完全壟斷、完全競(jìng)爭(zhēng)與房地產(chǎn)價(jià)格

完全壟斷、完全競(jìng)爭(zhēng)與房地產(chǎn)價(jià)格

一、房地產(chǎn)稅與房地產(chǎn)稅的關(guān)系20世紀(jì)90年代以來(lái)，中國(guó)許多城市的房?jī)r(jià)繼續(xù)上漲。為降低房?jī)r(jià),中央政府先后出臺(tái)了減免稅費(fèi)、減免土地出讓金、調(diào)整住房供給結(jié)構(gòu)等一系列措施,但收效甚微。進(jìn)入21世紀(jì),中國(guó)許多城市房?jī)r(jià)快速上漲。居高不下的房?jī)r(jià),一方面使這些城市的房?jī)r(jià)收入比過(guò)高,居民買(mǎi)房困難;另一方面可能導(dǎo)致房地產(chǎn)泡沫,引發(fā)金融危機(jī)。為此,中央政府又出臺(tái)了提高首付比例和抵押貸款利率政策。例如,2007年中國(guó)人民銀行和銀監(jiān)會(huì)發(fā)布的《關(guān)于加強(qiáng)商業(yè)性房地產(chǎn)信貸管理的通知》規(guī)定,第一套住房抵押貸款最低首付比例由原來(lái)20%提至30%,第二套住房抵押貸款首付比例不得低于40%,且抵押貸款首付比例應(yīng)隨套數(shù)增加而大幅度增加;商業(yè)性房屋抵押貸款最低首付比例也由原來(lái)的40%提高至50%。2004年上調(diào)5年以上貸款基準(zhǔn)利率1次,2006年上調(diào)5年以上貸款基準(zhǔn)利率2次,2007年上調(diào)5年以上貸款基準(zhǔn)利率6次。盡管如此,房?jī)r(jià)仍未降下來(lái)。目前,開(kāi)征物業(yè)稅(propertytax)抑制房?jī)r(jià)的財(cái)政政策也被廣泛討論。自2003年5月,財(cái)政部和國(guó)家稅務(wù)總局分3批在北京、遼寧、江蘇、深圳、重慶、寧夏、福建、安徽、河南、大連10個(gè)省市的32個(gè)縣、市、區(qū)開(kāi)展了房地產(chǎn)模擬評(píng)稅試點(diǎn)工作。由此,我們的問(wèn)題是,房地產(chǎn)稅(1)對(duì)房?jī)r(jià)到底有何影響?對(duì)住宅開(kāi)征房地產(chǎn)稅能否有效抑制房?jī)r(jià)上漲?現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)房地產(chǎn)稅與房?jī)r(jià)關(guān)系有“傳統(tǒng)觀點(diǎn)”(traditionalview)、“受益觀點(diǎn)”(benefitview)和“新觀點(diǎn)”(newview)三種代表性觀點(diǎn)。“傳統(tǒng)觀點(diǎn)”是由西蒙(Simon)和內(nèi)策爾(Netzer)提出的。他們采用局部均衡方法,假定整個(gè)國(guó)家的資本回報(bào)固定且資本自由流動(dòng),從而資本不承擔(dān)任何稅負(fù),房地產(chǎn)稅完全由當(dāng)?shù)叵M(fèi)者來(lái)承擔(dān),并以高房?jī)r(jià)的形式表現(xiàn)出來(lái)?！笆芤嬗^點(diǎn)”是由漢密爾頓(Hamilton)和費(fèi)舍爾(Fischel)提出的。與蒂伯特(Tiebout)模型不同,受益觀點(diǎn)假定地方政府的公共服務(wù)完全由房地產(chǎn)稅來(lái)提供。該模型首先根據(jù)消費(fèi)者對(duì)房地產(chǎn)稅和政府服務(wù)的不同需求劃分不同的轄區(qū);然后假定轄區(qū)內(nèi)住房?jī)r(jià)值(housevalue)是相同的,且有足夠的轄區(qū)來(lái)容納所有的房地產(chǎn)稅和政府服務(wù)組合;最后假定區(qū)劃規(guī)制法(zoningordinance)為每一個(gè)轄區(qū)規(guī)定了最小的住房?jī)r(jià)值。上述假定,一方面保證了消費(fèi)者在不同轄區(qū)可以自由流動(dòng),另一方面意味著不同轄區(qū)為爭(zhēng)奪消費(fèi)者在房地產(chǎn)稅和公共服務(wù)上展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)。在上述假定下,轄區(qū)內(nèi)消費(fèi)者所支付的房地產(chǎn)稅就會(huì)相同,房地產(chǎn)稅和公共服務(wù)沒(méi)有資本化為住房?jī)r(jià)值。同時(shí),房地產(chǎn)稅也未通過(guò)公共部門(mén)對(duì)不同家庭進(jìn)行收入再分配,房屋消費(fèi)的資本配置也是有效的。因此,他們認(rèn)為房地產(chǎn)稅是一種受益稅,而不是資本稅,只影響地方公共支出,對(duì)住房?jī)r(jià)值和資源配置未產(chǎn)生任何扭曲。“新觀點(diǎn)”是由米耶史考斯基(Mieszkowski)以及米耶史考斯基和佐德羅(MieszkowskiandZodrow)提出的。他們認(rèn)為,傳統(tǒng)觀點(diǎn)的局部均衡分析是高度誤導(dǎo)的,因其忽視了所有轄區(qū)均有房地產(chǎn)稅。同時(shí),房地產(chǎn)稅不僅影響住房資本配置,而且影響非住房資本配置。因此,他們假定整個(gè)經(jīng)濟(jì)包含高稅區(qū)和低稅區(qū)兩類(lèi),同時(shí)假定全國(guó)資本供給是完全無(wú)彈性的。在上述假定下,資本由高稅區(qū)向低稅區(qū)流動(dòng),并導(dǎo)致資本的錯(cuò)誤配置,產(chǎn)生了“利潤(rùn)稅效應(yīng)”(profitstaxeffect)和“流轉(zhuǎn)稅效應(yīng)”(excisetaxeffect)。前者是指,從全國(guó)看,房地產(chǎn)稅降低了資本的總體收益,資本所有者承擔(dān)了一部分稅負(fù)。后者是指,房地產(chǎn)稅導(dǎo)致了當(dāng)?shù)夭豢梢苿?dòng)生產(chǎn)要素和商品價(jià)格的變化,生產(chǎn)要素所有者和消費(fèi)者承擔(dān)了另一部分稅負(fù)。但就全國(guó)而言,利潤(rùn)稅效應(yīng)起主要作用,而流轉(zhuǎn)稅效應(yīng)起次要作用。大量經(jīng)驗(yàn)研究考察了房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)和稅負(fù)的影響。例如,羅森和富勒頓(RosenandFullerton)在奧茨(Oates)模型的基礎(chǔ)上,用考試成績(jī)代替公共服務(wù)支出,考察了房地產(chǎn)稅率和公共服務(wù)對(duì)房?jī)r(jià)的影響。研究發(fā)現(xiàn),房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)有顯著負(fù)向影響,但至少75%的公共服務(wù)被資本化為房?jī)r(jià)。克蘭茨等人(Krantzetal)的研究發(fā)現(xiàn),房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)有顯著負(fù)影響,但大約有60%的房地產(chǎn)稅被資本化為房?jī)r(jià)。凱斯和格蘭特(CaseandGrant)通過(guò)構(gòu)建一個(gè)消費(fèi)者和生產(chǎn)者模型考察了多轄區(qū)房地產(chǎn)稅變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)和稅負(fù)的長(zhǎng)期影響。模擬結(jié)果顯示,房地產(chǎn)稅的流轉(zhuǎn)效應(yīng)(exciseeffect)非常顯著。提高房地產(chǎn)稅將使房?jī)r(jià)下降,住房消費(fèi)面積減少;房地產(chǎn)稅率提高25%,房地產(chǎn)稅收僅增加6.6%,房東將承擔(dān)過(guò)度稅負(fù)(稅負(fù)減公共服務(wù)支出)。麥當(dāng)勞(McDonald)對(duì)美國(guó)芝加哥地區(qū)6個(gè)縣1982年、1985年和1988年數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),房地產(chǎn)稅率變動(dòng)及房地產(chǎn)稅水平對(duì)房屋價(jià)值具有顯著影響。韋志超和易綱通過(guò)實(shí)證分析認(rèn)為,在短期供給缺乏彈性的情形下,開(kāi)征物業(yè)稅必然導(dǎo)致房?jī)r(jià)下跌。況偉大在住房市場(chǎng)局部均衡基礎(chǔ)上,對(duì)中國(guó)30個(gè)省份1996—2006年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn),開(kāi)征房地產(chǎn)稅將導(dǎo)致房?jī)r(jià)下降。還有一部分文獻(xiàn)認(rèn)為房地產(chǎn)稅將導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。費(fèi)舍爾(Fischel)認(rèn)為,房地產(chǎn)稅因城市土地利用分區(qū)(zoning)和用腳投票(votingwithfoot)提高了房?jī)r(jià)。同樣,考尼爾(Cornia)也認(rèn)為公共設(shè)施和公共服務(wù)提升了房?jī)r(jià)。哥貝爾(Gobel)使用2002年和2003年美國(guó)社區(qū)調(diào)查和政府調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),人均物業(yè)稅收入對(duì)房?jī)r(jià)具有正向影響。綜上所述,上述三種經(jīng)典的房地產(chǎn)稅觀點(diǎn),均在完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)下構(gòu)建了房地產(chǎn)稅與房?jī)r(jià)關(guān)系模型,卻忽視了住房市場(chǎng)不完全競(jìng)爭(zhēng)的特性。實(shí)際上,房地產(chǎn)的不可移動(dòng)性和完全差異性決定了房地產(chǎn)市場(chǎng)是不完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)。例如,況偉大從空間競(jìng)爭(zhēng)的角度論證了中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)是空間壟斷的市場(chǎng),而非完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)。盡管哈伯格(Harberger)強(qiáng)調(diào)了市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)所得稅和市場(chǎng)均衡的影響,但房地產(chǎn)稅研究者還是忽視了市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)房地產(chǎn)稅和房?jī)r(jià)的影響?；诖?本文的貢獻(xiàn)在于,在完全競(jìng)爭(zhēng)和完全壟斷兩種市場(chǎng)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)上,構(gòu)建了房地產(chǎn)稅與房?jī)r(jià)關(guān)系的理論模型,并對(duì)其進(jìn)行比較分析。二、局部均衡模型本文建模思路如下:首先在住房流量模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建一個(gè)購(gòu)房者和開(kāi)發(fā)商的住房市場(chǎng)局部均衡模型,然后分別考察完全壟斷和完全競(jìng)爭(zhēng)兩種不同市場(chǎng)結(jié)構(gòu)情形下房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響。(一)住房基于htd簡(jiǎn)單起見(jiàn),筆者對(duì)購(gòu)房者作出如下假定:(1)每期住房增量為Ht;(2)購(gòu)房者數(shù)量為nt;(3)購(gòu)房者年可支配收入為Yt,用于住房和一般商品Xt;(4)Xt是計(jì)價(jià)品(numeraire),價(jià)格被標(biāo)準(zhǔn)化為1;(5)效用函數(shù)是對(duì)數(shù)可加的;(6)購(gòu)買(mǎi)者只關(guān)心現(xiàn)在,不關(guān)心未來(lái);(7)房地產(chǎn)稅是從價(jià)稅(保有稅),稅率為τt;(8)購(gòu)房者非住房資產(chǎn)為St,用于首付;(9)貸款價(jià)值比(LTV)為θ;(10)開(kāi)發(fā)商開(kāi)發(fā)的住房正好被購(gòu)房者購(gòu)買(mǎi)。根據(jù)上述假設(shè),代表性購(gòu)房者i效用最大化條件為:式中,住房支出以使用成本(usercost)(1)UC表示;htd表示住房購(gòu)買(mǎi)量。由上述最優(yōu)規(guī)劃一階條件,可以得到:式中,pt是ht的隱函數(shù),即pt=f(Ht);(二)開(kāi)發(fā)成本ct簡(jiǎn)單起見(jiàn),筆者對(duì)開(kāi)發(fā)商作出以下假設(shè):(1)開(kāi)發(fā)商數(shù)量為Nt;(2)住房開(kāi)發(fā)周期只有1期;(3)單個(gè)開(kāi)發(fā)商住房開(kāi)發(fā)面積為hts;(4)開(kāi)發(fā)成本是開(kāi)發(fā)量的嚴(yán)格凹函數(shù),簡(jiǎn)化形式為Ct=F+ct-1ht2;(2)(5)開(kāi)發(fā)商自有資本為At,銀行貸款為L(zhǎng)t;(6)開(kāi)發(fā)商對(duì)未來(lái)價(jià)格預(yù)期是理性預(yù)期。根據(jù)上述假設(shè),代表性開(kāi)發(fā)商j的利潤(rùn)函數(shù)為:需要指出的是,自有資本與銀行貸款均應(yīng)獲得相同的資本回報(bào),所以資本成本為it(At-1+Lt-1)。由假設(shè)(6)得到:pte=pt。三、經(jīng)驗(yàn)評(píng)估(一)財(cái)產(chǎn)稅對(duì)房地產(chǎn)產(chǎn)權(quán)保護(hù)的影響本文使用的是中國(guó)33個(gè)大中城市1996—2008年住房市場(chǎng)數(shù)據(jù)(1)。各市商業(yè)房屋平均價(jià)格、GDP、地方財(cái)政收入以及CPI均來(lái)自各市1997—2009年的《統(tǒng)計(jì)年鑒》;房地產(chǎn)稅來(lái)自1997—2009年的《中國(guó)稅務(wù)統(tǒng)計(jì)年鑒》。房屋造價(jià)是由單位面積土地購(gòu)置費(fèi)用、單位面積土地開(kāi)發(fā)投資和單位面積房屋竣工價(jià)值構(gòu)成。(2)前兩者反映了土地成本,后者反映了房屋建造成本。各市土地開(kāi)發(fā)投資、土地開(kāi)發(fā)面積、土地購(gòu)置費(fèi)用、土地購(gòu)置面積、房屋竣工價(jià)值和房屋竣工面積均來(lái)自2001—2009年各年的《中國(guó)房地產(chǎn)年鑒》。眾所周知,房地產(chǎn)稅是對(duì)房屋保有環(huán)節(jié)征收的財(cái)產(chǎn)稅。目前,中國(guó)在房屋保有環(huán)節(jié)開(kāi)征的財(cái)產(chǎn)稅包括城市房地產(chǎn)稅和房地產(chǎn)稅。城市房地產(chǎn)稅自1951年8月8日由政務(wù)院公布的《城市房地產(chǎn)稅暫行條例》對(duì)外資企業(yè)或個(gè)人所有的房產(chǎn)開(kāi)征。2009年1月1日起《城市房地產(chǎn)稅暫行條例》廢止,外資企業(yè)或個(gè)人依照《中華人民共和國(guó)房產(chǎn)稅暫行條例》繳納房產(chǎn)稅?！冻鞘蟹康禺a(chǎn)稅暫行條例》規(guī)定,自用房產(chǎn)的房地產(chǎn)稅以標(biāo)準(zhǔn)房?jī)r(jià)為計(jì)稅依據(jù),稅率為1.2%;出租房產(chǎn)以租金收入為計(jì)稅依據(jù),稅率為18%。1986年國(guó)家還規(guī)定,對(duì)外籍人員購(gòu)置的非營(yíng)業(yè)用房產(chǎn),暫免征收城市房地產(chǎn)稅。房地產(chǎn)稅自1986年9月15日起根據(jù)國(guó)務(wù)院發(fā)布的《中華人民共和國(guó)房產(chǎn)稅暫行條例》開(kāi)征。《房產(chǎn)稅暫行條例》規(guī)定,自用房產(chǎn)的房產(chǎn)稅依照房產(chǎn)原值一次減除10%~30%后的余值計(jì)算繳納,稅率為1.2%;出租房產(chǎn)以房產(chǎn)租金收入為計(jì)稅依據(jù),稅率為12%;個(gè)人所有非營(yíng)業(yè)用的房產(chǎn)免征房地產(chǎn)稅。可見(jiàn),中國(guó)現(xiàn)有的房地產(chǎn)稅體系,僅對(duì)商業(yè)房地產(chǎn)開(kāi)征,未對(duì)住宅開(kāi)征。盡管中國(guó)目前尚無(wú)住宅房地產(chǎn)稅數(shù)據(jù),但鑒于商業(yè)房地產(chǎn)稅對(duì)商業(yè)房?jī)r(jià)的影響機(jī)制與住宅房地產(chǎn)稅對(duì)住宅房?jī)r(jià)的影響機(jī)制在本質(zhì)上是一致的,所以通過(guò)考察商業(yè)房地產(chǎn)稅與商業(yè)房?jī)r(jià)之間的關(guān)系可以間接考察住宅房地產(chǎn)稅對(duì)住宅價(jià)格的影響。此外,因房地產(chǎn)稅率長(zhǎng)期不變,無(wú)法進(jìn)行回歸分析,但房地產(chǎn)稅率和房地產(chǎn)稅額均反映了稅負(fù)對(duì)房?jī)r(jià)的影響,在計(jì)量分析中,房地產(chǎn)額的對(duì)數(shù)和房地產(chǎn)稅率均反映了彈性概念,所以本文以房地產(chǎn)稅額的對(duì)數(shù)作為房地產(chǎn)稅率的替代變量。另一方面,從動(dòng)態(tài)看,盡管房地產(chǎn)稅額是通過(guò)房?jī)r(jià)與房地產(chǎn)稅率得到的,但高房?jī)r(jià)所帶來(lái)的高房地產(chǎn)稅額會(huì)降低房地產(chǎn)需求(有一定時(shí)滯),從而降低了房?jī)r(jià)。在實(shí)際回歸中,為克服房地產(chǎn)稅額與房?jī)r(jià)之間的內(nèi)生性問(wèn)題,通過(guò)GMM估計(jì)法,引入滯后房地產(chǎn)稅額(工具變量),動(dòng)態(tài)地考察房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響,以克服房地產(chǎn)稅額與房?jī)r(jià)同升同降的情形?；貧w結(jié)果顯示,房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響為負(fù),符合理論預(yù)期。最后,本文以1996年為基年,經(jīng)各市CPI將模型中所有價(jià)值型變量轉(zhuǎn)化為實(shí)際變量。(二)gmm估計(jì)問(wèn)題由命題1,我們可建立以下對(duì)數(shù)型房?jī)r(jià)計(jì)量模型:式中,Pit表示i地區(qū)t期商業(yè)房地產(chǎn)平均價(jià)格;LIit表示i地區(qū)t期商業(yè)房地產(chǎn)市場(chǎng)勒納指數(shù),因邊際成本數(shù)據(jù)無(wú)法得到,筆者通過(guò)平均成本近似測(cè)算(即),反映市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)房?jī)r(jià)的影響;Tit表示i地區(qū)t期商業(yè)房地產(chǎn)稅額,反映房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)影響;lnTit×LIit表示房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)乘積,反映房地產(chǎn)稅與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)相互作用對(duì)房?jī)r(jià)的影響;gdpit為i市t期總產(chǎn)出,反映城市差異對(duì)房?jī)r(jià)的影響。在上述模型中,房地產(chǎn)稅和勒納指數(shù)與房?jī)r(jià)相互影響,LIit,lnTit與lnPit可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。此外,LIit,lnTit與lnTit×LIit還可能存在多重共線性問(wèn)題。在下文,筆者通過(guò)GMM估計(jì)解決變量間內(nèi)生性和多重共線性問(wèn)題。變量描述性分析見(jiàn)表1。(三)東中西部城市的房地產(chǎn)稅表2顯示,中國(guó)33個(gè)大中城市房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率(PG)自2002年后猛增,由2001年的2%增至2002年的16.81%,2005年高達(dá)28.69%,2008年也達(dá)9.30%。東中西部城市同樣自2002年起房?jī)r(jià)猛增,東部增加最快,2005年高達(dá)32.09%;西部次之,2005年已達(dá)31.24%;中部最小,2005年為20.64%。1999—2008年房地產(chǎn)稅占地方財(cái)政收入比重(TGR)的均值為6.55%,1996—1999年房地產(chǎn)稅占地方財(cái)政收入逐漸增加,最高1999年達(dá)9.24%,之后逐漸下降,最低2008年為3.72%。東中西部城市也呈相同趨勢(shì),但房地產(chǎn)稅的重要性不同。其中,中部城市房地產(chǎn)稅占地方財(cái)政收入比重最高,均值為9.53%;西部城市次之,均值為5.85%;東部城市最低,均值為5.04%。可見(jiàn),盡管東部城市房?jī)r(jià)最高,但房地產(chǎn)稅并非地方財(cái)政收入的主要來(lái)源。據(jù)美國(guó)人口普查局的調(diào)查,1998—1999年房地產(chǎn)稅占美國(guó)地方財(cái)政收入的61.72%。相比而言,房地產(chǎn)稅要成為中國(guó)地方稅的主稅種尚有較大提升空間。對(duì)勒納指數(shù)(LI)來(lái)講,全部城市已由1996年的0.45降至2008年的0.32,這表明住房市場(chǎng)的壟斷性在減弱。東部城市勒納指數(shù)最高,2008年高達(dá)0.41,這表明,房?jī)r(jià)中41%與成本無(wú)關(guān),是由壟斷造成的。西部城市次之,2008年勒納指數(shù)為0.29。中部城市最低,2008年為0.22?？梢?jiàn),東部住房市場(chǎng)壟斷性最強(qiáng),西部次之,中部最小。說(shuō)明:(1)“—”表示無(wú)此項(xiàng)數(shù)據(jù);(2)TGR表示房地產(chǎn)稅與城市財(cái)政收入之比;(3)PG表示房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率;(4)LI表示勒納指數(shù);(5)東部城市包括北京、天津、沈陽(yáng)、濟(jì)南、福州、上海、廣州、?？?、大連、青島、寧波、廈門(mén)和深圳;中部城市包括石家莊、太原、長(zhǎng)春、哈爾濱、合肥、南昌、鄭州、武漢和長(zhǎng)沙;西部城市包括呼和浩特、南寧、重慶、成都、貴陽(yáng)、昆明、西安、西寧、烏魯木齊、銀川和蘭州。(四)因變量與自變量關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)為避免偽回歸,需對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通常,單位根檢驗(yàn)包括同質(zhì)面板和異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)兩類(lèi)。前者主要有LLC檢驗(yàn)(Levinetal);后者主要有LPS(Imetal.)、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗(yàn)(MaddalaandWu)。表3顯示,除LIit和lnTt×LIt外,其他變量都是I(1)。盡管所有變量一階差分為平穩(wěn)序列,但因變量和自變量之間關(guān)系還需進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),以便確定方程具體形式。本文采用韋斯特倫德(Westerlund)提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)技術(shù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。韋斯特倫德在誤差修正模型基礎(chǔ)上,提出了Gt,Ga,Pt和Pa四個(gè)測(cè)試統(tǒng)計(jì)量。其中,前兩個(gè)由所有個(gè)體估計(jì)系數(shù)及其t值平均加權(quán)得到,后兩個(gè)由所有橫截面?zhèn)€體信息得到。表4顯示,因變量與自變量不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。因此,一階差分方程符合建模要求。(五)開(kāi)征房地產(chǎn)稅和gdp對(duì)城市調(diào)控的影響因滯后因變量作為自變量,OLS,RE和FE估計(jì)結(jié)果是有偏的。為避免偽回歸,本文采用雷利亞諾雷和鮑威爾(ArellanoandBover)以及布倫德?tīng)柡桶畹?BlundellandBond)提出的系統(tǒng)GMM估計(jì)方法。系統(tǒng)GMM首先通過(guò)一階差分解決了變量不穩(wěn)定性問(wèn)題,然后通過(guò)工具變量解決了內(nèi)生性問(wèn)題,最后通過(guò)引入滯后因變量解決了序列相關(guān)問(wèn)題。(1)在實(shí)際估計(jì)時(shí),lnTt,LIt以及l(fā)nTt×LIt被視為內(nèi)生變量。兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。表5顯示,所有回歸模型的主要解釋變量系數(shù)符號(hào)與理論符號(hào)一致。Sargan檢驗(yàn)結(jié)果表明,工具變量是有效的。AR(1)和AR(2)結(jié)果表明,模型差分誤差項(xiàng)不存在序列相關(guān)。最后,房?jī)r(jià)波動(dòng)未表現(xiàn)出序列相關(guān)性。對(duì)全部樣本城市而言,模型1顯示,若不考慮房地產(chǎn)稅與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)相互作用,各解釋變量符號(hào)符合理論預(yù)期,回歸系數(shù)顯著,且市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)房?jī)r(jià)的影響大于房地產(chǎn)稅。勒納指數(shù)每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.16%。房地產(chǎn)稅增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將減少0.03%。由此可以預(yù)計(jì),若中國(guó)對(duì)住宅開(kāi)征房地產(chǎn)稅,盡管其對(duì)房?jī)r(jià)上漲有一定的限制作用,但不能有效地遏制房?jī)r(jià)上漲。然而,提高住房市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性,降低市場(chǎng)壟斷,則能有效抑制房?jī)r(jià)上漲。因此,增加住房供給是比開(kāi)征房地產(chǎn)稅更為有效的房?jī)r(jià)調(diào)控措施。最后,城市GDP增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.17%。這表明,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快的城市,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率越高。因此,為防止發(fā)生房地產(chǎn)泡沫,政策制定者應(yīng)特別注重和解決經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快城市房?jī)r(jià)的監(jiān)督和調(diào)控。模型2表明,若考慮房地產(chǎn)稅與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)相互作用,則提高房地產(chǎn)稅將提高房?jī)r(jià),但影響甚微。也就是說(shuō),房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)乘積增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.01%。前已述及,因市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)房?jī)r(jià)的影響大于房地產(chǎn)稅,所以房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)相互作用為正。這意味著,在壟斷性較強(qiáng)的住宅市場(chǎng)下,若對(duì)住宅開(kāi)征房地產(chǎn)稅,不僅不能導(dǎo)致房?jī)r(jià)下降,反而可能使房?jī)r(jià)上升。這是因?yàn)?開(kāi)發(fā)商能夠依靠其壟斷力量提高房?jī)r(jià)。模型3和模型4顯示,除GDP外,東部城市房?jī)r(jià)受房地產(chǎn)稅和市場(chǎng)結(jié)構(gòu)影響比全部樣本城市平均水平要大。房地產(chǎn)稅增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將減少0.08%;勒納指數(shù)每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.18%;房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)乘積增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.03%?？梢?jiàn),盡管對(duì)東部城市開(kāi)征住宅房地產(chǎn)稅,能夠抑制房?jī)r(jià)快速上漲,但其作用同樣小于市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。因此,要抑制東部城市房?jī)r(jià)過(guò)快上漲,一方面要開(kāi)征房地產(chǎn)稅,另一方面要促進(jìn)住宅市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng),降低開(kāi)發(fā)商壟斷,嚴(yán)厲打擊開(kāi)發(fā)商的“囤地”和“捂盤(pán)”行為。此外,GDP對(duì)東部城市房?jī)r(jià)影響不顯著。這表明,東部城市房?jī)r(jià)基本上已脫離了其經(jīng)濟(jì)基本面,泡沫成分較大。模型5和模型6表明,對(duì)中部城市而言,房地產(chǎn)稅和GDP對(duì)房?jī)r(jià)影響不顯著,但市場(chǎng)結(jié)構(gòu)及其與物業(yè)稅相互作用顯著。勒納指數(shù)每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.07%;房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)乘積增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.01%?？梢?jiàn),開(kāi)征房地產(chǎn)稅對(duì)中部城市房?jī)r(jià)無(wú)顯著影響。這表明,房地產(chǎn)稅對(duì)不同城市的房?jī)r(jià)影響不同。因此,對(duì)中部城市而言,抑制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲,主要是增加土地和住宅供給,增強(qiáng)住宅市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性,限制開(kāi)發(fā)商壟斷。模型7和模型8表明,對(duì)西部城市而言,房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)影響不顯著,但GDP、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)及其與房地產(chǎn)稅相互作用顯著。勒納指數(shù)每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.17%;房地產(chǎn)稅與勒納指數(shù)乘積增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.02%;GDP增長(zhǎng)率每增加1%,房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率將增加0.55%?？梢?jiàn),開(kāi)征房地產(chǎn)稅對(duì)西部城市房?jī)r(jià)影響也不顯著,但降低開(kāi)發(fā)商壟斷力量能夠有效降低房?jī)r(jià)。最后,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)西部城市房?jī)r(jià)影響最大。這表明,西部城市房?jī)r(jià)尚未脫離基本經(jīng)濟(jì)面。綜上所述,住宅開(kāi)征房地產(chǎn)稅,對(duì)東部城市房?jī)r(jià)影響最大,對(duì)西部城市和中部城市無(wú)顯著影響。但是,市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)不同地區(qū)的房?jī)r(jià)影響顯著,且其對(duì)房?jī)r(jià)影響大于房地產(chǎn)稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響。因此,增加土地和住宅供給比開(kāi)征房地產(chǎn)稅能夠更有效地抑制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲。四、不同地區(qū)、不同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、水平和效率下的價(jià)格分析本文通過(guò)理論分析和經(jīng)驗(yàn)分析,得出以下結(jié)論:首先,理論模型表明,無(wú)論何種市場(chǎng)結(jié)構(gòu),提高房地產(chǎn)稅均將