藺漢杰++宋琪

[摘要]采用2001—2013年中國商品房市場數(shù)據(jù)，實證檢驗分析房地產(chǎn)稅、商品房供需對房價的影響。研究發(fā)現(xiàn)：房地產(chǎn)稅對房價具有抑制作用，交易環(huán)節(jié)和持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價同樣具有抑制作用，且交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響大于持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的影響；代表商品房需求的商品房銷售面積對房價有顯著正向影響；代表商品房供應(yīng)的房屋竣工面積對房價有顯著負(fù)向影響。因此，單純依靠調(diào)節(jié)房地產(chǎn)稅來影響房價具有一定的局限性，應(yīng)綜合考慮商品房的供需以及供需對房價的影響程度。

[關(guān)鍵詞]房地產(chǎn)稅；供給與需求；房價

[DOI]1013939/jcnkizgsc201621178

從1998年中國實行住房制度改革以來，房地產(chǎn)市場迅速發(fā)展，房價持續(xù)攀升，引發(fā)許多問題。為此，政府已經(jīng)制訂了許多調(diào)控政策和措施。目前，研究房地產(chǎn)稅、商品房供需與房價關(guān)系的文獻不多，本文旨在研究房地產(chǎn)稅和商品房供需對房價的影響，同時也把房地產(chǎn)稅分為交易環(huán)節(jié)和持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅，分別研究這兩環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響。

1理論模型

參考況偉大（2010）的住房市場均衡模型，在只考慮商品房買賣市場基礎(chǔ)上，建立商品房供需均衡模型，來說明房價波動的影響因素。簡單起見，對商品房市場做出以下假設(shè)：①收入、人口、開發(fā)成本是外生的；②供求函數(shù)是對數(shù)、加法可分的；③需求函數(shù)僅考慮消費性需求；④房屋供給不具有滯后性。

11需求函數(shù)

商品房需求會受上期房價、本期房價、收入、人口以及房地產(chǎn)稅的影響，由于稅收最終由消費者承擔(dān)，供給函數(shù)不考慮房地產(chǎn)稅的影響。根據(jù)上述假設(shè)，商品房需求函數(shù)可表示為：lnDt=α0+α1lnPt+α2lnTt+α3lnYt+α4lnNt

（α1<0，α2<0，α3>0，α4>0）（1）

D表示商品房需求量；P表示房價；T表示房地產(chǎn)稅；Y表示居民收入；N表示總?cè)丝凇＆?、α2、α3、α4是系數(shù)。

12供給函數(shù)

商品房供給受商品房價格和開發(fā)成本的影響。商品房供給函數(shù)可表示為：lnSt=β0+β1lnPt+β2lnCt

（β1>0，β2，<0）（2）

其中，S表示商品房存量；P表示房價；C表示開發(fā)成本，βi（i=0，1，2）是系數(shù)。

13市場均衡

商品房市場均衡時，lnDt=lnSt。由式（1）和式（2）可得：

α0+α1lnPt+α2lnTt+α3lnYt+α4lnNt=β0+β1lnPt+β2lnCt（3）

整理可得：

lnPt=β0-α0α1-β1+β2lnCtα1-β1-α2lnTtα1-β1-α3lnYtα1-β1-α4lnNtα1-β1（4）

式（4）表明房價受開發(fā)成本、房地產(chǎn)稅、居民收入和人口的影響，進一步簡化式（4）得：

lnPt=χ0+χ1lnCt+χ2lnTt+χ3lnYt+χ4Nt（5）

其中，X1、X2、X3、X4是系數(shù)。

2研究模型與數(shù)據(jù)說明

21變量選取和數(shù)據(jù)來源

被解釋變量是商品房平均銷售價格（AP）。解釋變量有：商品房銷售面積（XM），反映商品房的需求量；房屋竣工面積（JM），反映商品房的供應(yīng)量；房屋竣工造價（JZ），反映商品房建造成本；房地產(chǎn)業(yè)增加值（ZJZ），表示房地產(chǎn)業(yè)投資規(guī)模；同時把上期商品房平均銷售價格（AP1）加入解釋變量中；總的房地產(chǎn)稅用ZTAX表示，此外，又把總的房地產(chǎn)稅分為交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅（JY）和持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅（CY），其中JY包括營業(yè)稅、個人所得稅、城市維護建設(shè)稅、印花稅和土地增值稅，CY包括房產(chǎn)稅和城鎮(zhèn)土地使用稅。還需要加入一些控制變量，用城市人口密度（RM）來表示人口數(shù)量對商品房價格的影響。居民收入用城鎮(zhèn)居民消費水平（C）衡量。為了消除通貨膨脹因素的影響，變量AP、AP1、JZ、ZJZ、ZTAX、JY、CY用GDP平減指數(shù)進行平減，變量C用居民消費價格指數(shù)進行平減。所有變量都進行了對數(shù)化處理。

使用的數(shù)據(jù)中，商品房平均銷售價格、商品房銷售面積、房屋竣工面積、房屋竣工造價、房地產(chǎn)業(yè)增加值來源于《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》，房地產(chǎn)各項稅收來源于《中國稅務(wù)統(tǒng)計年鑒》，城市人口密度和城鎮(zhèn)居民消費水平來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。使用Eviews72進行數(shù)據(jù)分析。

22模型設(shè)定

為了分別檢驗總的房地產(chǎn)稅和分環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對商品房平均銷售價格的影響，分別建立模型如下：

lnAPt=β0+β1lnXMt+β2lnJZt+β3lnJMt+β4ZJZt+β5lnZTAXt+β6lnRMt+β7lnAP1t+β8Ct+εt（6）

lnAPt=β0+β1lnXMt+β2lnJZt+β3lnJMt+β4ZJZt+β5lnJYt+β6lnCYt+β7lnRMt+β8lnAP1t+β9Ct+εt（7）

其中，t表示時間，βi（i=0，1，2，3，…，9）表示系數(shù)，ε是隨機誤差項，并滿足隨機誤差項基本假設(shè)。

23單位根和協(xié)整檢驗

為了避免由于時間序列數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性帶來的偽回歸，首先應(yīng)對變量進行平穩(wěn)性檢驗。采用ADF檢驗對各變量進行檢驗。檢驗結(jié)果為，各變量的原序列在5%的顯著性水平下的ADF值都不顯著，即都是非平穩(wěn)序列，而它們各自原序列的一階差分時間序列在5%的顯著性水平下的ADF值都顯著，即它們的一階差分時間序列都是平穩(wěn)序列。因此各變量都是一階單整的時間序列。

運用恩格爾—格蘭杰法進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

24實證結(jié)果以及結(jié)果分析

兩模型中的變量都是協(xié)整的，所以可對建立的模型進行回歸分析，為了減弱多重共線性，選擇逐步回歸分析，回歸結(jié)果如表2所示。

表2表明，兩模型的解釋變量符號與理論符號基本一致。調(diào)整的R2都大于09，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合程度較好。F值大于臨界值，模型總體是顯著的。

表2表明，模型1和模型2顯示：商品房銷售面積對商品房平均銷售價格有顯著的正向影響，即當(dāng)商品房銷售面積增加1個百分點時，商品房平均銷售價格分別增加065和055個百分點，人們對房屋的需求增加引起房價的上升。房屋竣工造價對商品房平均銷售價格有正向影響，即當(dāng)房屋竣工造價增加1個百分點時，商品房平均銷售價格分別增加034和047個百分點，建造成本上升帶來房價的上升。房屋竣工面積對商品房平均銷售價格有負(fù)向影響，即當(dāng)房屋竣工面積提高1個百分點時，商品房平均銷售價格分別降低051和031個百分點，房屋供應(yīng)增加引起商品房平均銷售價格的降低。房地產(chǎn)業(yè)增加值對商品房平均銷售價格有負(fù)向影響，即當(dāng)房地產(chǎn)業(yè)增加值提高1個百分點時，商品房平均銷售價格分別降低058和027個百分點，房地產(chǎn)業(yè)增加值提高，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模增加，房屋供應(yīng)增加，引起商品房平均銷售價格的降低。

模型1顯示，總的房地產(chǎn)稅對商品房平均銷售價格有負(fù)向影響，即當(dāng)房地產(chǎn)稅提高1個百分點，商品房平均銷售價格就會降低011個百分點，但是不顯著。模型2顯示，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅和持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對商品房平均銷售價格都有負(fù)向影響，但是交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響大于持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的影響。從兩模型的結(jié)果可以看出，無論是總的房地產(chǎn)稅，還是分環(huán)節(jié)的房地產(chǎn)稅，對商品房平均銷售價格都有負(fù)向影響。當(dāng)房地產(chǎn)稅提高時，無論人們是房地產(chǎn)交易的成本還是持有房地產(chǎn)的成本，都會增加，人們的成本上升，會減少房屋的購買，需求減少而供應(yīng)可能在短時間內(nèi)變化不大，所以最終會導(dǎo)致房價降低。

模型1顯示，城市人口密度對商品房平均銷售價格有負(fù)向影響，即當(dāng)城市人口密度提高1個百分點，商品房平均銷售價格就會降低002個百分點，但是作用不顯著且影響力很小。由于是逐步回歸分析，在模型2中排除了城市人口密度變量，所以從兩模型看出，城市人口密度對商品房平均銷售價格影響作用很小。兩模型顯示，商品房上期平均銷售價格對商品房平均銷售價格有負(fù)向影響，即當(dāng)商品房上期平均銷售價格提高1個百分點，商品房平均銷售價格分別降低009和019個百分點。如果上期房價高，人們對房價的預(yù)期會高，人們的買房積極性降低，而房地產(chǎn)商因為房價高會多建設(shè)房屋，需求減少而供應(yīng)不減反增，會引起房價的降低。兩模型顯示，城鎮(zhèn)居民消費水平對商品房平均銷售價格有顯著的正向影響，即當(dāng)城鎮(zhèn)居民消費水平提高1個百分點，商品房平均銷售價格分別提高135和107個百分點。城鎮(zhèn)居民消費水平提高能夠反映出人們收入增加，從而購房積極性增加，需求增加會導(dǎo)致房價的上升。

可以看出，兩模型的系數(shù)估計結(jié)果基本一致，只有部分系數(shù)的顯著性不同，這表明回歸結(jié)果基本是穩(wěn)健的。

3結(jié)論與政策建議

通過實證檢驗房地產(chǎn)稅、商品房供需對房價的影響，得出以下結(jié)論：

商品房需求增加能夠顯著地提高房價，這表明人們對房屋的需求增加會引起房價的上升。商品房建造成本對房價有負(fù)向影響。商品房供給增加能夠顯著降低房價，這表明當(dāng)房屋供應(yīng)增加時，會引起房價的降低。從回歸結(jié)果看出，在商品房供需和建造成本中，對商品房平均銷售價格影響最大的是商品房需求，其次是商品房供給，最后是建造成本。因此，在調(diào)節(jié)商品房平均銷售價格時，應(yīng)綜合考慮三者對房價的影響程度。

無論是總的房地產(chǎn)稅還是交易環(huán)節(jié)和持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅，對房價都有抑制作用，但是作用都不顯著且影響較小，相對來說，交易環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響大于持有環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅的影響，所以，在利用稅收來調(diào)節(jié)商品房平均銷售價格時，應(yīng)綜合考慮各環(huán)節(jié)房地產(chǎn)稅對房價的影響程度。

居民消費水平對房價有顯著的正向影響，且在模型中的影響最大。房地產(chǎn)業(yè)增加值對房價有負(fù)向影響，因此，增加房地產(chǎn)市場的競爭性能夠降低房價。

因此，政府應(yīng)綜合考慮商品房供給與需求兩方面因素，兼顧運用房地產(chǎn)稅來合理調(diào)節(jié)房價，同時也應(yīng)考慮各因素對房價的影響程度。

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