房產(chǎn)稅論文范文

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第1篇

大部分學(xué)者認(rèn)為,征收房產(chǎn)稅的目的并不是為了打壓房價。賈康(2011)認(rèn)為,房產(chǎn)稅的目的并不是單純了為了打壓房價,而是通過對房產(chǎn)保有環(huán)節(jié)征稅,形成規(guī)范的經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)杠桿,從而產(chǎn)生多種正面效應(yīng),包括對地方政府職能轉(zhuǎn)變的合理激勵,以及在配套改革中改變地方政府對土地財政的過度依賴。房地產(chǎn)稅成為地方稅體系的支柱,可以有效落實(shí)省以下分稅制,使房地產(chǎn)市場供需雙方行為合理化,從而促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。北京大學(xué)光華管理學(xué)院院長蔡洪濱(2012)表示,房產(chǎn)稅應(yīng)首先明確征收目標(biāo)、原則和方案,應(yīng)該做到全覆蓋、寬稅基、低稅率。征收房產(chǎn)稅的目的是為了實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場的可持續(xù)發(fā)展,健全財稅體系,調(diào)節(jié)收入分配,絕不是為調(diào)控房價。如果房產(chǎn)稅成為短期打壓房價的調(diào)控手段,是有百害無一利的。學(xué)者們對于房產(chǎn)稅在上海和重慶的試點(diǎn)取得的成效都給予了肯定。賈康(2012)認(rèn)為,房產(chǎn)稅的效果在啟動初期不會太明顯。從上海、重慶的試點(diǎn)看,他們都有意一開始相對平緩地、柔性地切入這個新的制度框架。但是從長遠(yuǎn)看,房產(chǎn)稅的影響和正面效應(yīng)還是會逐步顯現(xiàn)的。宋蔚蔚等認(rèn)為,上海和重慶進(jìn)行房產(chǎn)稅試點(diǎn)改革一年多來,健全了財稅體系,調(diào)節(jié)了財富分配,引導(dǎo)個人住房的合理消費(fèi),在一定程度上實(shí)現(xiàn)了調(diào)控房地產(chǎn)業(yè)的目的。楊繼瑞(2011)認(rèn)為,重慶市房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)方案主要針對主城區(qū)的高端房產(chǎn),更具有政策取向上的“窗口意義”。滬渝房產(chǎn)稅的征收,作為房地產(chǎn)調(diào)控政策的一個組成部分,其所要實(shí)現(xiàn)的宏觀調(diào)控目標(biāo)是促使房價理性回歸,防止房地產(chǎn)價格繼續(xù)快速上漲,但也要防止房價的暴跌。劉明勛(2012)認(rèn)為,從重慶和上海的房產(chǎn)稅改革看,重慶和上海側(cè)重點(diǎn)有所不同,對房價會有不同影響。重慶主要針對高檔住房征收房產(chǎn)稅,對普通住房不會產(chǎn)生影響。上海在給予一定面積免征額后,對新?lián)碛袃商谆蛞陨系姆慨a(chǎn)進(jìn)行征稅,其做法更加接近現(xiàn)實(shí)中房產(chǎn)稅的定義,但對已購住房不征稅,又使征收范圍大幅度降低。由于上海市的購房需求彈性較大,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高,短期內(nèi)房價可能隨著房產(chǎn)稅的開征而下降,但長期看,只要需求彈性大于供給彈性,房價還是會呈現(xiàn)緩慢上升的趨勢。在房產(chǎn)稅稅率方面,徐策(2012)指出,房產(chǎn)稅應(yīng)采取浮動稅率制。在經(jīng)濟(jì)不景氣時,可通過退稅來刺激經(jīng)濟(jì);在房地產(chǎn)過熱、出現(xiàn)泡沫時,可調(diào)高稅率,穩(wěn)定市場。在調(diào)節(jié)稅率時可逐步進(jìn)行,首先對商業(yè)物業(yè)提高稅率,再對多套住房和豪宅征收物業(yè)稅,然后,再逐步過渡到所有住房。宋蔚蔚(2012)認(rèn)為,房產(chǎn)稅可實(shí)行雙重累進(jìn)制稅率,即我國房產(chǎn)稅的征收實(shí)行從價和從量雙重累進(jìn)制稅率。這樣,能夠在一定程度遏制炒房投資者,并規(guī)范房地產(chǎn)市場的發(fā)展。尚可文、孟麗(2011)提出,房產(chǎn)稅的稅率設(shè)計應(yīng)體現(xiàn)差異性。要因地制宜地設(shè)計房產(chǎn)稅稅率,根據(jù)不同地區(qū)、不同類型的房地產(chǎn)分別設(shè)計稅率,區(qū)別新房與舊房、大城市與中小城市、普通住宅、高檔住宅與經(jīng)營用房、存量房、改善房與投資房的稅率。蔡洪濱認(rèn)為,房產(chǎn)稅應(yīng)保持低稅率,雖然會出現(xiàn)初始時財政收入不多的情況,但未來隨著城鎮(zhèn)化的逐步擴(kuò)大,這部分收入還會增加。馬國強(qiáng)、李晶(2011)認(rèn)為,房產(chǎn)稅應(yīng)統(tǒng)一采用比例稅率形式,但允許各地根據(jù)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際狀況,按不同地區(qū)、不同類型的房地產(chǎn)確定稅率,并可根據(jù)當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況進(jìn)行調(diào)整。在房地產(chǎn)稅征稅范圍方面,許多學(xué)者認(rèn)為應(yīng)逐步擴(kuò)大房產(chǎn)稅征收范圍。馬國強(qiáng)、李晶(2011)提出,應(yīng)對城鄉(xiāng)普遍征收房產(chǎn)稅。張?zhí)炖?2011)認(rèn)為,房地產(chǎn)納稅人范圍應(yīng)包括境內(nèi)擁有和使用房地產(chǎn)的單位及個人,征稅對象應(yīng)包括城鄉(xiāng)所有經(jīng)營性房地產(chǎn)和居住性房地產(chǎn)。財政部財政科學(xué)研究所副所長劉尚希表示,房產(chǎn)稅應(yīng)當(dāng)擴(kuò)圍,但現(xiàn)在房產(chǎn)稅即使擴(kuò)圍,也很難成為地方的主要稅種,因?yàn)榉慨a(chǎn)稅征稅對象來自于房產(chǎn),也就是來自于居民收入,與收入水平的高低相聯(lián)系。如果居民收入水平增長有限,稅基有限,房產(chǎn)稅推開不僅遇到的阻力很大,而且很難有效果。

二、房地產(chǎn)調(diào)控政策研究的新成果

一些學(xué)者認(rèn)為,應(yīng)從土地政策方面對房地產(chǎn)業(yè)進(jìn)行調(diào)控。吳煥軍(2011)的研究表明,土地政策在房地產(chǎn)調(diào)控中發(fā)揮著一定作用,土地供應(yīng)數(shù)量應(yīng)是土地政策的首選,而政府對土地囤積的打擊也會產(chǎn)生一定的效果,在利用土地政策進(jìn)行調(diào)控時,應(yīng)注意其長期效果稍優(yōu)于短期效果。土地政策對房地產(chǎn)開發(fā)投資有較大影響,對房價的影響較小。唐健、徐小峰(201)認(rèn)為,國家的土地政策對于保障性住房、棚改房和中小套型商品房的建設(shè)給予了很大的支持,但促進(jìn)閑置土地開發(fā)利用、完善土地出讓方式等政策效果不明顯。學(xué)者們認(rèn)為,還要用貨幣政策來調(diào)控房地產(chǎn)市場。戴國海(2012)認(rèn)為,由于利率未完全市場化,貨幣政策對房地產(chǎn)業(yè)的調(diào)控效果不顯著。房地產(chǎn)的供求雙方對利率的敏感程度不夠,他們更加關(guān)注貸款的可獲得性。因此,對于貸款規(guī)模和條件的控制,比利率調(diào)節(jié)本身的效力要大。龐如超(2012)認(rèn)為,緊縮的貨幣政策可起到減少投資的作用,有利于抑制房地產(chǎn)市場的過度投資;使一線城市的房價得到控制,使大多數(shù)城市房地產(chǎn)的價格環(huán)比漲幅收窄;使房地產(chǎn)企業(yè)在二三線城市競爭日趨激烈,利潤空間不斷縮窄,房地產(chǎn)市場的焦點(diǎn)正在向三四線城市轉(zhuǎn)移。綜合國內(nèi)外研究成果可以發(fā)現(xiàn),大多數(shù)實(shí)證研究都認(rèn)為房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。在研究方法上,多借助于某個經(jīng)濟(jì)增長模型,同時結(jié)合一定的計量模型進(jìn)行研究。目前,房地產(chǎn)業(yè)研究關(guān)注的焦點(diǎn)是如何在目前全球信息化背景下,迅速制定相關(guān)政策,及時引導(dǎo)和鼓勵房地產(chǎn)業(yè)向科技、環(huán)保、智能型轉(zhuǎn)型;如何提升房地產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)質(zhì)量、增強(qiáng)房地產(chǎn)業(yè)對其他產(chǎn)業(yè)的帶動作用。

三、進(jìn)一步研究的展望

第2篇

一、目前我國房產(chǎn)稅征收的現(xiàn)狀

日前我國財政部財政科學(xué)研究所所長賈康接受媒體采訪時表示，房地產(chǎn)調(diào)控未來的大方向?qū)⑹且苑慨a(chǎn)稅等經(jīng)濟(jì)手段逐步替代“限購令”這樣的行政手段，今年年底將會對上海、重慶兩地的房產(chǎn)稅試點(diǎn)情況做總結(jié)，今后可能會出臺擴(kuò)大試點(diǎn)的方案，但擴(kuò)大試點(diǎn)城市名單尚未確定。

從上述采訪中可以看出國家積極改革房產(chǎn)稅的決心，進(jìn)一步推動房產(chǎn)稅改革試點(diǎn)的范圍及程度，同時對如何在中國進(jìn)一步改革財產(chǎn)稅進(jìn)行了思考，如何使房地產(chǎn)調(diào)控在制度建設(shè)方面得到更多實(shí)質(zhì)性推進(jìn)及如何改革完善地方稅務(wù)體系。如何推進(jìn)財富分配機(jī)制及如何抑制房地產(chǎn)泡沫等。

正因?yàn)楫?dāng)前我國房價虛高，有關(guān)專家提出要多占有多套房產(chǎn)的人征收房產(chǎn)稅，希望通過征收房產(chǎn)稅來遏制炒房，投機(jī)性購房現(xiàn)象。這是在物業(yè)稅面臨法律和技術(shù)障礙的情況下，房產(chǎn)稅被賦予的厚望。

二、征收房產(chǎn)稅的目的

財政部2010年9月曾就為什么要進(jìn)行房產(chǎn)稅改革做出公開回答，提出是對個人所有的住房恢復(fù)征收房產(chǎn)稅是必要的，主要目的有四點(diǎn)：一是有利于調(diào)節(jié)居民收入和財富分配;二是有利于健全地方稅體系;三是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整及土地集約利用;四是引導(dǎo)個人合理住房消費(fèi)[1]。

(一)利于調(diào)節(jié)居民收入和財富分配

房產(chǎn)稅的征收有利于社會資源的公平、公正分配。眾所周知，地球的資源是有限的，土地資源尤為有限。隨著人口大爆炸時代的到來，人類賴以生存的土地越來越少。人人有所居是人類生存的合理需求，如果讓少數(shù)人一人占有多套住房，導(dǎo)致閑置空房，則是對資源的濫用。因此，對自住房以外的房產(chǎn)征收房產(chǎn)稅，以減少少數(shù)人對自主需求以外的房產(chǎn)的占有，是有利于資源的合理利用和分配的。而且近幾年房產(chǎn)投資或投機(jī)成為一部分人積累財富的重要方式，對居民收入差距的擴(kuò)大產(chǎn)生了越來越大的影響。通過對面積大、價值高、套數(shù)多的個人住房征收房產(chǎn)稅進(jìn)行適當(dāng)調(diào)節(jié)，可以一定程度上促使收入和財產(chǎn)的合理分配，縮小貧富差距[2]。社會不穩(wěn)定的根源在于社會財富分配不合理所導(dǎo)致的。征收自住以外房產(chǎn)的房產(chǎn)稅，有利于少數(shù)人占有財富的表現(xiàn)形式，從而增加其他社會成員的財富占有顯示，這將有利于調(diào)節(jié)居民收入和財富分配，促進(jìn)社會穩(wěn)定。

(二)有利于健全地方稅體系

多數(shù)發(fā)達(dá)國家的房產(chǎn)稅的征收是為了改善地方稅收結(jié)構(gòu)及居住環(huán)境、緩解貧富兩級分化、增加人民福利、實(shí)現(xiàn)城市可持續(xù)發(fā)展。以美國為例，其房產(chǎn)稅征收不僅評估系統(tǒng)健全、征收過程公平公正，稅收的使用途徑也完全透明，所以，美國人愿意繳納這樣一個服務(wù)性質(zhì)的稅種，專款專用的房產(chǎn)稅被用來為社會提供公共服務(wù)，以改善人民的教學(xué)、治安、居住環(huán)境等等，而其住房本身也會隨著諸種環(huán)境的改善而升值。根據(jù)美國國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，從2000—2007年，美國的個人收入增長了28%，中等價位房的房價增長了48%，而美國房產(chǎn)稅的同期增幅是62%。因此，美國征收房產(chǎn)稅不是為了打壓房價，而是給人民增加福利及讓物業(yè)升值[3]。我國房產(chǎn)稅的征收的一個目的即是健全地方稅體系，改善地方稅收結(jié)構(gòu)。

(三)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整及土地集約利用

征收房產(chǎn)稅能夠適當(dāng)?shù)恼{(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，對房產(chǎn)市場過熱有一定的抑制作用。過多流向房地產(chǎn)的資金再次轉(zhuǎn)向別的產(chǎn)業(yè)，對整個資本市場的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了一些調(diào)控的作用。隨著房產(chǎn)稅的征收，購置房產(chǎn)的成本增高，促使投資者對土地的理由更加謹(jǐn)慎，利于土地資源的集約利用。

(四)對房價的控制有一定的作用，引導(dǎo)居民合理住房消費(fèi)

從房地產(chǎn)市場的現(xiàn)狀來看，剛性需求是客觀存在的，但不可否認(rèn)大量有機(jī)需求的存在。許多樓盤的空置率十分高，說明擁有多套房的家庭，將房產(chǎn)作為投機(jī)投資，在房價上漲的預(yù)期下，更多的是講房產(chǎn)待價而沽。而造成這一現(xiàn)象的的一大重要原因是房產(chǎn)持有成本過低。同時也說明了房價有人為操作存在得。為了減少人為操作房價的情況，讓市場反映真實(shí)的供求需要且讓房價趨于合理，進(jìn)而引導(dǎo)居民合理住房消費(fèi)，征收自住房以外房產(chǎn)的房產(chǎn)稅是必須的。

第3篇

理論模型

考慮到住宅市場的風(fēng)險因素對家庭消費(fèi)決策的影響，本文仍將沿著Merton(1971)和史永東等(2009)的建模思路，將住宅權(quán)屬選擇概率納入非住宅耐用品消費(fèi)決策的隨機(jī)最優(yōu)控制模型。假定在一個無交易成本的經(jīng)濟(jì)中，代表性消費(fèi)者在t期的非住宅耐用品消費(fèi)為C(t)，住宅消費(fèi)為H(t)。為簡化分析，假定無論自有住宅者還是租房者，其消費(fèi)的住宅面積和質(zhì)量相同，且住宅是無限可分的。該代表性家庭的效用函數(shù)U(C，H)滿足:U''''C(C，H)＞0，U''''H(C，H)＞0，U″CC(C，H)＜0，U″HH＜0(1)假定代表性家庭在每期有兩個收入來源:一是工資收入Ⅰ，假定它滿足dI(t)=Ydt，其中，Y為常數(shù)。為簡化分析，假定該家庭僅有兩類資產(chǎn)，即無風(fēng)險資產(chǎn)F和住宅資產(chǎn)H。我們用A={F，H}來代表該家庭擁有的資產(chǎn)集。上述兩類資產(chǎn)的收益構(gòu)成了該家庭的資產(chǎn)性收入。假定Pi(t)分別為無風(fēng)險資產(chǎn)和住宅資產(chǎn)的價格，并且服從如下Ito⌒過程:

數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)與變量選取美國商務(wù)部與統(tǒng)計局聯(lián)合進(jìn)行了一個項(xiàng)目———美國都市住房調(diào)查(AmericanHousingSurvey:Met-ropolitanSurvey)，每7年對Boston、Miami、NewOrleans、Atlanta、LasVegas、Dalas、Seattle等41個城市和地區(qū)輪流作一次調(diào)查，取得被訪問者的家庭特征信息(如住宅權(quán)屬、家庭年收入、房屋結(jié)構(gòu)類型等)和個人信息(如戶主的年齡、教育水平、種族等)。本文使用2002年、2004年和2007年的調(diào)查數(shù)據(jù)①，該數(shù)據(jù)涵蓋了Baltimore、Boston、Houston、Miami的Hialeah、Minneapolis的SaintPaul、Tampa的Saint、Petersburg的Clearwater和WashingtonDC等33個地區(qū)通過隨機(jī)抽樣確定的147214個家庭，如此樣本容量，應(yīng)該能充分體現(xiàn)不同家庭的異質(zhì)性，可以做很好的政策對比分析。同時，我們以2002年為基期，利用美國CPI數(shù)據(jù)將模型中所有價值型變量轉(zhuǎn)換為實(shí)際變量。本文所使用的變量涉及住宅特征、家庭特征、戶主特征等。各變量定義如下:1．住宅相關(guān)變量h_value代表居民住宅的價值;h_ownship代表住宅權(quán)屬選擇，權(quán)屬類型分為租房和個人自有住宅。住宅結(jié)構(gòu)特征主要包括:房齡h_age、房屋的結(jié)構(gòu)類型h_type(獨(dú)立住宅定義為1，公寓定義為0)、房屋是否有空調(diào)d_airconditioner、住宅所在建筑的樓層數(shù)store_num、住宅面積h_area、房屋的使用成本h_cost、臥室的數(shù)量room_num。住宅鄰里特征包括:住宅的區(qū)位特征向量h_locat(1為市中心，0為郊區(qū))、1～2個街區(qū)內(nèi)是否有停車場d_parking、鄰里是否有嚴(yán)重的噪音d_comnoise、對鄰里購物的滿意度d_shopping_satis、對鄰里居住環(huán)境的評價live_neighbor_rate、1～2個街區(qū)內(nèi)是否有工廠等工業(yè)企業(yè)d_factory、社區(qū)內(nèi)是否有娛樂設(shè)施h_recfac。2．家庭社會經(jīng)濟(jì)特征及家庭類型變量家庭的社會經(jīng)濟(jì)特征主要包括:住房成本h_cost、房屋單位面積上的房產(chǎn)稅額per_pt、房價租金比pr_rent、家庭年收入inc、家庭總?cè)丝跀?shù)pop。另外，為減少異方差，我們也對單位面積上的房產(chǎn)稅、家庭年收入做了對數(shù)處理。戶主的社會經(jīng)濟(jì)特征主要包括:戶主性別hh_sex(男性定義為1，女性為0)、婚姻狀況married(1為已婚，0為未婚)、種族hh_race(白人定義為1，其他有色人種定義為0)、受教育程度edu_level和年齡hh_age。考慮到戶主年齡的影響可能是非線性的，我們控制了年齡的平方項(xiàng)hh_agesq。本文從家庭收入和戶主種族的角度來劃分家庭類型，其中把家庭收入按從低到高的順序平均分為5個組，依次為低收入家庭(l_inc)、中低收入家庭(ml_inc)、中等收入家庭m_inc、中高收入家庭(mh_inc)和高收入家庭(h_inc)，分別代表5種家庭收入類型。(二)計量模型在本文的研究中，我們通過三個步驟來分析房產(chǎn)稅對住宅權(quán)屬選擇和住宅特征需求的影響。首先，利用住宅特征價格模型(housepricehedonicmodel)估計住宅特征價格;然后利用所估計的住宅特征價格計算住宅特征需求;最后給出利用Heckman模型得出的房產(chǎn)稅、住宅權(quán)屬選擇行為和住宅特征需求的基本模型和擴(kuò)展模型估計結(jié)果。1．住宅特征價格模型我們使用標(biāo)準(zhǔn)的特征價格模型估計住宅特征價格，模型中解釋變量取住宅價值的對數(shù)。ln(h_valuei)=α0+α1Xi1+α2Xi2+εi(26)其中:Xi1代表第i個家庭的住宅結(jié)構(gòu)特征向量，包括:臥室的數(shù)量room_num;住宅類型h_type，1為獨(dú)立住宅，0為公寓;住宅面積h_area;房齡為h_age;住宅是否有空調(diào)d_airconditioner;住宅所在建筑的樓層store_num。Xi2代表第i個家庭的住宅鄰里特征向量，包括:社區(qū)是否提供娛樂設(shè)施d_recfac;1～2個街區(qū)內(nèi)是否有停車場d_parking;1～2個街區(qū)內(nèi)是否有嚴(yán)重的噪音d_comnoise;鄰里購物的滿意度d_shopping_satis;1～2個街區(qū)內(nèi)是否有工廠等工業(yè)企業(yè)d_factory;住宅的區(qū)位特征h_locat，1表示市中心，0表示郊區(qū);對鄰里的滿意度live_neighbor_rate。εi代表誤差項(xiàng);α0是常數(shù)項(xiàng)，α1、α2代表各向量的系數(shù)。2．住宅特征需求利用以上住宅特征價格模型的回歸結(jié)果，計算住宅特征需求:demand=α^0+α^1Xi1+α^2Xi2(27)其中，demand代表第i個家庭的住宅特征需求，α^0、α^1、α^2為式(25)中各變量的估計系數(shù)，解釋變量同式(25)類似。3．房產(chǎn)稅、住宅權(quán)屬選擇與住宅特征需求由于本文所使用的調(diào)查數(shù)據(jù)存在家庭住宅權(quán)屬選擇的樣本偏誤問題，直接用OLS法得出的參數(shù)估計量可能出現(xiàn)偏誤，因此本文使用Heckman模型進(jìn)行分析。首先，以住宅權(quán)屬選擇作為第一階段估計的解釋變量進(jìn)行Probit估計，以確定消費(fèi)者進(jìn)行權(quán)屬選擇的決定因素。該基準(zhǔn)模型如下:Prob(own=1|•)=β0+β1per_pti+β2pr_renti+fβ3i，fZi，f+γi(28)其中:被解釋變量own代表家庭的住宅權(quán)屬選擇(自己擁有住宅，變量值為1，租房則變量值為0)，per_pt為住宅單位面積上的房產(chǎn)稅額;pr_rent代表住宅單位面積上的房價租金比;Z代表控制變量，包括戶主和家庭的社會經(jīng)濟(jì)特征，具體為:戶主的受教育水平edu_level、種族hh_race、性別hh_sex、婚姻狀況married、年齡hh_age、年齡平方項(xiàng)hh_agesq、住房費(fèi)用h_cost、家庭收入的對數(shù)lninc、家庭人口數(shù)pop;γi是誤差項(xiàng);β1、β2、是各變量的系數(shù)。在三個年度混合截面數(shù)據(jù)的回歸模型中，我們還控制了時間虛擬變量和房產(chǎn)稅與時間虛擬變量的交叉項(xiàng)，以考察房產(chǎn)稅對住房消費(fèi)影響效應(yīng)在不同年度的差異。其次，為了糾正選擇性偏誤，需要從Probit估計式中得到轉(zhuǎn)換比率(inversemillsratio)λ，作為第二階段估計的修正參數(shù)。最后，再利用OLS方法進(jìn)行估計。基本模型為:lndemand=β0+β1per_pti+fβ2i，fZi，f+β3λi+εi(29)其中:Z代表控制變量;β3為轉(zhuǎn)換比率的待估系數(shù)，如果該系數(shù)顯著，則證明樣本存在選擇性偏誤，否則表明選擇性偏誤不存在，此時就可以認(rèn)為OLS的估計結(jié)果是有效的①。為了檢驗(yàn)房產(chǎn)稅對不同收入水平家庭的影響差異，我們引入了家庭收入水平虛擬變量、房產(chǎn)稅與家庭收入水平的交叉項(xiàng)，得到擴(kuò)展方程:Prob(own=1|•)=β0+β1per_pti+β2pr_renti+fβ3i，fZi，f+kβ4i，kVi，k+kβ5i，kVi，k×per_pt+γilndemand=β0+β1per_pti++fβ2i，fZi，f+kβ3i，kVi，k+kβ4i，kVi，k×per_pt+β5λi+εi(30)其中，Vi，k代表家庭收入類型，Vi，k×per_pt代表第i個家庭的住宅單位面積上房產(chǎn)稅與家庭收入類型虛擬變量的交叉項(xiàng)。

估計結(jié)果

(一)房產(chǎn)稅、住宅權(quán)屬選擇與住宅需求首先根據(jù)式(26)估計住宅的特征價格，然后利用住宅特征價格模型的回歸結(jié)果，根據(jù)式(27)計算住宅的特征需求，具體結(jié)果見附錄②。下面將按照標(biāo)準(zhǔn)的Heckman兩階段模型進(jìn)行估計，具體回歸結(jié)果見表1。其中，序列(1)—(4)分別是利用三個年度的混合截面數(shù)據(jù)、2002年、2004年、2007年的數(shù)據(jù)估計住宅權(quán)屬選擇模型的回歸結(jié)果，與其相對應(yīng)的Heckman回歸結(jié)果為序列(5)—(8)。觀察序列(1)—(4)，我們可以發(fā)現(xiàn)，per_pt的系數(shù)均具有負(fù)顯著性，且隨著年份的推進(jìn)，其系數(shù)的絕對值逐漸下降，這說明單位面積上的房產(chǎn)稅對消費(fèi)者住宅權(quán)屬的選擇有顯著的影響:較高的房產(chǎn)稅會降低家庭擁有住宅的概率，且在這三個調(diào)查年度中，房產(chǎn)稅對美國家庭住宅權(quán)屬的負(fù)向影響在逐漸減弱。這是因?yàn)榉慨a(chǎn)稅的提高，會使房屋的保有成本提高，從而降低消費(fèi)者擁有自有住宅的能力。在序列(1)中，我們引入了房產(chǎn)稅與時間的交叉項(xiàng)，進(jìn)一步討論在不同年度房產(chǎn)稅對住宅權(quán)屬選擇影響效應(yīng)的差異。以房產(chǎn)稅與2002年的交叉項(xiàng)為參照組所進(jìn)行的回歸結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)的系數(shù)為正且具有顯著性，表明在這三個調(diào)查年度中，房產(chǎn)稅對住宅權(quán)屬選擇的影響具有明顯的差異:相對于2002年而言，美國家庭的住宅權(quán)屬選擇在2004年和2007年受房產(chǎn)稅的負(fù)向影響更小。該結(jié)果與序列(2)、(3)、(4)中per_pt的回歸結(jié)果相一致。值得注意的是，序列(1)中，2004年的時間虛擬變量系數(shù)顯著為正，2007年時間虛擬變量的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明，與2002年相比，2004年的住宅擁有概率顯著提高，而2007年住宅擁有概率顯著下降。這是因?yàn)椋?003年以后，美國許多貸款機(jī)構(gòu)開始采取一些減輕借款前期負(fù)擔(dān)的新舉措以招攬次貸客戶，放寬甚至取消放款標(biāo)準(zhǔn)，因信用程度較差或償還能力較弱而被銀行拒絕提供優(yōu)質(zhì)抵押貸款的人，可以通過申請次級抵押貸款購買住房，從而使這一時期的住宅自有率大大提高。而眾所周知的次貸危機(jī)正是在2006年末開始逐漸顯跡:住宅市場開始降溫，使得購房者出售住房或者通過抵押住房再融資變得困難，同時許多次級貸款機(jī)構(gòu)開始減少房貸。另外，次貸還款利率的提高也大大加重了許多美國家庭的還款負(fù)擔(dān)。這種局面直接導(dǎo)致大批通過次級抵押貸款獲得住房的美國家庭不能按期償還貸款，最終銀行收回貸款人的房屋，使得此時的住宅自有率相對于2002年和2004年顯著下降。在序列(1)—(4)中，married、lninc的系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)，說明:已婚戶主擁有自有住宅的概率高于未婚戶主;家庭收入越高，消費(fèi)者購買住宅的概率越高。edu_level、hh_race、pop、pr_rent的系數(shù)除了2002年，在其他回歸結(jié)果中均具有顯著性，表明:戶主的教育水平越高，其籌集購房資金的能力就越強(qiáng)，因此這類家庭購買自有住宅的概率就越大;相對于其他有色人種，戶主為白人的家庭，其擁有住宅的概率更高;家庭人口數(shù)量越多，購買住宅的概率也越高;較高的房價租金比會降低美國家庭擁有自有住宅的能力，不得不選擇租房。另外，考慮到年齡對住宅權(quán)屬可能產(chǎn)生的非線性影響，我們在解釋變量中引入了戶主年齡的一次項(xiàng)和平方項(xiàng)，其回歸結(jié)果表明住宅權(quán)屬與戶主的年齡之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系，即隨著戶主年齡的增長，家庭購買住宅的概率先上升后下降，這與消費(fèi)者在生命周期中對住宅需求的變化趨勢是一致的。列(6)到序列(8)，單位面積上房產(chǎn)稅的系數(shù)，其絕對值在逐漸減小，這表明在這三個樣本調(diào)查年度中，房產(chǎn)稅對美國家庭住宅特征需求的負(fù)向影響效應(yīng)隨著時間的推移而下降，這一結(jié)果和房產(chǎn)稅與時間交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果一致。(二)房產(chǎn)稅、家庭收入類型交叉項(xiàng)與住宅消費(fèi)為討論房產(chǎn)稅對不同類型家庭住宅權(quán)屬選擇和住宅消費(fèi)的影響，本部分根據(jù)式(30)，引入家庭類型變量以及房產(chǎn)稅與家庭類型變量的交叉項(xiàng)。具體回歸結(jié)果如表2和表3所示。首先討論房產(chǎn)稅與家庭收入類型交叉項(xiàng)的回歸結(jié)果。這里將家庭收入水平平均分成低收入、中低收入、中等收入、中高收入和高收入5個組，并分別以低收入組、低收入組與房產(chǎn)稅交叉項(xiàng)為參照組。在選擇模型中，h_inc、mh_inc、m_inc和ml_inc的系數(shù)在序列(9)—(12)中均具有正的顯著性，且隨著家庭收入水平的提高，其系數(shù)值逐漸增大，這表明相對于低收入家庭而言，較高收入的家庭更傾向于購買住宅，原因是較高收入家庭擁有較高的住房支付能力。在Heckman模型的回歸結(jié)果中，h_inc、mh_inc、m_inc和ml_inc的系數(shù)在序列(15)中均具有正顯著性，且系數(shù)值逐漸降低，說明美國家庭隨著其收入的提高，更傾向于擴(kuò)大住宅需求。下面繼續(xù)討論房產(chǎn)稅與收入類型交叉項(xiàng)的影響效應(yīng)。在選擇模型中，pt_h_inc、pt_mh_inc的系數(shù)在序列(9)—(12)中具有正的顯著性，pt_m_inc、pt_ml_inc的系數(shù)僅在序列(12)中不顯著，表明隨著單位面積上房產(chǎn)稅額的提高，具有較高收入的美國家庭的住宅權(quán)屬需求受到的影響要大于較低收入家庭受到的影響。在Heckman回歸模型中，pt_h_inc、pt_mh_inc、pt_m_inc、pt_ml_inc在序列(14)中的系數(shù)具有負(fù)的顯著性，且就系數(shù)的絕對值大小來說，中低收入家庭＜中等收入家庭＜中高收入家庭＜高收入家庭，房產(chǎn)稅對美國家庭住宅消費(fèi)福利的影響效應(yīng)具有很顯著的收入水平差異:隨著單位面積上房產(chǎn)稅額的提高，收入越低的家庭，房產(chǎn)稅對其住宅消費(fèi)福利的影響效應(yīng)就越大。在序列(15)、(16)中，分別只有pt_mh_inc、pt_ml_inc具有顯著性，說明在2004年，房產(chǎn)稅對中高收入家庭住宅消費(fèi)的影響要弱于其他收入水平的家庭，而在2007年，房產(chǎn)稅對中低收入家庭住宅消費(fèi)的影響要大于其他收入水平的家庭。產(chǎn)生上述結(jié)果的原因可能是，較高收入的家庭偏好購買高檔住房，而房屋價值越高，稅基越高，則繳納的房產(chǎn)稅就越高，這顯著抑制了高收入家庭購買住宅的偏好;而較低收入的家庭，其住宅支付能力較差，因此在進(jìn)入住宅市場以后，低收入家庭的住宅消費(fèi)福利受房產(chǎn)稅的影響更大。下面以戶主為其它有色人種以及房產(chǎn)稅與戶主為其它有色人種的交叉項(xiàng)為參照組，繼續(xù)討論房產(chǎn)稅與戶主種族類型交叉項(xiàng)的影響效應(yīng)。在選擇模型中，hh_race的系數(shù)均具有正的顯著性，表明戶主為白人的家庭購買自有住宅的概率高于戶主為其他有色人種的家庭，pt_hh_race的系數(shù)在序列(17)、(18)、(20)中均具有負(fù)的顯著性，這表明:隨著單位面積上房產(chǎn)稅的提高，戶主為白人的家庭，其住宅權(quán)屬需求受到的影響要小于戶主為其他有色人種的家庭，產(chǎn)生上述結(jié)果的原因可能是白人與其它有色人種在美國的社會、經(jīng)濟(jì)地位存在顯著差異;在Heckman模型回歸結(jié)果中，hh_race的系數(shù)僅在序列(23)中具有正的顯著性，說明除2004年以外，不同種族戶主的家庭的住宅特征需求不存在顯著的差異;pt_hh_race的系數(shù)均為負(fù)，但僅在序列(21)和(22)中具有正的顯著性，說明在2002年，房產(chǎn)稅對家庭的住宅特征需求的影響存在顯著的種族差異，即相對于戶主為白人的家庭，戶主為其它有色人種的家庭，其住宅特征需求受房產(chǎn)稅的影響更大。

結(jié)論及政策含義