促進住房供給控制房價的政策目標范文

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1引言

房地產業是一國經濟的基礎產業之一，由于產業規模大、關聯度高，在國計民生中占有重要地位。房地產業的發展狀況，尤其是房地產價格波動極易引起多個經濟部門的連鎖反應，對一國整體經濟形成沖擊。2008年世界性金融危機的導火索，就是美國房地產次貸危機。因此，保持房地產業穩步發展、使房價維持在合理區域內，就成為各國政府調控房地產市場的一項重要政策目標。我國從2005年開始將房地產業的調控目標由抑制房地產市場投資過熱轉向抑制房價過快上漲，并相繼出臺了一系列利率、信貸、稅收等房價調控政策，這些政策對房價到底產生了什么影響、是否取得了預期政策效應，值得我們關注和研究。本文選擇1999－2010年期間我國利率政策、信貸政策和稅收政策作為研究對象，通過建立向量自回歸模型和向量誤差修正模型，將住房需求與住房供給同時引入一個模型，分析近12年來這些調控政策對住房價格變動的影響及其傳導途徑。

2模型選擇與數據處理

2.1模型選擇

研究政策對房價的影響，大多數學者采用Granger因果檢驗和向量自回歸模型作為分析工具。本文選取向量自回歸模型（VAR）研究貨幣政策和稅收政策對住房價格的影響。不論是貨幣政策（如利率和信貸政策）還是稅收政策都是可選擇的房價調控工具，利用這些政策工具可以調控房地產市場需求和供給,進而影響住房價格；但反過來，住房價格的變化也會影響調控政策的選擇與實施。就實施效果而言，利率、信貸、稅收等變量具有現實聯立性，分析時沒有必要事先把這些變量區分為內生或外生變量。基于以上考慮，我們分別建立兩個VAR模型，分析稅收、利率、信貸政策對住房價格的影響效應：VAR模型1包含住房價格、需求、供給、利率和信貸變量；VAR模型2包含住房價格、需求、供給、稅收變量，其中稅收分為開發環節稅收和保有環節稅收兩個變量。

2.2變量和數據選取

為了研究這些政策對住房價格的長期影響和短期影響，選取我國1999年第1季度至2010年第4季度的數據，其中房價（HP）用商品住宅銷售價格指數表示，需求變量（D）用住宅銷售面積代替，供給變量（S）用住宅竣工面積表示，利率（R）以金融機構中長期（1～3年）貸款利率表示，信貸規模變量（N）以房地產開發貸款中國內貸款表示，保有環節稅收（TF）以房產稅表示，開發環節稅收（TK）以土地增值稅和城鎮土地使用稅表示；商品住宅銷售價格指數為季度同比數據。本文將其進行定基化處理，在可獲得的月度環比數據（2005年7月至2010年12月）基礎上根據各月環比指數推算出各月定基比指數，據此再得出各季度定基比指數；居住用地交易價格指數選取2003年第1季度至2010年第4季度環比指數，在此基礎上推算出各季度定基比指數；兩種指數都以1999年為基期。稅收、需求、供給、信貸等變量均用以1999年為基期的CPI定基比進行平減后得到實際值，貸款利率減去當期CPI上漲率，求得實際利率。此外，除貸款利率外，所有變量均采用X－12方法進行了季度調整，并取對數值以降低異方差影響；調整后的數據分別用LHP表示商品住宅銷售價格指數、LD表示需求、LS表示供給、LTK表示開發環節稅收、LTB表示保有環節稅收、R表示貸款利率、LN表示國內貸款。模型中采用的原始數據來自相關年度《中國統計年鑒》、國家統計數據庫、中經網統計數據庫、國家稅務總局網站以及國研網統計數據庫。

3模型估計及結果分析

3.1數據平穩性檢驗

在對各變量進行回歸之前，為了避免變量不平穩產生虛假回歸，先采用ADF方法對各序列進行單位根檢驗。結果見表1。從表1數據可以看出，各變量在1%顯著水平下都存在單位根，表明原序列不平穩；貸款利率一階差分變量在5%顯著水平下拒絕存在單位根的假設，其余變量在1%顯著水平下拒絕存在單位根的假設，說明各變量都是一階差分平穩的，因此，需要對模型包含的變量進行協整檢驗，以檢驗變量之間是否存在長期均衡關系。

3.2協整檢驗

由表2可知，VAR模型1跡統計量101.49117大于69.81889、39.82752小于47.85613，表明在5%水平上顯著，拒絕沒有協整向量的假設，接受存在至多一個協整向量的假設，說明存在一個協整方程，且變量的長期均衡關系存在；VAR模型2存在兩個協整方程，變量長期均衡關系也存在。

3.3模型結果

模型1是由住房價格、需求、供給、利率和貸款5個變量建立的向量自回歸模型（VAR），由協整檢驗分析可知模型變量間存在協整關系，于是可以建立水平變量的VAR模型，也可以建立向量誤差修正模型（VEC）；通過對VAR模型進行AR檢驗，可知單位根都在圓內，表明VAR模型穩定，因此可以直接建立向量自回歸模型并進行脈沖響應函數分析。模型2是由住房價格、需求、供給、開發環節稅收和保有環節稅收5個變量建立的向量自回歸模型（VAR），對模型進行協整檢驗后存在協整方程，表明變量之間具有長期均衡關系；通過對模型進行AR檢驗，可知模型有1個單位根在圓外，說明模型2不穩定；對模型2進行修正，建立向量誤差修正模型（VEC）。對于誤差修正模型中滯后階數的確定，本文通過對模型加入不同滯后期、根據AIC和SC統計量判斷最佳滯后期為2，得到如下模型，其中模型誤差修正項的數學表達式為：由VEC模型中誤差修正項系數-0.082550、-0.848842、-0.003466可知，誤差修正項對住房價格、需求和開發環節稅收具有負向調節作用；系數1.314215、0.118149為正，表明誤差修正項對供給和保有環節稅收具有正向調節作用。

3.4脈沖響應函數分析

脈沖響應函數用以描述內生變量對自己或其他內生變量變化的反應以及路徑變化。在圖1至圖3中，橫軸表示滯后期間數（單位為季度）、縱軸表示住房價格、需求和供給變動百分率；實線表示各變量的脈沖響應軌跡，虛線表示響應函數值加減兩倍標準差的置信區間。從圖1可以看出，當期給實際貸款利率一個正向沖擊之后，住房價格出現下降，在第6期降到最低，隨后逐步上升。這樣的脈沖響應函數曲線說明，在住房市場上實際貸款利率對住房價格存在負效應，貸款利率提高會使住房價格下降，這一結論與宋勃和高波（2007）、王來福和郭峰（2007）的研究結果一致。在當期給貸款規模一個正向沖擊，房價在第6期達到最高（0.02），而后緩慢下降并保持在0.01左右，脈沖響應函數曲線表明，貸款對住房價格具有正效應，住房價格隨貸款的增加而上升。在當期給利率一個正向沖擊后，對供給的沖擊在前3期均為負向，在第2期下降到最低（－0.025），隨后上升，在第4期達到最高（0.025），隨后呈緩慢下降趨勢。這表明貸款利率在短期內對住房供給存在負效應，貸款利率增加，住房供給在前3個季度下降、隨后又上升，說明貸款利率在長期內對供給不存在明顯影響。在當期給貸款一個正向沖擊會對供給產生負效應，供給在前8期一直不斷波動，在以后各期內比較穩定，在第18期后貸款對供給的沖擊效應已經很小。圖2是基于VEC模型的開發環節和保有環節稅收變化沖擊引起住房價格變化的脈沖響應函數圖。從圖2可以看出，在當期給開發環節稅收一個正向沖擊會對住房價格產生正效應，且在第9期達到最大，隨后開始下降并在第14期以后保持在0.04左右，影響比較持久；這表明對開發環節征稅會使得住房價格上升，并且在前9期每期都保持0.01的增長率，以后將保持在0.05左右；在當期給保有環節稅收一個正向沖擊會對住房價格產生負效應，在前8期一直處于下降趨勢，第8期后每期保持在0.02左右，說明增加保有環節稅收可以抑制住房價格的上升，影響也比較持久，從而印證了杜雪君等人（2007）的結果。圖3是基于VEC模型的開發環節稅收和住房保有環節稅收變化引起供給和需求變化的脈沖響應函數圖。從圖3可以看出，在當期給開發環節稅收一個正向沖擊將對供給產生負效應，而且短期內波動較大，前8期一直處于下降趨勢，隨后保持在－0.06左右，說明對開發環節征稅可使住房供給下降；對需求的沖擊在前2期為正、之后為負，說明對開發環節征稅會使住房需求下降。在當期給保有環節稅收一個正向沖擊，住房需求在短期波動很大，第2期達到最大（0.32）、然后開始下降，在第8期后每期保持在0.028左右。對此，一個可能的解釋是，我國住房需求很大一部分是剛性需求，隨著我國城市化水平的提高和市場化進程加快，居民對住房的需求上升，這時，即使提高保有環節稅收也不能抑制住房需求。保有環節稅收對住房供給的沖擊在前3期為負、而后為正，在第6期達到最大，第8期以后一直保持在0.01左右，說明保有環節稅收對供給的調節存在滯后期，第3期之后保有環節稅收使得住房供給增加，這一結論與金成曉和馬麗娟（2008）得出的結論一致。對保有環節征稅后，一部分投機商開始出售手中持有的房屋，而大部分則是經過一年多觀望后才開始出售，使得住房供給增幅達到最大。

4結論及政策建議

本文選取我國1999－2010年48個季度的數據，通過建立VAR模型和VEC模型進行脈沖響應函數分析，前者針對利率、貸款、開發環節稅收、保有環節稅收、需求以及供給對住房價格的影響，后者針對利率、貸款、稅收對需求和供給的影響進行了實證分析，主要發現如下：

第一，利率工具可以有效調控住房供給并影響住房價格。由脈沖響應函數圖可知，實際貸款利率對住房供給在前3期存在負效應，貸款利率上升引起住房供給減少；貸款利率對住房價格存在持久的負向沖擊，對房價的影響在第6期達到最大：貸款利率每提高1%，住房價格可降低0.03%。提高實際貸款利率一方面使得開發商投資成本上升、投資規模縮減，導致短期內住房供給減少；但另一方面，實際貸款利率上升又使得購房成本增加、購房者的住房需求也會下降。住房價格是需求與供給共同作用的結果，當住房需求下降幅度大于住房供給下降幅度時，住房價格便會下降。

第二，對開發環節征稅使得住房供給減少、住房價格上升。開發環節稅收對住房供給存在負向沖擊，在第6期降到最低（0.07），表明開發環節稅收每提高1%就使得住房供給減少0.07%；開發環節稅收對住房價格存在正向沖擊，在第9期達到最高（0.05），即開發環節稅收每提高1%會使住房價格上升0.05%。加大對房地產開發環節的稅收，一方面將使得房地產開發商投資成本增加、投資規模縮減、進而使住房供給量下降，于是在住房需求不變的條件下，住房價格便會上升；另一方面，房地產開發商會將稅收轉嫁到購房者身上，從而促使住房價格上升（董國強等，2010）。

第三，對保有環節征稅不會影響住房需求，住房供給增加則使得住房價格下降。保有環節稅收對住房需求存在正向沖擊，第8期以后保持在0.028，考慮到我國居民的住房需求很大一部分是剛性需求，對保有環節征稅長期而言并不會改變需求量；保有環節稅收對住房供給在第3期后為正向沖擊，在第6期達到0.015，也就是說，長期內保有環節稅收提高1%將使住房供給增加0.015%。針對保有環節征稅會加重投機者房屋持有負擔，將迫使他們出售部分住房，于是市場供給增加、住房價格就可能下降。上述分析結果對于當前我國房地產調控政策選擇的現實含義是：

（1）抑制我國當前房價持續上漲可以選擇降低利率、提高保有環節稅收，降低利率通過改變房地產供給而影響住房價格，提高保有環節稅收則可以促使存量住房早日投放市場從而增加住房有效供給、降低房價；

（2）為遏制房價，我國目前應對開發環節稅收進行改革、降低房地產開發環節稅收；

（3）不同的房價調控政策工具的時滯不同、調控效應的釋放機制也有區別，利率調整雖然可以在短期內迅速影響房價，但長期效應有限；相比之下，稅收政策調整對于住房價格的沖擊力更大、作用也更持久。考慮到我國目前正處于城市化進程中期、住房需求多為剛性需求的特點，為控制房價持續上漲、促進房地產業長期平穩健康發展，應優先選擇稅收工具，采取調低開發環節稅負、同時提高住房保有環節稅負的策略，增加住房供給，最終實現控制住房價格的政策目標。