راستای دیگر کارکردهای نظام مالیاتی، برای تحقق اهداف تأمین مسکن و برقراری ثبات بازار مسکن گام‌های مؤثری بردارد.

از سال 1387ش، تحول نظام مالیاتی کشور و افزایش کارایی آن در حکم یکی از محورهای هفت‌گاﻧﮥ طرح تحولات اقتصادی مدنظر قرار گرفت. در این راستا، در پیش‌نویس لایحه نظام مالیاتی کشور که در وزارت امور اقتصادی و دارایی نهایی شد، تلاش شد با ایجاد بسترهای قانونی مناسب برای کاهش معاملات سوداگراﻧﮥ مسکن و همچنین تشویق فعالان اقتصادی برای گسترش املاک استیجاری، تمهیداتی اندیشیده شود (قلی‌زاده، 1392).

در پیش‌نویس لایحه تحول نظام مالیاتی، در سطح آستاﻧﮥ معافیت واحدهای مسکونی اجاره‌ای تجدید‌نظر شد و سطح آستاﻧﮥ برخورداری از معافیت مالیات مستغلات در تهران و شهرستان‌ها کاهش یافت. علت آن نیز مؤثرنبودن معافیت اعمال‌شده و تحقق‌نیافتن اهداف مدنظر ذکر شد؛ همچنین درخصوص مالیات بر واحدهای مسکونی خالی مباحث فراوانی مطرح بود و نتیجه نهایی، وضع‌نکردن مالیات بر واحدهای مسکونی خالی بود.

 

پیشینه پژوهش

سالواتوره وآرسنیو[26] (2015) عوامل مؤثر بر عرﺿﮥ مسکن در ایتالیا را بررسی کرده‌اند. بررسی‌های آن دو نشان می‌دهد اجرای سیستم جدید مالیات بر مسکن ازجمله عوامل مؤثر بر عرﺿﮥ مسکن در کشور ایتالیاست. به این صورت که با بررسی اجرای سیستم جدید مالیاتی (ici) در این کشور و واگذاری اختیارات دولت به شهرداری‌ها در دهه 90م، عرﺿﮥ مسکن در این دوره دچار افزایش خارج از روند شد و درنتیجه تغییرات مهمی را در بازار مسکن، به‌ویژه در طرف عرﺿﮥ مسکن، موجب شد.

کالدرا و یوهانسون[27] (2013) سیاست‌های برنامه‌ریزی شهری مربوط به توسعه خانه‌های مسکونی را تنها عنصری معرفی کرده‌اند که قادر است ﺗﺄثیر شوک‌های تقاضا را بر رشد شهری کاهش دهد و بنابراین چرخه‌های توسعه و حباب‌های قیمت را مانع شود.

ارولا و ماتانن[28] (2013) در مطالعه خود، عملکرد مالیات بهینه بر سرماﻳﮥ مسکن را در برابر سرماﻳﮥ تجارت با دو بهینه بررسی کرده‌اند. بهینه اول، نرخ مالیات از هر دو سرمایه را یکسان در نظر می‌گیرد و بهینه دوم، نرخ مالیات را به کشش جانشینی بین مصارف غیرمسکن و اوقات فراغت و سرمایه مسکن و خرید مسکن وابسته می‌داند. نتایج عددی او بیان‌کنندﮤ حساسیت مالیات بهینه مسکن در مقایسه با ترجیحات خانوار است.

نورگارد[29] (2013) در مطالعه خود با بررسی مالیات بر دارایی نشان داد سطح توسعه‌یاقتگی و درﺟﮥ شهرنشینی، بر دارایی تأثیر تاحدودی چشمگیر دارند و درآمد سرانه و درﺟﮥ بازبودن اقتصاد با ضرایب کمتری بر مالیات بر دارایی اثرگذارند.

همچنین هیلبر و ورمولر[30] بررسی رابطه بین محدودیت‌های فیزیکی و تنظیمی با انعطاف‌پذیری تأمین ساختمان‌های جدید را شروع کردند. در این راستا از پژوهش، قانون برای توانایی با هدف کاهش یا افزایش سرعت واکنش عرضه به شوک‌های تقاضا، برون‌زا در نظر گرفته می‌شود و درنتیجه، در جایگاه عاملی اصلی شناخته خواهد شد که بر قیمت تعادلی بازار ملک و املاک ﺗﺄثیر می‌گذارد. به عبارت دیگر، بررسی‌های آنها در راستای سنجش ﺗﺄثیر محدودیت‌های قانونی بر عرﺿﮥ واحد‌های مسکونی است که ازجمله آنها مالیات‌های وضع‌شده بر عرﺿﮥ مسکن است. این امر  نشان‌دهندﮤ این مطلب است که شوک‌های عرﺿﮥ برون‌زا، مانند شوک‌های مالیاتی، چه مقدار بر عرﺿﮥ مسکن ﺗﺄثیر خواهند گذاشت.

برژ و ایهلانفلت[31] (2006) ﺗﺄکید کرده‌اند هنگامی‌که مالیات براساس خدمات دولتی خاصی و مقررات مربوط به آن کنار گذاشته می‌شود، ﺗﺄثیر خالصی که بر عرﺿﮥ مسکن‌سازی گذاشته می‌شود ممکن است مثبت باشد؛ یعنی برخلاف این مشاهده که مالیات‌های یک‌باره، نظیر عوارض نوسازی، بر رشد خانه‌سازی در حوزه‌ای خاص ﺗﺄثیرات محدودی دارد و حتی در برخی مواقع فقط در زمان‌بندی پروژه مؤثر است، آنها ثابت کردند کنارگذاشتن مالیات‌های خاص و مقررات مرتبط با آن، ﺗﺄثیرگذاری بر عرﺿﮥ مسکن را باعث می‌شود.

گرین و همکاران[32] (2005) بر این نکته اشاره کردند درحالی‌که این واقعیتی است که منحنی عرﺿﮥ غیرحساس، بی‌ثباتی بیشترِ قیمت را باعث می‌شود، آشکار است ﺗﺄثیر کلی رفاه به‌طور کامل تعیین نمی‌شود. درواقع، حوزه‌های جغرافیایی با عرﺿﮥ دارای حساسیت بیشتر، در برابر هر حباب قیمت واکنش شدیدتری نشان می‌دهند که این مصرف اضافی زمین را موجب می‌شود. پاسخگویی و واکنش عرﺿﮥ مسکن به‌طور قطع به عوامل مهم دیگری نیز بستگی دارد؛ ازجمله آنها، از هزینه‌‌های استفاده‌کننده و به‌ویژه نرخ‌های سود و وضع مالیات نیز باید نام برد؛ اما ﺗﺄثیر آنها تاحدودی کم است.

شهنازی و نصیرآبادی (1394) به نرخ بهینه مالیات بر مسکن توجه کرده‌اند. آنها بر این موضوع دقت کرده‌اند که در اقتصاد‌های نفتی، نرخ بهینه مالیات بر بخش مسکن ممکن است توازن بین بخش‌های مختلف اقتصاد را بازگرداند و موجب انتشارنیافتن بیماری هلندی در این قبیل اقتصاد‌ها شود. در این پژوهش نرخ بهینه مالیات به‌شکلی در نظر گرفته شده است که در اقتصادهای نفتی، بازدهی بخش مسکن می‌بایستی به‌گونه‌ای تعدیل شود که توازن در سوددهی تمام بخش‌های اقتصادی کشور متوازن باشد و تقسیم عوامل تولید در میان بخش‌های مختلف به‌درستی انجام شود. براساس نتیجه این پژوهش، نرخ بهینه مالیات بر مسکن به کشش جانشینی بین مصرف غیرمسکن، مسکن و اوقات فراغت بستگی دارد.

قلی‌زاده و امیری (1392) آثار توزیعی مالیات بر مسکن را بررسی کرده و به مهار فعالیت‌های سوداگری با مالیات بر مسکن تمرکز کرده‌اند. به عبارت دیگر، راهکار جلوگیری از تقاضای سوداگری در بخش مسکن را استفاده از مالیات در نظر گرفته‌ و این‌گونه بر نقش توزیعی مسکن پس از وضع مالیات توجه کرده‌اند.

 

روش پژوهش

قلمرو پژوهش

الف. قلمرو موضوعی: باتوجه به اینکه هدف اصلی این پژوهش، بررسی عوامل اثرگذار بر رشد شهرنشینی است، تلاش شده است علاوه‌بر مدنظر قراردادن این عوامل، اثر سیاست‌های مالیاتی اعمال‌شده در بخش مسکن بر رشد شهرنشینی بررسی شود. براساس کار سالواتوره بیمونت (2015)،[33] الگویی رگرسیون بین متغیر وابسته برای مثال صدور پروانه‌های ساختمانی به‌صورت سالیانه در شهرداری‌ها و مجموعه‌ای منتخب از متغیرهای توصیفی را برآورد می‌کنیم. برای سنجش رشد شهرنشینی، پروانه‌های ساختمانی نماینده‌ای مناسب‌اند. درواقع صدور یک پروانه، تضمینی برای انجام ساخت‌وساز نیست؛ اما به‌علت تأثیر معروف به خط لوله،[34] از ارتباط شدید بین این دو موضوع شواهدی آشکار وجود دارد.[35]

ب. قلمرو مکانی: در این پژوهش، کشور ایران بررسی شده است.

ج. قلمرو زمانی: قلمرو زمانی این پژوهش بین سال‌های 1369تا1392ش است. به‌علاوه‌، در این پژوهش سیاست‌های مالیاتی اعمال‌شده در بخش مسکن که از سال 1387ش به بعد عملی شده مدنظر قرار گرفته است.

 

روش برآورد

در این پژوهش، برای برآورد الگو از روش خودتوضیح با وقفه‌های توزیعی [36] استفاده شده است. علت استفاده از روش ARDL این است که در کنار تخمین پویایی‌های کوتاه‌مدت الگو، ارتباط بلندمدت متغیرهای الگو نیز برآورد شود. علاوه‌براین درمی‌یابیم که چند دورﮤ زمانی طول می‌کشد تا اثر هر شوک واردشده بر الگو تعدیل شود. پسران وشین ثابت می‌کنند اگر بردار هم‌انباشتگی از به‌کارگیری روش حداقل مربعات بر رابطه‌ای خودتوضیح با وقفه‌های گسترده ARDLبه دست آید، علاوه‌براینکه برآوردگر حداقل مربعات توزیع منطقی دارد، در نمونه‌های کوچک نیز اریب کمتر و کارایی بیشتری خواهد داشت. در این روش پس از آشکارکردن الگو، باید تعداد وقفه‌های بهینه یکایک متغیرها را تعیین کرد. با استفاده از یکی از سه معیار آکائیک (AIC)، شوارتز بیزین (SBC) یا حنان کویین (HAC) این امکان وجود دارد الگویی را برگزید که تعداد وقفه‌های بهینه آن، در مقایسه با سایر الگوها، بهینه باشد. پس از آشکارکردن شکل بهینه اقتصادسنجی الگو، برآوردی از ضرایب متغیرهای الگو ارائه می‎شود. این ضرایب نشان‎دهندﮤ پویایی‎های الگو در کوتاه‌مدت‌اند؛ سپس وجود راﺑﻂﮥ بلندمدت با آزمون کرانه‌ها بررسی می‌شود.

 

ارائه الگو

باتوجه به نکات ذکرشده، به‌منظور بررسی اثر سیاست‌های مالیاتی بر رشد شهرنشینی، در این مطالعه از الگوی تقلیل‌یاﻓﺘﮥ روابط گفته‌شده استفاده می‌شود که سالواتوره بیمونت (2015) نیز به کار گرفته است. در این الگو برای اینکه الگوی برآورد‌شده به تورش آشکارشدن دچار نشود و متغیر توضیح‌دهندﮤ مهمی را حذف نکنیم، دیگر متغیرهای تأثیر‌گذار بر رشد شهرنشینی را نیز در الگو وارد کرده‌ایم. شکل ضمنی الگوی استفاده‌شده در این پژوهش به‌صورت معادﻟﮥ زیر است:

(1)

 

 

متغیرهای به‌کاررفته در این الگو به شرح زیر است:

Rate-H: درواقع نرخ رشد سالیانه عرﺿﮥ خانه‌های نوساز است که با صدور پروانه محاسبه می‌شود.

Rate-GDP: نرخ رشد سراﻧﮥ تولید ناخالص ملی است.

Rate-POP: نرخ رشد جمعیت است.

Int-m: نرخ سود متوسط سالیانه است.

Rate-P: نرخ رشد سالیانه قیمت‌های خانه است.

DUM: متغیر ساختگی مربوط به سیاست‌های مالیاتی بوده که از سال 1387ش به بعد یک و بقیه سال‌ها صفر است.

 

یافته‌های پژوهش

در مطالعات تجربی، استفاده از روش‌های سنتی اقتصادسنجی بر فرض مانایی متغیرها مبتنی است. در این مطالعه برای بررسی مانایی و نامانایی متغیرها از آمار دیکی‌فولر تعمیم‌یافته، استفاده شده است. جدول1 نتایج به‌دست‌آمده از بررسی مانایی متغیرها را نشان می‌دهد:

 

 

 

جدول1- نتایج ایستایی متغیرها

متغیر

ADF(t-atistic)

احتمال

نتیجه

Int_m

353623/5-

0003/0

I(1)

r_gdp

237399/4-

0152/0

I(0)

Rate-h

660488/5-

0008/0

I(0)

Rate-pop

165616/3-

0355/0

I(0)

Rate-p

958791/4-

0009/0

I(0)

منبع: یافته‌های پژوهش.

 

 

باتوجه به نتایج به‌دست‌آمده مشخص می‌شود در سطح احتمال 5درصد، تمام متغیرها I(0) و I(1) بوده است و در الگو هیچ متغیر I(2) وجود ندارد؛ بنابراین استفاده از روش ARDL صحیح است.

نتایج طرح‌های کوتاه‌مدت و بلندمدت الگو

در این قسمت، نتایج به‌دست‌آمده از رگرسیون توصیف‌شده در بخش‌های پیش را توصیف می‌کنیم. ابتدا باید وجود راﺑﻂﮥ بلندمدت میان متغیر‌های الگو سنجیده شود. برای این کار، در این پژوهش از آزمون Bound test استفاده می‌شود. در این الگو انتخاب وقفه بهینه نقشی اساسی دارد و بنابه‌گفته پسران وشین (1997) و طبق شبیه‌سازی مونت‌کارلو، تعیین صحیح وقفه‌ها در ARDL برای تصحیح هم‌زمان همبستگی بین اجزای اخلال و همچنین مشکل درون‌زایی متغیرهای توضیحی کافی است. بنابراین برای انتخاب الگو، هم مسئله وجود راﺑﻂﮥ بلندمدت و هم در صورت وجود چنین رابطه‌ای، انتخاب مدل بهینه را بر مبنای معیارهای انتخاب الگو در نظر گرفته‌ایم. تعیین وقفه‌ها و الگوها با استفاده از معیار‌های انتخاب الگو نظیر آکائیک AIC و شوارتز بیزین SBC صورت می‌گیرد و در نمونه‌های کوچک، شوارتز بیزین به‌علت صرفه‌جویی در انتخاب وقفه کارایی بیشتری دارد. در جدول2، نتایج روابط کوتاه‌مدت نشان داده شده و پس‌ازآن آزمون Bound Test صورت گرفته است. گفتنی است الگوی کوتاه‌مدت تخمینی ARDL (2,2,2,2,0) است.

 

 

جدول2- نتایج ﺗﺄثیرات کوتاه‌مدت الگو

متغیرها

نماد

ضرایب

آماره t

احتمال

 

رشد شهرنشینی با یک وقفه

Rate_H(-1)

36/0-

0775/2-

0714/0

 

رشد شهرنشینی با دو وقفه

Rate_H(-2)

50/0-

6122/1-

1456/0

 

رشد قیمت بخش مسکن

Rate_P

27/0

1717/2

0616/0

 

رشد قیمت مسکن با یک وقفه

Rate_P(-1)

08/0-

5818/0-

5767/0

 

رشد قیمت مسکن دو وقفه

Rate_P(-2)

29/0

6333/1

1410/0

 

رشد جمعیت

Rate_POP

83/0-

1337/0-

8996/0

 

رشد جمعیت با یک وقفه

Rate_POP(-1)

44/16-

9009/1-

0938/0

 

رشد جمعیت با دو وقفه

Rate_POP(-2)

82/7-

2164/1-

2585/0

 

نرخ سود متوسط سالیانه

Int_M

06/0-

6480/2-

0293/0

 

نرخ سود سالیانه با یک وقفه

Int_M(-1)

06/0

6135/1

1453/0

 

نرخ سود سالیانه با دو وقفه

Int_M(-2)

06/0

0247/2

0775/0

 

نرخ رشد تولید ناخالص داخلی

R_GDP

73/0

4629/2

0391/0

 

متغیر مجازی مربوط به اجرای سیاست‌های مالیاتی

DUM

33/0-

1269/3-

0141/0

 

عرض از مبدأ

C

32/0-

7983/0-

4477/0

 

R2

87/0

 

             

منبع: یافته‌های پژوهش.

 

 

 

در ادامه، در جدول3 نتایج آزمون کرانه‌ها برای بررسی وجود روابط بلندمدت بین متغیرهای پژوهش نشان داده شده است:

جدول3- نتایج آزمون کرانه‌ها

مقادیر

حد پایین

حد بالا

آماره F

در سطح معنی داری 10%

45/2

52/3

5162/5

در سطح معنی داری 5%

86/2

01/4

در سطح معنی داری 5/2 %

25/3

49/4

منبع: یافته‌های پژوهش

.

 

باتوجه به نتایج آزمون باند (کرانه‌ها) که در جدول3 دیده می‌شود، وجود رابطه بلندمدت بین متغیرها در سطح معنی‌داری 10درصد، 5درصد و 5/2درصد اثبات می‌شود. به‌عبارتی فرض صفر که عبارت است از «رابطه بلندمدت بین متغیر ها وجود ندارد»، رد می‌شود. حال در جدول4 باتوجه به ﺗﺄثیرات بلندمدت الگو، ضرایب متغیرهای پژوهش بررسی شده است:

 

 

جدول4- نتایج ﺗﺄثیرات بلندمدت الگو

متغیرها

ضرایب

آماره t

احتمال

رشد قیمت بخش مسکن

25/0

2655/2

0533/0

رشد جمعیت

47/13-

8638/3-

0048/0

رشد تولید ناخالص داخلی

39/0

8936/1

0949/0

نرخ سود متوسط

02/0

0614/2

0732/0

متغیر مجازی مربوط به اجرای سیاست‌های مالیاتی

18/0-

1840/3-

0129/0

عرض از مبدأ

17/0-

8012/0-

4461/0

منبع: یافته‌های پژوهش.

 

 

برای حصول اطمینان از خوبی بر ازش الگو و وجودنداشتن الگوی منظم بین باقیمانده‌ها و درنتیجه نبود خودهمبستگی بین اجزای اخلال، آزمون‌های تشخیص انجام شده است که نتایج آن در جدول5 آمده است:

 

 

جدول5- آزمون‌های تشخیصی معادله شهرنشینی

آزمون

احتمال

آماره F

خودهمبستگی

4025/0

06303/1

نرمال‌بودن باقیمانده‌ها

5505/0

-

ناهمسانی واریانس

2843/0

5102/1

منبع: یافته‌های پژوهش.

نتایج الگوی ECM

 

وجود هم‌انباشتگی بین مجموعه‌ای از متغیرهای اقتصادی، مبنای آماریِ استفاده از الگوهای تصحیح خطا را فراهم می‌کند. عمده‌ترین علت شهرت الگوی تصحیح خطا آن است که نوسان‌های کوتاه‌مدت متغیرها را به مقادیر تعادلی بلندمدت آنها ارتباط می‌دهد. این الگوها درواقع نوعی از مدل‌های تعدیل جزیی‌اند که با واردکردن پسماند مانا از رابطه‌ای بلندمدت در آنها، نیروهای مؤثر در کوتاه‌مدت و سرعت نزدیک‌شدن به مقدار تعادلی بلندمدت اندازه‌گیری می‌شوند (تشکینی، 1384). ضریب ECM نشان می‌دهد در هر دوره، چند درصد از تعادل‌نداشتن متغیر وابسته تعدیل شده و به سمت رابطه بلند‌مدت نزدیک می‌شود. نتایج حاصل از برآورد این الگو در جدول6 ارائه شده است:

 

 

جدول6- نتایج الگوی ECM

متغیرها

ضرایب

آماره t

احتمال

D(Rate_H(-1))

50/0

6122/1

1456/0

D(Rate_P)

27/0

1717/2

0616/0

D(Rate_P(-1))

29/0-

6333/1-

1410/0

D(Rate_POP)

83/0-

1317/0-

8969/0

D(Rate_POP(-1)

82/7

2164/1

2585/0

D(Int_M)

06/0-

6480/2-

0293/0

D(Int_M(-1))

06/0-

0247/2-

0775/0

D(R_GDP)

73/0

4629/2

0391/0

D(DUM)

33/0-

1269/3-

0141/0

ECM(-1)

86/1-

2680/4-

0027/0

منبع: یافته‌های پژوهش.

 

 

در الگوهای تصحیح خطا به‌منظور پایداری الگو، ضریب ecm یا درواقع همان α-1 می‌بایستی بین صفر و منفی دو باشد. اگر این ضریب بین صفر و منفی یک باشد تعدیل به‌صورت نمایی انجام می‌شود و اگر بین منفی یک و منفی دو باشد این تعدیل به‌صورت سینوسی انجام می‌گیرد. در الگوی حاضر، ضریب تصحیح خطا برابر 86/1- بوده که از لحاظ آماری نیز معنی‌دار است. باتوجه به ضریب به‌دست‌آمده، باید بیان کرد تعدیل به سمت مقدار تعادلی و بلندمدت به‌صورت سینوسی است و مقدار کوتاه‌مدت به سمت مقدار تعادلی و بلندمدت خود میل می‌کند.

 

آزمون‌های ثبات ساختاری

برای بررسی ثبات ساختاری الگوی رشد شهرنشینی در ایران، از آزمون‎های مجموع انباشت پسماندهای برگشتی و مجموع انباشت مربعات پسماندهای برگشتی استفاده شده است. این نتایج به ترتیب در نمودارهای شماره1 و2 آمده است:

 

 

نمودار شماره1- نتایج آزمون CUSUMSQ

 

 

نمودار شماره2- نتایج حاصل از آزمون CUSUM

 

 

همان‎طورکه نمودار1 نشان می‎دهد مجموع انباشت پسماندهای برگشتی از کرانه‎های تعیین‎شده در سطح معناداری 5درصد عبور نکرده است. نمودار2 نیز از ثبات ضرایب برآوردشده طی مدت بررسی‌شده نشان دارد؛ زیرا مجموع انباشت مربعات پسماندهای برگشتی در محدوده کرانه‌های تعیین‎شده، در سطح معناداری 5درصد قرار دارد.

 

آزمون فرضیههای پژوهش

طبق نتایج به‌دست‎آمده از جدول‌های4و6، در این قسمت فرضیه‎های پژوهش آزموده می‌شود.

فرضیه اول: برای تحلیل این فرضیه از آزمون‌های CUSUM و CUSUMSQ و متغیر مجازی استفاده شده است. نتایج حاصل از آزمون‌های CUSU و CUSUMSQ بیان‌کنندﮤ ثبات ضرایب در طول زمان ارزیابی‌شده است. این بدان معناست که اصلاح سیاست‌های مالیاتی، بر روند اثرگذاری متغیرهای مهم بر رشد شهرنشینی اثری نداشته است. باتوجه به معناداری متغیر مجازی و نتایج حاصل از آزمون‌های نام‌برده به این نتیجه می‌رسیم که اصلاح سیاست‌های مالیاتی با متغیرهای دیگری که در الگو نیامده است بر رشد شهرنشینی اثر گذاشته است؛ همچنین باتوجه به علامت منفی ضریب برآوردشده برای متغیر مجازی، نتیجه می‌گیریم اِعمال این سیاست بر رشد شهرنشینی اثر منفی گذاشته است.

فرضیه دوم: طبق نتایج جدول4، رشد جمعیت بر رشد شهرنشینی اثر منفی و معنی‌دار گذاشته و فرضیه دوم پژوهش رد شده است. در سال‌های اخیر، رشد جمعیت کاهش داشته است؛ ولی مطابق با آن، تعداد پروانه‌های ساخت کاهش نیافته است. به‌علت شکل‌گیری حباب قیمت در بخش مسکن، پروانه‌های ساختمانی صادر شده و ساخت‌وساز صورت گرفته است؛ اما بسیاری از بناهای تازه‌ساخته‌شده، از سکنه خالی مانده‌اند. درواقع این بناها ساخته شده‌اند، بدون آنکه تقاضای مصرفی داشته باشند. همچنین افزایش سن ازدواج در کشور به تأخیر افتادن تقاضای مصرفی برای مسکن را باعث شده و به همین علت رشد جمعیت بر رشد پروانه‌های ساختمانی اثر منفی گذاشته است.

فرضیه سوم: همان‌طورکه از جدول4 پیداست، رشد تولید ناخالص داخلی بر رشد شهرنشینی اثر مثبت و معنی‌داری داشته است؛ پس فرضیه سوم رد نمی‌شود. با افزایش رشد اقتصادی و به‌دنبال‌آن، پیشرفت سطح تسهیلات و عمران شهرها و درآمد سرانه، پروانه‌های ساخت افزایش می‌یابد.

فرضیه چهارم: نتایج حاصل از تخمین الگو در جدول4 نشان می‌دهد رشد قیمت‌ها در بخش مسکن، بر رشد شهرنشینی اثر مثبت و معنی‌داری به میزان 25/0درصد دارد و فرضیه چهارم نیز رد نمی‌شود. افزایش قیمت‌ها در بخش مسکن، عامل افزایش سود عرضه‌کنندگان این بخش و ایجاد انگیزه در آنها شده که افزایش سرمایه‌گذاری در این بخش را به‌دنبال داشته است.

فرضیه پنجم: انتظار داشتیم با افزایش نرخ سود، تعداد پروانه‌های ساخت کاهش یابد؛ ولی چنین اتفاقی رخ نداد و باوجود نرخ‌های سود بیشتر، تعداد پروانه‌های ساخت افزایش یافته است. این مسئله را باید از دو جنبه بررسی کرد: اول آنکه نرخ بازگشت سرمایه و معادلات سوداگرانه در بخش مسکن آن‌قدر از نرخ سود فراتر است که گرفتن وام را اقتصادی می‌کند. ازسوی‌دیگر، وجود بازار غیررسمی برای تأمین مالی بخش مسکن باعث می‌شود حتی با افزایش سود تسهیلات، این نرخ از بازار رسمی کمتر باشد و باعث کاهش ساخت‌وساز نشود.

 

نتیجه‌گیری

امروزه یکی از نشانه‌های رشد و پیشرفت کشورهای جهان، رشد و توﺳﻌﮥ شهری آنهاست. این امر در کشورهای پیشرفته صنعتی مسائل پیچیده و در کشورهای در‌حال‌توسعه شهرهای بزرگی به وجود آورده است. اگر رشد شهرها با برنامه‌ای منظم و منسجم همراه نباشد، مسائل و مشکلات مربوط به خود را خواهد داشت.

در این پژوهش از تعداد پروانه‌های ساخت در حکم شاخصی برای شهرنشینی استفاده شد و اثر سیاست‌های مالیاتی اجراشدﮤ دولت بر رشد شهرنشینی بررسی شد. این سیاست‌های مالیاتی اقداماتی را در‌بر‌می‌گیرد که برای اصلاح نظام مالیاتی در بخش مسکن انجام شده است و مالیات بخش مسکن را بازبینی می‌کند. این اصلاحات از سال 1387ش و در قالب یکی از محورهای طرح تحول هفت‌گانه اقتصادی مدنظر قرار گرفت.

نتایج حاصل از این پژوهش نشان می‌دهد اعمال سیاست‌های مالیاتی به کاهش رشد شهرنشینی منجر شده است.

 



[1] ARDL

[2] Muth

[3] Follain

[4] Poterba

[5] Ball et al

[6] Dipasquale 1999

[7] Vermeulen

[8] Caldera and Johansson

[9] Salvatore Bimonte and Arsenio Stabile

[10]Caldera and Johansson

[11]Green et al

[12]Monk and Whitehead

[13] Padorek

[14] Li et al

[15] Ball

[16] Green

[17] Stevenson and Young

[18] Levin and Pryce

[19]Caldera and Johansson

[20] Andrews et al

[21] Mayer and Somerville

[22] Burge and Ihlanfeldt

[23] Green et al

[24] Dipasquale

[25] Wheaton

[26] Salvatore Bimonte and Arsenio Stabile

[27] Caldera and Johansson

[28] Orola and matanon

[29] Norregaard

[30] Hilber and Vermeulen

[31] Burge and Ihlanfeldt

[32] Green et al

[33] Salvatore bimonet et al 2015

[34] Pipeline effect

[35]Mourouzi 2011

[36]ARDL

. شهنازی، روح‌الله و نصیرآبادی، شهره (1394). تعیین مالیات بهینه بر سرمایه مسکن در مقایسه با سرمایه غیرمسکن، فصلنامه مدلسازی اقتصادی، س9، ش2، (پیاپی30)، ص1-23.

. قلی‌زاده، علی‌اکبر و امیری، نعمت‌الله (1392). نگاهی به نظام مالیاتی بخش مسکن در جهان و چارچوبی برای اصلاح ساختار مالیات‌ها در بخش مسکن ایران، مجله اقتصادی، ش11و12، ص91-110.

. عبدی، محمدرضا و عسگری‌آزاد، حمید (1387). کاربرد مالیات بر عایدات سرمایه در اصلاح ساختار تقاضا و تعدیل نوسان‌های قیمتی مسکن، مجله اقتصادی، ش81و82، ص41-67.

. خلیلی‌عراقی، منصور و موسوی، سایه (1379). تابع عرضه مسکن در ایران، مجله تحقیقات اقتصادی، ش57، ص1-29.

Andrews, D., Caldera Sánchez, A., Johansson, A., 2011. Housing markets and structural policies in OECD countries. OECD Economics Department Working Papers, No. 836. OECD, Paris.

Antipa , P. & Schalck (2009). Impact of Fiscal Policy on Residential investment in France, Bank of France Working Papers, No. 77.

Ball, M., 2011. Planning delay and the responsiveness of English housing supply. Urban Stud. 48, 349–362.

Ball, M., Meen, G., Nygaard, C., 2010. Housing supply price elasticity revisited: evidence from international, national, local and company data. J. Hous. Econ. 19, 255–268.

Burge, G., Ihlanfeldt, K., 2006a. Impact fees and single-family home construction. J. Urban ,Econ. 60, 284–306.

Burge, G., Ihlanfeldt, K., 2006b. The effects of impact fees on multifamily housing construction. J. Reg. Sci. 46 (1), 5–23.

Burge,G., Ihlanfeldt, K., 2006a. Impact fees and single-family home construction. J. Urban Econ. 60, 284–306.

Caldera, A., Johansson, A., 2013. The price responsiveness of housing supply in OECD countries. J. Hous. Econ. 22 (3), 231–249.

Caldera, A., Johansson,A, 2013. The price responsiveness of housing supply in OECD countries. J. Hous. Econ. 22 (3), 231–249.

DiPasquale, D., 1999. Why don't we know more about housing supply? J. Real Estate Financ. Econ. 18 (1), 9–23.

DiPasquale, D., 1999. Why don't we know more about housing supply? J. Real Estate Financ. Econ. 18 (1), 9–23.

DiPasquale, D., Wheaton, W.C., 1994. Housingmarket dynamics and the future of housing .prices. J. Urban Econ. 35 (1), 1–27.

Eerola, Essi , SSSttSnen, Niku 2013. The optimal tax treatment of housing capital in the neoclassical growth model.

Follain, J.R., 1979. The price elasticity of the long-run supply of new housing construction. Land Econ. 55 (2), 190–199.

Green, R., Malpezzi, S., Mayo, S.K., 2005. Metropolitan-specific estimates of the price elasticity of supply of housing, and their sources. Am. Econ. Rev. 95 (2), 334–339.

Green, R., Malpezzi, S., Mayo, S.K., 2005. Metropolitan-specific estimates of the price elasticity of supply of housing, and their sources. Am. Econ. Rev. 95 (2), 334–339.

Hilber, C.A.L., Vermeulen, W., 2012. The Impact of Supply Constraints and House Price in England. CPB Discussion Paper, p. 219.

Levin, E.J., Pryce, G.B.J., 2009. What determines the price elasticity of house supply? Real interest rate effects and cyclical asymmetries. Hous. Stud. 24 (6), 713–736.

Li, M., Wu, J.J., Deng, X., 2013. Identifying drivers of land use change in China: a spatial multinomial logit model analysis. Land Econ. 89 (4), 632–654.

Mayer, C.J., Somerville, T.C., 2000a. Land use regulation and new construction. Reg. Sci. ,Urban Econ. 30, 639–662.

. Meen, G., Nygaard, C., 2011. Local housing supply and the impact of history and geography. Urban Stud. 48 (14), 3107–3124.

. Monk, S., Whitehead, C.M.E., 1996. Land supply and housing: a case-study. Hous. Stud. 11 (3), 407–423.

. Muth, R.F., 1960. The demand for non-farm housing. In: Harberger, A. (Ed.), The Demand for Durable Goods. Univ. of Chicago Press, Chicago.

. Norregaard, John (2013).Taxing Immovable Property Revenue Potential and Implementation Challenges, IMF Working Paper, No. WP/129113.

. Paciorek, A., 2013. Supply constraints and housing market dynamics. J. Urban Econ. 77,11–26.

. Poterba, J.M., 1984. Tax subsidies to owner occupied housing: an asset market approach. Q. J. Econ. 99, 729–752.

. Salvatore,B,Arsenio,S,2015.local taxation and urbon development .Testing fpr the side-effects of Italian property tax .Ecological economics.120,100-107.

. Vermeulen, W., Rouwendal, J., 2007. Housin in The Netherlands. Tinbergen Institute Discussion Papers, 87. Tinbergen Institute.