毛豐付　李言

摘 要：

房地產(chǎn)稅改革在我國房地產(chǎn)市場快速發(fā)展，房價波動加劇的背景下備受關注，利用房地產(chǎn)稅調(diào)控房價成為下一步調(diào)控房地產(chǎn)市場和重建財稅體制的關鍵。已有關于房地產(chǎn)稅調(diào)控房價的實證研究多從房地產(chǎn)稅交易環(huán)節(jié)或持有環(huán)節(jié)分析稅收變動對房價的影響，較少綜合考慮房地產(chǎn)稅各環(huán)節(jié)與房地產(chǎn)市場結(jié)構因素的綜合影響。利用Carey模型，引入房地產(chǎn)稅和市場結(jié)構變量，同時考察了不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響和市場結(jié)構對不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的影響。實證結(jié)果表明持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價具有抑制作用，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價具有推動作用，房地產(chǎn)市場結(jié)構在影響房價的同時也會對不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅產(chǎn)生影響。

關鍵詞：

房地產(chǎn)稅；市場結(jié)構；房價；Carey模型

文章編號：2095-5960（2015）06-0011-09

；中圖分類號：F293.3

；文獻標識碼：A

一、引言

自1998年我國房地產(chǎn)業(yè)市場化改革以來，快速上漲的房價導致居民購房難度增加，中等收入階層居民的房價收入比不斷上升。同時，房地產(chǎn)業(yè)逐漸成為國民經(jīng)濟的支柱性產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)市場波動對宏觀經(jīng)濟的影響也愈加明顯。[1][2] 盡管政府采取了許多措施調(diào)控房地產(chǎn)市場，但房價持續(xù)上漲和房地產(chǎn)市場調(diào)控不力一直是近些年房地產(chǎn)市場的主要矛盾。[3]2003年10月，黨的十六屆三中全會通過的《中共中央關于完善市場經(jīng)濟體制若干問題的決定》中提出“實施城鎮(zhèn)建設稅費改革，條件具備時對不動產(chǎn)開征統(tǒng)一規(guī)范的物業(yè)稅，相應取消有關收費”，房地產(chǎn)稅改革自此正式列入議事日程。2011年，備受關注的房地產(chǎn)稅改革終于在上海和重慶兩個試點城市展開。十八屆三中全會報告提出，深化稅收制度改革，完善地方稅體系，逐步提高直接稅比重，并明確提到要加快房地產(chǎn)稅立法，適時推進改革。2014年以來，全國70個大中城市住宅銷售價格開始出現(xiàn)下跌趨勢，房地產(chǎn)市場再一次進入自我調(diào)整階段，在宏觀經(jīng)濟發(fā)展進入“新常態(tài)”階段，促進房地產(chǎn)市場正?；l(fā)展的重要性愈來愈突出。鑒于貨幣與信貸政策并沒有取得良好的調(diào)控效果，房地產(chǎn)稅改革便成為房地產(chǎn)市場調(diào)控的重要選項，掌握房地產(chǎn)稅對房價的作用特點，更好地利用房地產(chǎn)稅手段來調(diào)控房價成為下一步促進房地產(chǎn)市場正?；l(fā)展的關鍵。

房地產(chǎn)稅作為一個稅收體系，其不同環(huán)節(jié)對房地產(chǎn)市場的影響是不同的。具體來看，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的征收會增加房屋持有成本，抑制需求者不合理的購房需求，使購房需求趨向合理化。交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的征收則容易發(fā)生轉(zhuǎn)嫁，根據(jù)供求關系不同，賣方會將其承擔的稅負部分甚至全部轉(zhuǎn)嫁給買方，所以減輕該環(huán)節(jié)稅負有利于降低房價。賈康（2012）考察了持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對住房需求的影響。他將市場上的住房需求分為三類：買房自住，炒房和囤房，認為這三類人在征收房產(chǎn)稅后都會降低對住房的需求，房價自然會趨向穩(wěn)定。[4]代琳（2014）則從短期和長期角度分析了持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響：短期內(nèi)，囤積房屋的持有成本會增加，投資房地產(chǎn)的利潤空間會縮小，導致一部分投資者拋售房源，緩解房價上漲的壓力；長期內(nèi)，房價依舊會上漲，因為目前我國實施的城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略將會持續(xù)釋放大量的住房需求，而我國的土地資源短缺，加上地方政府對“土地財政”的依賴也減弱了房地產(chǎn)稅的作用。[5]Bai等（2014）使用HCW（2012）法測算2011年上海和重慶房產(chǎn)稅改革對房價的影響，發(fā)現(xiàn)此次房產(chǎn)稅改革使上海改革后一段時間內(nèi)的實際房價比理論估計房價下降了11%到15%，使重慶實際房價比理論估計房價提高了10%到12%，并認為后者之所以出現(xiàn)房價上漲的現(xiàn)象主要是因為重慶改革模式引起了高端住房需求向低端住房需求流動的超溢效應。[6]Zhou和Jariyapan（2013）使用動態(tài)隨機一般均衡模型模擬我國不同房地產(chǎn)調(diào)控政策對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生的影響，發(fā)現(xiàn)正向房產(chǎn)稅沖擊將會導致房價在短期內(nèi)下降。[7]杜雪君等（2009）通過實證分析了不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的具體稅種對房價的影響，結(jié)果表明，減輕流轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)的稅負，增加持有環(huán)節(jié)的稅負，可以實現(xiàn)抑制房價的目的。[8]況偉大（2012）在總結(jié)西方有關房地產(chǎn)稅觀點時發(fā)現(xiàn)國外學者忽略了市場結(jié)構的影響，于是通過構建“家庭—開發(fā)商”兩部門模型考察了1996—2008年我國33個城市市場結(jié)構對持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的影響，結(jié)論表明市場結(jié)構對持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅會產(chǎn)生影響，但是不顯著。[9]

本文認為有效利用房地產(chǎn)稅交易和持有環(huán)節(jié)稅負反應的差異，將有助于促進房地產(chǎn)市場的供求均衡化發(fā)展。同時，由于房地產(chǎn)稅發(fā)揮作用主要是通過調(diào)節(jié)市場參與者的行為，而房地產(chǎn)市場結(jié)構對參與者行為具有不可忽視的影響，因此考察市場結(jié)構對不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的影響將有助于更全面地認識房地產(chǎn)稅對房價的影響，進而更有效地利用房地產(chǎn)稅調(diào)控房價。本文在Carey（1990）[10]模型的基礎上，將不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅納入分析框架，一方面考察不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響，另一方面考察市場結(jié)構對房地產(chǎn)稅的影響。文章結(jié)構安排如下：第二部分在Carey模型的基礎上構建理論分析框架，第三部分針對第二部分的理論推理，利用我國相關數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗驗證，最后給出本文的結(jié)論和相應的政策建議。

二、理論分析

Carey模型采用的是標準新古典分析框架，即假定產(chǎn)品市場供給在短期內(nèi)是固定的，市場需求是需求者保留價格與所能獲得的金融資源的函數(shù)。李宏瑾和徐爽（2006）是國內(nèi)較早將Carey模型應用于房地產(chǎn)市場研究的學者，他們在Carey模型的基礎上構建了一個考慮了不完全競爭市場結(jié)構域短期供給剛性等房地產(chǎn)市場特殊性質(zhì)的房價決定模型。經(jīng)過實證發(fā)現(xiàn)房價與廠商數(shù)量呈負相關，我國房地產(chǎn)市場表現(xiàn)出較強的供給剛性特征，市場壟斷程度仍然較高。[11]鄭磊（2014）在利用Carey模型探討影響房價的因素時，使用勒納指數(shù)衡量市場結(jié)構，結(jié)果證實房地產(chǎn)市場壟斷程度對房價有顯著的正向影響。[12]本文在鄭磊構建的Carey模型基礎上進行拓展，在需求函數(shù)中加入房地產(chǎn)稅變量，使其適用于本文的研究目的。下文的模型推導是針對典型地區(qū)的情況進行的局部均衡價格分析。

（一）商品房市場需求函數(shù)

假定存在N個同質(zhì)的潛在商品房需求者，商品房產(chǎn)品無差異，每個需求者是否進入市場取決于其對商品房的保留價格P0，需求者的保留價格是根據(jù)其所獲得信息來評估的。這里假定保留價格是連續(xù)的、服從“基準價格”P1的均勻分布，即P0～U（P1，h）。其中，基準價格P1假設由兩部分構成，需求者預期的房價P2和需求者間接承擔的稅收轉(zhuǎn)嫁成分T1，即P1=P2+T1，這里假設轉(zhuǎn)嫁成分只有交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅。h為偏離基準價格的幅度，大小取決于需求者獲取的信息質(zhì)量。因為只有保留價格P0高于實際價格P的需求者才會成為房地產(chǎn)市場的真實需求者，即P0≥P，因此，需求者成為真實需求者的概率為（1-U（P））。設L為市場中每個需求者用于購買商品房的貨幣總量。由此得到房地產(chǎn)市場總需求函數(shù)為：

Qd=N（1-U（P））L （1）

其中，N（1-U（P））為真實需求者人數(shù)。需求者用于購買房地產(chǎn)商品的貨幣總量L通?？醋骶用袷杖隮和貸款利率R的函數(shù)，本文則將持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅T2也放入其中，因為持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅屬于直接稅，對需求者的行為影響較間接稅更直接。由此得到貨幣總量函數(shù)為：

L=L（Y，R，T2） （2）

且L/Y>0，L/R<0，L/T2<0，因為P0服從“基準價格”P1的均勻分布，則可得商品房市場的需求函數(shù)為：

Qd=NP1+h-P2hL（Y，R，T2） （3）

（二）商品房市場供給函數(shù)

假設我國的房地產(chǎn)市場結(jié)構為區(qū)域寡頭壟斷結(jié)構，在古諾均衡的情況下，該地區(qū)內(nèi)的開發(fā)商能夠根據(jù)自身掌握的信息進行市場需求預測。商品房的價格P=P（Qs），QS代表地區(qū)總產(chǎn)量，P隨著QS的增加而減小，即P/Qs<0。同時假定地區(qū)廠商是同質(zhì)的，廠商成本函數(shù)為：

C（Qs）=cQ2s+F （4）

以上關于廠商成本函數(shù)的假設主要基于邊際成本遞增的情況，即產(chǎn)量越大成本越高。由此可得地區(qū)i的廠商利潤函數(shù)為：

πs=P（Qs）Qs-cQ2s-F （5）

根據(jù)“利潤最大化”原則：

F.O.C→P1+PQs×QsP-2cQs=0 （6）

因為P/Qs<0，令S=-（Qs/P）×（P/Qs），則S代表市場結(jié)構，其數(shù)值越大，說明市場的壟斷程度越大，理論上S的最大值小于1。則經(jīng)過變換得到商品房市場上的供給函數(shù)：

Qs=P（1-S）n2c （7）

（三）商品房市場均衡價格分析

令式（3）等于式（7）并將P1=P2+T1代入，得到市場均衡價格的表達式：

P=cNL（P2+T1+h）cNL+nh（1-S） （8）

對交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅來說：

PT1=cNLcNL+nh（1-S）>0 （9）

由上式可知，減少交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負將會抑制房價。由于房價對交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅求導可以看作交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的邊際影響，因此，從上式可知，市場結(jié)構S的值越大，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的邊際影響幅度越大，即市場壟斷勢力越大，該環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的推動程度越大。由于持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅并沒有明確列出，所以對房價的影響可以通過鏈式法則計算，即P/T2=P/L×L/T2，而根據(jù)上文可知L/T2<0，則

PT2=（P2+T1+h）cN（1-S）nh（cNL+nh（1-S））2×LT2<0 （10）

由上式可知，增加持有環(huán)節(jié)稅負可以降低房價。由上式同樣可以看出，市場結(jié)構S的值越大，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的邊際影響幅度越大，即壟斷勢力越大，該環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的抑制程度越大。

綜上，根據(jù)理論模型初步得到的實證模型為：

P=F（P2，N，h，S，Y，R，T1，T2） （11）

但是，由于市場上的潛在需求者數(shù)量N和需求者保留價格偏離基準價格的幅度h在大樣本的情況下前者可以近似看作等于一個常數(shù)，而后者則接近于0，所以本文將這兩個變量假設為外生變量，即是不隨時間改變的變量，因此沒有將其放入最終考察的實證模型，具體模型設定將在下一小節(jié)說明。

三、實證分析

本節(jié)首先給出完整的實證模型，然后利用我國除西藏自治區(qū)之外的30個省、直轄市和自治區(qū)2000—2012年的相關數(shù)據(jù)，對上一節(jié)的結(jié)論進行實證檢驗。

（一）實證模型

結(jié)合研究目的，本文將實證模型設定為兩類，分別考察不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響和不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅與市場結(jié)構的交乘項對房價的影響，并對后者重點研究，用于探討市場結(jié)構對房地產(chǎn)稅的影響，主要參考國內(nèi)學者況偉大（2012）的處理方式。

實證模型中使用到的變量說明如下：被解釋變量P用商品房平均銷售價格衡量；需求者的預期價格P2用商品房平均銷售價格滯后項衡量；市場結(jié)構S用勒納指數(shù)（LI）衡量，勒納指數(shù)是用來衡量市場壟斷程度的一個指標，計算公式為：

LI=（P-MC）/P （12）

由于邊際成本MC很難衡量，所以借鑒國內(nèi)學者常用的方法，即用平均成本AC對MC進行近似替換，并在具體計算過程中將房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)平均土地購置費用和平均房屋竣工價值之和視為邊際成本的一個替代指標；居民收入Y用居民消費水平衡量；貸款利率R用銀行3—5年貸款利率衡量；房地產(chǎn)稅分為交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅T1和持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅T2，T1主要包括營業(yè)稅、印花稅、契稅、城市維護建設稅及其教育費附加和土地增值稅；T2主要包括房產(chǎn)稅和城市土地使用稅。由于除了上海和重慶，我國目前持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的征收對象并不涉及民用住房，所以持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅在統(tǒng)計口徑上與其他變量不同，但由于持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對商業(yè)用房的影響機制與對居民用房的影響機制相似，所以下文得到的關于持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的結(jié)論依然具有借鑒價值。對數(shù)據(jù)的處理如下：用價格指數(shù)將名義變量轉(zhuǎn)化為實際變量，對數(shù)值較大的變量取對數(shù)，縮小變量之間大小的差距。表1對相關變量進行了簡單統(tǒng)計。

操作過程中，假定市場結(jié)構、不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅和兩者的交乘項為內(nèi)生變量。

（二）實證結(jié)果分析

為了全面把握房地產(chǎn)稅對房價、市場結(jié)構對房地產(chǎn)稅的影響，本文分別考察了區(qū)域效應和時間效應，前者主要是考察不同地區(qū)之間存在的異質(zhì)性，后者則主要考察上述影響可能存在的動態(tài)變化。下面所有的回歸操作使用的計量軟件是stata11.0。

簡要說明表2中模型檢驗的含義：由于SYS-GMM法不會估計出擬合優(yōu)度值，所以一般將Wald Chi2值近似看作對方程整體解釋能力的判斷標準，其對應的P值越小，說明方程整體越顯著。Sargan檢驗的原假設是“所有工具變量都有效”，所以其對應的P值越大說明使用的工具變量都有效。根據(jù)以上標準可知實證模型的解釋能力較強，模型設定不存在顯著偏誤。

由表2可知，從全國層面來看，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價具有顯著抑制作用，而交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價具有顯著推動作用。正如上文提到的，增加持有環(huán)節(jié)稅負抑制了房地產(chǎn)市場上的不合理需求，而減輕交易環(huán)節(jié)稅負盤活了房地產(chǎn)二級市場的流轉(zhuǎn)，相對增加了房屋的供給，這樣一減一增有助于平衡房地產(chǎn)市場的供求關系，達到穩(wěn)定房價的目的。從作用大小上來看，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅減少1%，房價則下降約010%，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅增加1%，房價則下降約006%。同時，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)的交乘項對房價具有顯著抑制作用，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)的交乘項對房價具有顯著推動作用，而且從大小上來看，交易環(huán)節(jié)交乘項減少1%，房價則下降約015%，持有環(huán)節(jié)交乘項增加1%，房價則下降約017%，影響程度均明顯大于不考慮市場結(jié)構時的情況。交乘項結(jié)果說明，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅在市場壟斷勢力越大的地區(qū)對商品房需求的抑制程度越明顯，開發(fā)商轉(zhuǎn)嫁稅負的能力會由于市場壟斷勢力的存在而增強，從而更容易將交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負轉(zhuǎn)嫁給需求者。從回歸結(jié)果看，其余變量對房價的影響與理論模型推導的結(jié)論相似。市場結(jié)構、居民預期價格和需求者收入對房價具有顯著的推動作用，貸款利率對房價具有顯著的抑制作用。

在表2考慮區(qū)域效應時，本文主要參考的是“新三大地帶”劃分法① ①東部及東部沿海地帶包括遼寧、吉林、黑龍江、北京、天津、河北、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南；中西部地帶包括重慶、四川、湖北、湖南、安徽、江西、陜西、甘肅、寧夏、山西、河南、云南、貴州和廣西；遠西部地帶包括內(nèi)蒙古、新疆、青海和西藏。，該方法克服了許多傳統(tǒng)“東中西三大地帶”劃分法的不足，比如未能反映出我國區(qū)域經(jīng)濟空間變化最大梯度之所在。劉勇（2005）就曾指出我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平空間變化差距最大的地方出現(xiàn)在現(xiàn)行東部與中部之間，而中部與西部之間的經(jīng)濟發(fā)展水平的差距很小。[13]由于遠西部地帶包含省份太少，單獨做分析的準確度較低，所以本文在具體操作過程中，將東部及東部沿海地帶簡稱東部地帶，將遠西部地帶劃入中西部地帶。

根據(jù)表2的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同區(qū)域之間確實存在差異。從結(jié)果來看，東部地帶和房地產(chǎn)稅有關的變量系數(shù)與全國層面相比沒有發(fā)生太大變化，而且系數(shù)值均大于中西部地帶的。在兩大地帶，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅減少1%，房價分別降低約021%和008%；持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅增加1%，房價分別下降約007%和0005%；交易環(huán)節(jié)交乘項減少1%，房價分別下降約027%和002%；持有環(huán)節(jié)交乘項增加1%，東部地帶房價下降約032%，而中西部地帶上漲約002%。以上有關不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的結(jié)論說明東部地帶利用房地產(chǎn)稅調(diào)控房價的效果優(yōu)于中西部地帶。另一方面，根據(jù)其他變量的回歸結(jié)果可知，調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場結(jié)構和利用貸款利率手段來調(diào)控房價在中西部地帶的效果更好。從實證結(jié)果可知，勒納指數(shù)減少1%，中西部地帶房價下降約018%；貸款利率增加1%，兩個模型中房價分別下降約018%和011%。鑒于本文數(shù)據(jù)類型是動態(tài)面板數(shù)據(jù)，即實證模型中包含被解釋變量的滯后項，所以選擇動態(tài)面板效率較高的處理方法——SYS-GMM（系統(tǒng)廣義矩估計法）。SYS-GMM首先通過一階差分解決了變量不穩(wěn)定性問題，然后通過工具變量解決了內(nèi)生性問題，最后通過引入滯后因變量解決了序列相關問題。由于市場結(jié)構、房地產(chǎn)稅和兩者的交乘項可能存在內(nèi)生性問題，在具體在考慮時間效應時，本文將2006年作為分界點，主要基于以下原因：1998年我國房地產(chǎn)市場化改革一直到2004年，政府對該市場的干預也相對較少。但是2004年之后，房地產(chǎn)投資增長過快，部分地區(qū)投資性購房和投機性購房大量增加，導致一些地方住房價格上漲過快，影響了經(jīng)濟和社會的穩(wěn)定發(fā)展，于是2005年政府頒布了“國八條”，希望能夠平衡房地產(chǎn)市場，穩(wěn)住房價。從2005年開始國家對房地產(chǎn)市場的調(diào)控力度開始明顯加強?？紤]政策制定實施的調(diào)控力度，本文最終選擇2006年作為分界點。2006年之前政府對房地產(chǎn)市場的調(diào)控力度較小，房地產(chǎn)稅改革處于起步階段，2006年之后調(diào)控力度較大，房地產(chǎn)稅改革也進入加速階段。

從表3的回歸結(jié)果來看，房地產(chǎn)稅在2006年之后對房價的影響程度更大，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負減少1%，對房價的抑制作用在兩個時期分別為007%和011%，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負增加1%，對房價的抑制作用分別為006%和018%。接著我們看到市場結(jié)構在兩個時期對房價都是推動作用，而且2006年之后的推動作用大于之前的。房地產(chǎn)稅與市場結(jié)構的交乘項對房價的作用方向與不考慮時間效應時是相同的，但是2006年之后的作用程度更大，交易環(huán)節(jié)交乘項減少1%，對房價的抑制作用在兩個時期分別為014%和036%，持有環(huán)節(jié)交乘項增加1%，對房價的抑制作用在兩個時期分別為012%和048%。以上結(jié)論說明隨著政府對房地產(chǎn)市場的調(diào)控力度增強和房地產(chǎn)稅改革的不斷推進，房地產(chǎn)稅對供求雙方行為的影響更明顯，而且市場結(jié)構對房地產(chǎn)稅的影響也逐漸加強。同時，根據(jù)其他變量的結(jié)果可知，2006年以后，市場結(jié)構對房價的推動作用和貸款利率對房價的抑制作用更明顯，前者說明房地產(chǎn)市場上的壟斷勢力對市場供求的影響越來越大，后者說明隨著房價的不斷上漲，購房難度增加，越來越多的居民通過銀行渠道來獲取資金，由于貸款利率的提高增加了貸款成本，因而降低了需求。

四、結(jié)論與建議

本文通過擴展的Carey模型的理論分析和我國經(jīng)驗數(shù)據(jù)的相應實證分析，得到的主要結(jié)論有：

結(jié)論一，不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響是不同的。從全國層面看，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅減少1%，房價則下降約010%，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅增加1%，房價則下降約006%。而且房地產(chǎn)稅對房價的影響隨著房地產(chǎn)稅改革的推進而逐漸增強，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負減少1%，對房價的抑制作用在2006年之前和之后分別約為007%和011%，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負增加1%，對房價的抑制作用分別約為006%和018%。

結(jié)論二，市場結(jié)構加強了不同環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房地產(chǎn)市場參與者行為的影響程度。從全國層面看，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅與市場結(jié)構交乘項減少1%，房價則下降約015%，持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅與市場結(jié)構交乘項增加1%，房價則下降約017%。而且，隨著房地產(chǎn)稅改革的不斷推進，市場結(jié)構的影響越來越顯著，2006年之前和之后交易環(huán)節(jié)交乘項減少1%，對房價的抑制作用在兩個時期分別約為014%和036%，持有環(huán)節(jié)交乘項增加1%，對房價的抑制作用在兩個時期分別約為012%和048%。

結(jié)論三，在我國不同地帶應該采取有差別的調(diào)控策略。東部地帶應該以使用房地產(chǎn)稅手段調(diào)控為主，實證結(jié)果顯示交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅減少1%，房價降低約021%，交易環(huán)節(jié)交乘項減少1%，房價降低約027%；持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅增加1%，房價降低約007%，持有環(huán)節(jié)交乘項增加1%，房價降低約032%；而中西部地帶則應該以調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場結(jié)構和貸款利率手段調(diào)控為主，勒納指數(shù)減少1%，中西部地帶房價下降約018%；貸款利率增加1%，兩個模型中房價分別下降約018%和011%。

結(jié)合以上結(jié)論，本文對未來我國房地產(chǎn)稅改革提出以下三點建議：

首先，重視交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅方面的改革。近些年，我國的房地產(chǎn)稅改革側(cè)重于持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅，而沒有給予交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅足夠的關注，這種處理方式可能會導致對住房需求的過度抑制，既不利于滿足民眾的居住需求，又不利于我國房地產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展。因此為了更有效地利用房地產(chǎn)稅來調(diào)控房地產(chǎn)市場，取得更好的長期效果，建議將降低交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負與增加持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅稅負有機結(jié)合，從供求兩個方面將房地產(chǎn)市場引向均衡發(fā)展的道路。由于我國房地產(chǎn)市場交易環(huán)節(jié)亂收費現(xiàn)象比較嚴重，因此單純通過調(diào)整交易環(huán)節(jié)的稅率和稅種的方式實現(xiàn)減輕稅負的目標將會受到影響，可能出現(xiàn)稅負減輕了，但是收費加重了，從而交易環(huán)節(jié)參與者總體承擔的稅費負擔并沒有實質(zhì)性的下降。因此上述減輕交易環(huán)節(jié)稅負必須與厘清收費項目相結(jié)合，即在具體改革操作中，將可以合并征收的稅種進行合并，取消與實際經(jīng)濟發(fā)展不相符合的稅種。同時，將交易環(huán)節(jié)的不合理收費項目取消，對合理的收費項目實施規(guī)范化管理，明晰征收來源和使用去向。減輕交易環(huán)節(jié)稅費還有一個好處是可以盤活房地產(chǎn)二級新房和租房市場，進而調(diào)整房地產(chǎn)二級市場結(jié)構，利用新房市場保證“有住房”，利用租房市場保證“有房住”。

其次，重視房地產(chǎn)市場結(jié)構的調(diào)整。根據(jù)上文的結(jié)論可知，市場結(jié)構是影響房價和房地產(chǎn)稅調(diào)控績效的關鍵因素，一個有序競爭的市場結(jié)構不僅有利于資源的有效利用，還有利于供求雙方實現(xiàn)自身效用最大化。然而，房地產(chǎn)市場的區(qū)域性和資金壁壘決定了其較容易形成寡頭壟斷的市場結(jié)構，因此在未來的調(diào)控房價方案制定過程中，政府應該關注房地產(chǎn)市場結(jié)構的調(diào)整，適當降低房地產(chǎn)市場的資金、規(guī)模和政策等壁壘，鼓勵新企業(yè)加入房地產(chǎn)市場，引入競爭，減弱市場壟斷勢力，實現(xiàn)房地產(chǎn)市場的“有效競爭”，保證居民在合理的價格水平上實現(xiàn)“有住房”。其次，由于市場結(jié)構調(diào)整是一項長期任務，因此政府應當鼓勵開發(fā)商建造小戶型住宅，實現(xiàn)土地資源的合理利用，在逐步調(diào)整市場結(jié)構的同時，用有限的土地資源提供更多的住房。最后，借鑒其他國家的經(jīng)驗，為了保障居民“有房住”的需求，政府應該以供給者的身份進入市場，提供足夠數(shù)量的保障性住房，并采取相應的監(jiān)督和懲罰機制，讓保障性住房真正發(fā)揮其保障的作用。

最后，重視對不同地帶使用不同政策來調(diào)控房價。根據(jù)上文的結(jié)論可知，針對不同地帶應該有所區(qū)別的使用調(diào)控手段。東部地帶房地產(chǎn)稅改革之所以會有較好的調(diào)控績效，主要有兩個原因：一是因為該地帶房價已經(jīng)處于較高水平，也就意味著未來根據(jù)房價為基準計算的持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅也較高，因此對購房者住房選擇的影響也就大一些；二是因為該地帶“有房住”和“有住房”的矛盾比較尖銳，“有住房”的人由于交易環(huán)節(jié)稅負太重而不愿意將多余住房轉(zhuǎn)手或出租，直接導致那些希望“有房住”的租房者找不到合適的住房，而降低交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅可以同時盤活房地產(chǎn)二級新房和租房市場，將部分“有住房”需求引導向“有房住”市場，降低了新房市場上的需求，從而也就降低了房價。相對于東部地帶，中西部地帶房地產(chǎn)業(yè)競爭度較低，因此市場壟斷勢力較強。同時，該地帶金融業(yè)發(fā)展相對不發(fā)達，居民的融資渠道主要是銀行，因此貸款利率的變動對其購房選擇有較大影響，所以中西部地帶使用調(diào)節(jié)市場結(jié)構和貸款利率的手段會更有效。

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責任編輯：張士斌

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