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所属研究领域：公共经济学 征收物业税对住房价格影响的动态计量分析 所属研究领域：公共经济学 征收物业税对住房价格影响的动态计量分析 A Dynamic Quantitative Analysis on Housing Price Effected by Property Taxing 金成晓 马丽娟 （吉林大学数量经济研究中心 长春 130012） 1 征收物业税对住房价格影响的动态计量分析 征收物业税对住房价格影响的动态计量分析 金成晓 马丽娟 （吉林大学数量经济研究中心 长春 130012） 摘 要：摘 要：本文通过建立结构向量自回归模型（SVAR）和向量误差修正模型（VEC） ，研究 了住房流通环节税收冲击和保有环节税收冲击对我国房价变动的效应， 并通过分析供给和需 求的变动来研究物业税冲击对房价影响的传导途径。 实证结果显示， 物业税改革可以起到抑 制房价上升的作用。 流通环节的税收改革对房价产生的是持久的正向冲击， 主要是通过对需 求的调节来影响房价的。 保有环节的税收改革对房价产生的冲击是短期的负向冲击， 它主要 是通过调节住房的供给量来影响价格的，但是它在长期内对住房价格的影响效应不明显。 关键词： 关键词：物业税； SVAR； VEC； 脉冲响应函数 引 言 引 言 近年来，我国房地产业发展非常迅速，成为支撑我国国民经济发展的支柱产业。据国家 发改委、国家统计局调查显示，2008 年一季度全国商品房销售价格同比上涨 11.8%，创历史 新高。虽然在广东、上海、北京等地商品房交易量有所下降，个别楼盘出现价格下跌之外， 从全国来看销售面积仍然大于竣工面积，需求旺盛，房价仍在强劲上涨，住宅价格超出了多 数居民的支付能力。 房地产价格上涨带来的高回报率， 使得越来越多的人将房产作为一种投 资。 2005 年由财政部及国务院发展研究中心设计提出征收物业税 1，以调控房地产市场，希 望能通过物业税打压房地产的投机现象，降低房价。我国现行的房地产税收主要有营业税、 城市维护建设税、房产税、契税、城镇土地使用税、耕地占用税、土地增值税、印花税等 14 种。税制结构设计的不合理，导致房地产保有环节的税负过轻而流通环节的税负过重， 流通环节的税收极易转嫁到房价被消费者吸收， 从而限制了税收的宏观调控能力。 而保有阶 段的税负过轻，不需要支付物业持有成本，投资者只看到未来价格上涨带来的好处，这样就 会造成房地产行业投机行为严重。因此我国房地产税收亟待改革。 一、文献综述 一、文献综述 对于征收物业税能否降低房价， 在多大程度上降低房价， 国内学术界对此问题进行了大 量的研究。 其中大多数学者肯定房地产税收改革对调控高房价的积极作用， 持此观点的主要 依据是征收物业税会减少投资型和投机型购房需求， 减少房地产企业投资于经济适用房项目 与一些奢侈项目之间的盈利差距从而改变投资结构， 改变供需在总量和结构上的不协调， 从 而促使房价回归理性（易宪容(2006)、潘石屹（2007） 、赵晓（2007）等人） 。也有一些学者 认为征收物业税不会降低房价（印堃华（2007） 、贾卧龙（2007） 、杨崇春（2007）等人） ， 1 尽管现在没有征收物业税的明确的时间表，但基本框架已经基本明确即将现行房产税、城市房地产 税、土地增值税以及土地出让金等收费合并，转化为房产保有阶段统一收取的物业税。国家税务总局和财 政部批准安徽、河南、福建、天津为模拟评税试点地区，包括首批的北京、辽宁、江苏、深圳、宁夏、重 庆，已有十省市开始物业税“空转”运行。所谓空转是指虚拟意义上的资金循环，虽然没有实际征税，但一 切步骤和真实收税流程相同，由财政部门、房产部门以及土地管理部门共同参与，统计物业数量，并进行 评估和税收统计。 2 税收的作用是实现社会收入的再分配，是宏观政策，不能调整微观的房价问题 1。龚刚敏利 用李嘉图等价定理，对房地产价格与政府行为在开征物业税条件下的影响进行了数学论证， 结果证明，物业税的开征对房产价值、租赁价格及政府行为没有实质性的影响 2。另外，一 部分研究着重区分了征收物业税对房地产价格的短期和长期影响。 陈多长和踪家峰提出长期 内房地产税将导致住宅资产的价格下降，短期内开征房地产税的后果是提高了房屋租金价 格，降低了均衡住房服务供给数量，同时会有效率损失 3。还有一些学者研究了国外的房地 产税收政策，如尹中立（2006）研究了日本和韩国的税收政策，认为税收政策对抑制房地产 投机的作用远大于金融政策，对流通环节课以重税可以有效抑制房地产投机行为4。另外在 对是否取消土地出让金的问题上， 学术界也存在争论。 一种观点认为物业税包含土地出让金 有利于当前房地产市场的发展（杨燕（2007） 、王杰（2008）等）5。而另一种观点认为物 业税与土地出让金不可替代， 二者属于性质不同的经济范畴 （何振一 （2004） 、 张建华 （2004） 、 宏诚（2004） 、左莉莉（2005）等） ，这是大多数学者的观点6。 近几年出现了一些用计量方法对房地产价格问题进行研究的硕、博论文，如李国柱 （2004）从资产定价的角度研究房地产价格波动；范宇新等人（2007）建立 VAR 模型通过 动态 Granger 因果检验研究了房价、地价、租金的关系；常莉（2007）通过建立影响效应模 型分析了房地产税收改革对房地产市场和各参与主体的影响；顾建发（2007）通过运用移动 平均线预测、OBV 价量关系分析研究了上海房地产的周期波动；李炜玮（2006）通过建立 线性回归模型研究了房地产税收政策对住宅市场的影响。 但是国内关于物业税改革对房价影 响效应的文献多是基于对房价走势的逻辑性推断，而科学的实证分析不足。 关于不动产保有税的税负归宿，学术界仍存在着很多争论。传统观点（马歇尔局部均衡 模型） 认为不动产保有税是一种对土地和房屋建筑物课税的货物税， 其税负归宿取决于局部 均衡框架下相关的供求曲线的形状。Mieszkowski（1967，1969，1972）是运用一般均衡分 析框架分析保有税税负归宿的先导，他在 1972 年提出了新观点。此外，Harberger（1974） 则运用一般均衡框架对一般税收的税负归宿进行了分析。奥尔巴赫和科特里科夫于 1983 年 提出一种动态计算的一般均衡模型，描述了在税收变动以后的全部经济动态过程；戴维斯、 圣一希莱尔和惠利于 1984 年也对整个税制的终生归宿的计算做出了努力。可见他们通过从 各个角度放松 Harberger 模型的假设，分析经济处于各种不完善状况和某些特殊状况时税收 归宿的情形，但都无法动摇哈伯格模型的分析框架 7-11。 本文将从宏观经济学角度出发，通过建立向量自回归（VAR）模型和向量误差修正模型 （VEC），深入分析研究物业税对住房价格的冲击，试图定量的确定物业税改革对房价的影 响程度，并提出一些对物业税改革有意义的政策启示。 二、物业税税负归宿理论分析二、物业税税负归宿理论分析 12-14 税收归宿定理：如果需求缺乏弹性，而供给是比较有弹性的，则既定的税会使购买者负 担较多，而使销售者负担较少；反之，如果供给缺乏弹性，而需求是比较有弹性的，则既定 的税会使销售者负担较多，而使购买者负担较少。 2.1 流通环节税负归宿理论分析 3 PN 在某一居住水平之下，住宅需求成刚性增长，即人们总会设法或自建、或购买、或租赁 一定空间安顿下来。在基本需求满足之后，为了舒适人们必然追求居住面积的扩大，这时需 求通常受多种因素的影响而呈现出弹性。但总体来说弹性较小，绝对值大都小于 1。西方国 家学者一般认为，住房供给在短期内价格无弹性，而在长期内住房供给完全有弹性。即在长 期内住房的供给弹性大于需求弹性。 由税收归宿定理我们可以看到， 需求弹性和供给弹性是决定税负转嫁和归宿的关键。 供 需双方所承担的税负与供求弹性之间的数量关系是 ds sd ET ET =（ d E是住房的需求弹性， s E是 住房的供给弹性， s T是供给方承担的税收， d T是需求方承担的税收），对住房的供求双方 来说，弹性小的那一方税负不容易转嫁，税收负担重。从短期来看， ds EE，流通环节税 收主要由开发商承担，这增加了开发商的负担，提高了成本，开发商必然在以后的交易中提 高房价，所以流通环节的税收从长期来看最终还是转嫁给了消费者。 图 1 中供给曲线完全无弹性，而需求曲线较有弹性，不管征多少税，销售者总是供给 Q0的产量，初始的均衡点为 E0。当政府征税后，新的供给曲线与原供给曲线重合，决定的 税收均衡产量与价格不变， 销售者实际得到的净价格为 OPN， 这说明在供给完全无弹性的情 况下，税收由房地产商独自承担。从长期来看如图 2 所示，与图 1 情况相反。 2.2 保有环节税负归宿理论分析 在现阶段房地产保有环节的税收是由房地产开发商负责缴纳的， 即房价中包含了这些税 收。 在开征物业税以后由房主逐年缴纳。 我们用税收资本化来分析征收物业税后其对房地产 价格的影响。税收资本化是税负转嫁方式中后转的一种特殊形式。 假定一房产能产生长期收益，其现值计算公式为： 1(1 ) n i i i i R PV r = = + （1） 其中，i为年数， i R为第i年收益， i r为第i年利率，在这一资本品出卖时买方能够接受的 价格为PV。设政府每年向资本收益征税 i T ，则资本现值变为 P P D E0 E0 P0=PG S PN O Q0=Q1 Q 图 1 短期流通环节税负归宿 PG P0=PN O Q0=Q1 Q E0 图 2 长期流通环节税负归宿 D0=DG S0=SG 4 1(1 ) n ii i i i RT PV r = = + （2） 这时买方为购买这一资本品愿意支付的价格亦降为 PV ，从而他以后应纳的税收一次性的 转嫁给卖方，税负转嫁总量为 1(1 ) n i i i i T PVPV r = = + 。 三、数据选取与预处理 三、数据选取与预处理 由于我国物业税改革的具体措施还没有明确也尚未进入核心的改革阶段， 因此对于争议 最大的土地出让金问题， 本文在研究过程中不予考虑， 仅研究税收的改革对房价可能产生的 冲击。为了得到更好地分析结果，本文将现有税收分为流通环节的税收和保有环节的税收， 通过分别建立 VAR 模型和 VEC 模型， 分析研究住房价格对流通环节和保有环节税收改革的冲 击响应函数。 3.1 研究方法与步骤的简要说明 本文通过分别建立包含流通环节税收的 VAR 模型（即模型 1：TL、S、D和P的四变 量模型）和包含保有环节税收的 VEC 模型（即模型 2：TB、S、D和P的四变量模型）具 体分析流通环节税收的改革和保有环节税收的改革对房价的影响程度， 来研究物业税改革的 效应。 相关文献认为物业税对房价的影响是通过调节住房的供给和需求来实现的。 为了研究税 收改革对住房价格的长期影响和短期影响及其贡献度，选取我国 1999 年 1 季度-2007 年 4 季度的季度数据，利用 VAR 模型对税收、供给、需求和价格这 4 个变量之间的关系进行实证 研究。 流通环节的税收用建筑业企业税金总额表示， 按照各季度的税收增长比例将年度数据 分成季度数据； 保有环节的税收用房产税额和土地增值税额的总和表示， 按照各季度的税收 增长比例将年度数据分成季度数据； 供给变量用住宅竣工面积表示， 需求变量用住宅销售面 积（不包括二手房，包括现房和期房）表示，价格变量用以 1999 年为基期的住宅销售价格 指数（定基比）表示，并且除价格变量外各变量均用以 1999 年为基期的 CPI 定基比进行平 减得到实际值，各变量均经过 X-12 方法消除季节因素和不规则因素后再取对数值。调整后 的数据分别用LTL表示流通环节的税收，LTB表示保有环节的税收，LS表示供给，LD表 示需求，LP表示价格。数据来自中国统计年鉴、中国经济景气月报以及国家税务 总局网站。 3.2 数据预处理 12 本文进行计量分析使用的软件是 EViews5.1。在估计各模型之前，首先采用 ADF 方法对 各序列、及其一阶差分序列进行平稳性检验。 ADF 检验法的模型如下： 1 1 p ttit it i yyatyu = =+ 1,2,tT=L （3） 检验的零假设和备择假设分别为 0: 0H=， 1: 0H。如果 0 H被拒绝， 则表明 t y是 平稳的，如果 0 H被接受，则 t y是非平稳的。通过 EViews5.1 的输出结果如下： 5 表 1 各个变量的平稳性检验结果 变量 检 验 类 型 ADF 统 计 量 临界值 一阶差分检验类型 ADF 值 临界值 结论 LTB (C,T,9) 0.682 -4.253*()D LTB（C,T,9）-12.07 -4.253* (1)I LTL (C,T,9) -2.092 -4.310*()D LTL(C,T,9) -4.543 -4.310* (1)I LS (C,0,9) -0.044 -3.654*()D LS (C,0,9) -6.419 -3.654* (1)I LD (C,0,9) 2.936 -3.711*()D LD (C,0,9) -7.037 -3.646* (1)I LP (C,T,9) -0.1492 -4.243*()D LP (C,T,9) -5.437 -4.253* (1)I 注：检验类型（C,T,N）分别表示单位根检验方程中包含常数项、时间趋势和滞后项阶数。D 表示变量 的一阶差分。*表示在 1%显著水平下临界值。L 表示变量的对数。最优滞后阶数根据 AIC 准则确定。 从表 1 可以看出， 各指标均为一阶差分平稳的， 因此需要对模型包含的变量进行协整检 验。1987 年 Engle 和 Granger 提出了协整理论及其方法。他们认为一些经济变量的本身是 非平稳序列，但是，它们的线性组合却可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整方 程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。 K 维向量 12 (,) tttkt yyyy=L的分量间被称为,d b阶协整，记为( , ) t yCI d b?，如果 满足： (1) ( ) t yI d?，要求 t y的每个分量( ) it yI d?； (2)存在非零列向量，使得(),0 t yI dbbd?。 简称 t y是协整的，向量又称为协整向量。 通过使用 EViews5.1 的 Johansen 协整检验结果如下： 表 2 模型 1 的 4 变量 Johansen 协整检验结果 原假设 特征值 迹统计量 5%下的临界值 P 值 None * At most 1 0.585785 0.411649 61.969 31.692 55.24578 35.193 0.0114 0.1137 表 3 模型 2 中的 4 变量 Johansen 协整检验结果 原假设 特征值 迹统计量 5%下的临界值 P 值 None * At most 1 * 0.640785 0.456291 70.35974 36.57326 54.07904 35.15275 0.0009 0.0353 从表 2 可以看出模型 1 存在协整关系且只有一个协整方程，表 3 的结果显示在 5%的显 著性水平下存在两个协整方程， 说明这两个模型中各内生变量之间均存在协整关系。 被估计 6 的模型 1 所有根的模小于 1 并且位于单位圆内， 因此 VAR 模型 1 是稳定的。 而模型 2 有一个 根的模大于 1 在单位圆外，模型不稳定。因此，需要对 VAR 模型 2 进行修正建立 VEC 模型。 四、流通环节税收改革对住房价格影响的计量分析 四、流通环节税收改革对住房价格影响的计量分析 4.1 VAR 模型概述 首先建立税收、供给、需求和价格的四元p阶结构向量自回归模型 SVAR（p）： 01122tttptpt B yyyyu = +L ， 1,2,tT=L (4) 其中变量和参数矩阵为： t t t t t LTL LS y LD LP = ， 121314 212324 0 313234 414243 1 1 1 1 bbb bbb B bbb bbb = ， 1 2 3 4 t t t t t u u u u u = 1,2,tT=L，T是样本个数，p是滞后阶数， 1 、 2 、 p 分别是 44系数 矩阵， t LTL、 t LS、 t LD和 t LP分别为流通环节税收、供给、需求和价格序列， 1t u、 2t u、 3t u和 4t u分别是作用在税收、供给、需求和价格上的结构式冲击，即结构式残差， t u是协 方差为单位矩阵的白噪声向量，即(0,) tn uVWNI?。 可将式（4）写成滞后算子形式 ( ) tt B L yu=， () ttk E u uI =， （5） 其中： 2 012 ( ) p p B LBLLL=L，( )B L是滞后算子L的4 4的参数矩阵，如果 矩阵多项式( )B L可逆，可以表示出 SVAR 的无穷阶的 VMA()形式 ( ) tt yD L u= (6) 其中： 1 ( )( )D LB L =, 2 012 ( ),D LDD LD L=+L 1 00 DB= 式（6）通常称为经济模型的最终表达式。从 VAR 模型的 VMA()形式：( ) tt yC L=和 SVAR 模型的 VMA()形式：( ) tt yD L u=，可得 ( )( ) tt C LD L u= （7） 上式对于任意的t都成立，称为典型的 SVAR 模型。由于 0k CI=，可得 0tt D u=，因此 0 ( )( ) tt C L D uD L u= （8） 由于 1 00 DB=，这就隐含着 0ii C DD=，0,1,2,i =L （9） 7 因此，只需要对 0 D进行约束，就可以识别整个系统，又由于 1 00 DB=，也可以通过对 0 B施 加限制条件来识别 SVAR。 对于n元p阶 SVAR 模型，需要对结构式施加()21nn个限制条件才能识别出结构冲 击，模型中有 4 个内生变量，因此需要施加 6 个约束才能使得模型（1）满足可识别条件。 本文根据房地产行业运行的实际情况做出了如下 6 个短期假设： 税收冲击可能影响当期 的实际供给，但实际供给不影响当期的税收，即B矩阵中 12 0b =；税收冲击可能影响当 期的实际需求但不依赖于当期的实际需求，即B矩阵中 13 0b =；实际需求不影响当期的 实际供给，即B矩阵中 23 0b=；税收冲击可能对当期的价格有影响，但实际税收不依赖 于当期的实际价格，即B矩阵中 14 0b =；实际供给影响当期的价格，但价格不依赖于当 期的实际供给，即B矩阵中 24 0b=；房地产需求价格弹性为-0.67（Polinsky,Ellwood 1979,pp.199-205） ，即 34 0.67b= 。 4.2 估计 VAR 模型并估计结构因子 对 VAR 模型进行估计，结果如下 1 1 1 1 82.5681.250.0040.00143.375 2949.0742.1250.2280.11757.725 25869.210.7230.6640.433491.53 19.9990.01980.00030.00010.765 tt tt tt tt LTLLTL LSLS LDLD LPLP =+ + 21 22 23 24 0.53450.00510.00084.1979 16.6060.14590.032512.08 19.2190.0600.0555759.77 0.0856 2.93E-05-1.96E-050.079 tt tt tt tt LTLu LSu LDu LPu + 尽管有几个系数不是很显著，我们仍然选择滞后阶数为 2。这 4 个方程调整的拟合优度 分别为 2 0.9959 T R=， 2 0.925 S R=， 2 0.864 D R=, 2 0.997 P R=，所以我们可以利用这 个模型进行下一步分析。 为了在脉冲响应函数中使用结构选项，必须先估计结构因子矩阵。在 Eviews5.1 中 SVAR 模型采用AB-型： tt AeBu=。根据上文中施加的 6 个约束条件，结构模型（6）就可以表 示成如下形式： 111 22122 3132333 414243444 000 00 0.67 t s d p u DLTL uDDLS uDDDLD uDDDDLP = + 其中， 1 、 2 、 3 和 4 为常数。 4.3 政策效应的脉冲响应分析 脉冲响应函数可描述系统中某一内生变量发生的冲击对其他变量的动态效应轨迹。在 SVAR 模型中，一次对第i个变量的冲击不仅直接影响第i个变量，并且通过 SVAR 模型的 动态（滞后）结构传导给所有的其他内生变量。根据 AIC 和 SC 准则判断 SVAR 的滞后阶数 为 2。脉冲响应函数如下图 3图 5 所示，由于各变量均取对数，所以系数代表了弹性。横 轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：季度） ，纵轴分别表示价格、需求和供给的变化率。 8 实线表示脉冲响应函数，代表了价格、需求和供给变量分别对税收冲击的反应。 从图 3 可以看出， 给税收一个正向的结构冲击会引起价格在前 3 期下降， 接着转为上升， 在第 19 期达到最大（0.023），以后每期保持在 0.02%左右，这说明物业税改革对住房价格 影响存在滞后期滞后大约为 3 个季度， 这段时间可以看作是税收冲击的力量调整期。 物业税 改革对住宅价格的影响从长期来看每期保持在 0.02%左右，并且是持久的影响。这样当实施 合并减少流通环节的税收政策以后，对房价产生同方向的冲击，相应的住房价格也会降低。 图 4 表示给税收一个正向的结构冲击得到的需求脉冲响应函数。 可以看出脉冲响应函数 在前 5 期有小幅波动，随后呈上升趋势，在第 17 期达到最大（6.003），以后保持在 5%-6% 之间， 税收冲击对需求的影响也是一个持久的同向的过程。 也就是流通环节的税收减少以后 会引起需求的降低，降低幅度约在每期 5%-6%之间。 图 5 表示对税收一个正向的结构冲击，得到的供给的脉冲响应函数。可以看出，税收冲 击在短期内对供给产生明显的同向冲击，在第 4 期达到最大（5.569），随后影响效果逐渐 减小， 到第 36 期仍有 1.426%的影响。 可见当流通环节的税收减少以后， 供给也会随之减少， 但减少的幅度每期不会超过 5.57%，并且政策对供给的影响是逐年减弱的。 图 5 供给对税收冲击的脉冲响应函数 图 3 住房价格对税收冲击的脉冲响应函数 图 4 需求对税收冲击的脉冲响应函数 -2 0 2 4 6 8 10 12 5101520253035 Response of S_SA to Structural One S.D. Shock1 -.05 -.04 -.03 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 5101520253035 Response of P_SA to Structural One S.D. Shock1 -30 -20 -10 0 10 20 30 5101520253035 Response of D_SA to Structural One S.D. Shock1 9 小结：减少流通环节的税收会使房价每期大约降低 0.02%，需求大约每期降低 5%-6%， 供给的减少每期最大不会超过 5.57%， 长期保持在 1.5%左右， 可见合并减少流通环节的税收 以后，需求的减少远大于供给的减少，这是导致房价降低的主要原因。 五、保有环节税收改革对住房价格影响的计量分析 五、保有环节税收改革对住房价格影响的计量分析 5.1 VEC 模型概述 VEC 模型是含有协整约束的 VAR 模型，多应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。 对于p阶 VAR 模型： 11ttptptt yA yA yBx =+L 1,2,tT=L （10） 其中 t y为m维非平稳的(1)I变量， t x是一个确定的d维的外生向量，代表趋势项、常数项 等确定性项； t 是k维扰动向量。 如果式（10）的 t y所包含的k个(1)I过程存在协整关系，则不包含外生变量的式（10） 可写为 1 1 1 p ttit it i yyy = =+ + 1,2,tT=L （11） 其中每个方程的误差项都具有平衡性。 一个协整体系有多种表示形式， 用误差修正模型表示 是当前处理这种问题的普遍方法，即： 1 11 1 p ttitt i yecmy = =+ + 1,2,tT=L （13） 其中的每一个方程都是一个误差修正模型。 11tt ecmy =是误差修正项，反映变量之间的 长期均衡关系，系数向量反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均 衡状态的调整速度。 所有作为解释变量的差分项的系数， 反映各变量的短期波动对作为被解 释变量的短期变化的影响。 5.2 估计 VEC 模型 对保有环节税收、供给、需求和价格四个变量建立向量误差修正模型（VECM）。对于误 差修正模型中的滞后阶数的确定， 本文采取对比检验的方法， 通过加入不同的滞后阶数后模 型的结果，分析模型使用的滞后阶数。经过比较后，带有两阶滞后的 VEC 模型能更好的模拟 数据，且具有较好的统计特征。经过 EViews5.1 计算得下面的模型。 该协整方程的正规化形式（或称误差修正项）为 -0.86+0.663.3213.17 t ecmLTBLSLDLP=+ （14） 可得到如下的 VEC 模型： 10 1 0.0490.0120.3850.0720.0230.873 0.0570.0110.1800.8270.1572.305 0.0280.8801.7720.3360.7092.408 0.0140.0520.1860.0240.0040.334 t t t t t LTB LS ecm LD LP =+ 1 1 1 1 t t t t LTB LS LD LP 2 2 2 2 0.3330.0210.0470.240 0.9110.3390.0812.417 2.3060.0340.4093.897 0.0860.0030.0050.673 t t t t t LTB LS e LD LP + VEC 模型中误差修正项的第一个系数（-0.012）、第二个系数（-0.011）和第三个系 数（-0.880）为负，说明误差修正项对税收、需求和供给的变动具有负向的调节作用；第四 个系数（0.052）为正，说明误差修正项对价格的变动具有正向的调节作用。 5.3 脉冲响应分析 基于上述 VEC 模型，给保有环节的税收一个正向的冲击， 通过脉冲响应函数我们可以了 解到这个冲击对住房价格以及住房供给和需求的冲击。 如上图 6-图 8 所示，是脉冲响应函数图，横轴表示滞后期间数（单位：季度），纵轴 表示的是价格、需求和供给变动的百分率。实线分别表示各变量的脉冲响应轨迹。 图 6 价格对税收冲击的脉冲响应函数 图 7 需求对税收冲击的脉冲响应函数 图 8 供给对税收冲击的脉冲响应函数 -.008 -.007 -.006 -.005 -.004 -.003 -.002 -.001 .000 .001 5101520253035 Response of P_SA to Nonfactorized One S.D. TB_SA Innovation -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 .04 .05 .06 5101520253035 Response of D_SA to Nonfactorized One S.D. TB_SA Innovation .00 .01 .02 .03 .04 .05 5101520253035 Response of S_SA to Nonfactorized One S.D. TB_SA Innovation 11 图 6 显示的是给保有环节税收施加一个正向的冲击， 对价格的影响在前 13 期是负向的， 冲击在第 4 期幅度达到最大，为-0.007。在第 14 期冲击仅为 0.0003，以后逐渐减小，长期 来看接近于 0。即通过增加保有环节的税收在短期内可以抑制房价的上升，但在长期内保有 环节税收的冲击在对房价的影响很小。 图 7 表示的是给保有阶段税收一个正向的冲击， 需求变量的脉冲响应函数。 从图中可以 看出，税收冲击对需求的影响短期内波动性比较大。前 5 期基本为正向的冲击，在第 5 期之 后转为持久的负向冲击， 也就是增加保有阶段的税收在政策实施 5 期以后需求开始下降。 说 明政策对需求的抑制作用有一定的滞后期。 图 8 表示的是给保有阶段税收一个正向的冲击， 住房供给的脉冲响应函数。 可见保有阶 段税收的增加对住房供给的冲击较大大，并且是持久的正向冲击，在前 7 期波动较大，在第 5 期达到最大值 0.048，以后保持在 0.033 以上。可见增加保有阶段的税收，能够增加住房 供给。 在第 2 期供给急增说明政策实施以后一部分投机商开始出售房产， 在第 5 期对供给的 影响达到最大，可以解释为大部分投机商经过一年的观望以后，在第 5 期开始出售房产，使 得市场上住房的供给增幅达到最大， 在经过 2 年的政策适应以后， 对供给的影响保持在了一 个稳定的状态上。 小结： 六、结论与政策含义 六、结论与政策含义 通过研究文献中对我国即将开征的物业税的讨论， 为了使研究的结果能符合实际， 本文 将整个物业税改革分为了对现有流通环节税收的改革和现有保有环节税收的改革， 因此物业 税改革对住房价格的影响应该是这两方面改革影响的总和。 同时由于土地出让金改革上存在 的争议最大，本文没有将土地出让金纳入到计量分析中。 本文建立 SVAR 模型和 VEC 模型通过分析脉冲响应函数分别研究了流通环节税收改革和 保有环节税收改革对住房价格、住房需求、住房供给的影响及其程度。 实证研究表明： （1）流通环节税收改革的效应符合理论预期。 流通阶段税收改革对住宅价格是持久的正向冲击，对住宅价格最大可产生 0.023 的影 响。因此对流通环节的税收每减少 1%，即可每期大约降低 0.02%的房价，并且税收对房价的 影响存在 3 个季度的滞后期，这 3 个季度可以看成是税收冲击的力量调整期。 通过分析税收冲击对需求和供给的影响可以看出， 流通环节的税收冲击对需求产生正向 的冲击，影响最大可得到 6.003，即每减少 1%的流通环节的税收可以降低大于 5%的需求； 流通阶段的税收冲击对供给产生正向冲击，影响最大可达到 5.569，长期保持在 1.5%左右。 可见每降低 1%的流通环节的税收对需求的减少要比对供给的减少大很多，这也可以看作是 流通环节税收改革可以降低房价的原因所在。 （2）保有环节税收改革在短期内可以降低房价。 保有环节的税收改革对住房价格长期来看很小， 在短期内是负向的冲击， 即增加住房保 有阶段的税收在短期内可以降低住房价格。 保有环节税收改革对需求的影响， 在政策初期是正向的冲击， 在 5 期以后转为持久的负 向冲击，说明保有环节税收改革在长期内对投机性需求起到了抑制作用，符合理论预期。 12 保有环节税收冲击对住房供给产生的始终是正向的冲击， 并且是持久的冲击， 符合理论 预期。在初期的影响程度较大，是由于投机者出售大量房产导致，以后逐渐趋于平稳保持在 0.033 以上。因此通过增加保有阶段的税收可以增加住房的有效供给。 上述结果表明， 无论是流通阶段税收减少还是保有阶段税收增加都能够起到抑制房价的 作用。 流通环节税收改革对房价的冲击作用比保有环节税收改革的作用大。 流通阶段税收改 革对房价的影响主要是通过抑制需求得到的， 而保有阶段税收改革对房价的影响主要是通过 增加有效供给得到的。 两者的影响途径不同。 物业税实施以后两者的合力共同影响着房地产 市场的价格，由于两者的主要作用分别是减少需求和增加供给，不存在抵消现象，所以对房 价的影响幅度会比单一政策产生的冲击更大。 因此通过物业税改革来平抑房价是具有一定的 现实意义。 参考文献： 参考文献： 1名家争锋：开征物业税能否平抑房价？EB/OL. . 2龚刚敏.论物业税对房地产价格与政府行为的影响J.税务研究，2005，5：43-45. 3陈多长， 踪家峰.房地产税收与住宅资产价格： 理论分析与政策评价J.财贸研究， 2004， 1：57-60. 4尹中立.用税收手段遏制房地产投机日韩税收政策的经验与借鉴J.新财经，2006， 11：82-83. 5杨燕.浅谈物业税与土地出让金J.科技经济市场，2007，5：12-13. 6何振一.物业税与土地出让金不可替代性简论J.中国国土资源经济，2004，7：4-6. 7郝联峰.西方税收归宿理论：趋势与评述J.涉外税务，2000，5：25-28 8冯源.不动产保有税的经济分析