陳淑云 楊建坤 李偉華

摘要：利用我國1999-2014年的時間序列數(shù)據(jù)，選取房地產(chǎn)稅收、房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格作為分析變量，構(gòu)建向量自回歸的VAR模型、運用脈沖響應(yīng)和方差分解方法，就房地產(chǎn)稅收、房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格之間聯(lián)動影響進行分析。結(jié)果顯示：房地產(chǎn)稅收在短期內(nèi)有促進房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格上揚的傾向，雖然長期有抑制效果，但是并不顯著；房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格互為影響，房地產(chǎn)價格對房地產(chǎn)投資影響更大，短期來看兩者的影響互為正相關(guān)，但是長期關(guān)系卻出現(xiàn)負(fù)相關(guān)；另外，房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格的趨勢在長期內(nèi)也會影響房地產(chǎn)稅收政策的走向。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)稅，房地產(chǎn)投資，房地產(chǎn)價格，VAR

中圖分類號：F293.3 文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1001-9138-（2016）06-0025-34 收稿日期：2016-05-06

自1998年住房制度改革以來，我國房地產(chǎn)市場得到迅猛發(fā)展，并且對促進國民經(jīng)濟增長、擴大內(nèi)需以及提高人們的居住水平起到了不可替代的作用，但與此同時，我國房地產(chǎn)市場面臨著非理性發(fā)展，房價持續(xù)走高，房地產(chǎn)投資過熱，巨大的經(jīng)濟利益將越來越多的社會資源盲目吸引到房地產(chǎn)業(yè)之中，造成實體經(jīng)濟空心化和金融風(fēng)險的增加，高房價遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了居民的負(fù)擔(dān)水平，嚴(yán)重挫傷了普通購房者的消費需求，不利于宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定、房地產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展和社會的和諧。因此，為了保持房地產(chǎn)市場的平穩(wěn)發(fā)展，利用房地產(chǎn)稅成為政府監(jiān)管和控制房地產(chǎn)市場的手段之一。2015年，十二屆全國人大常委會立法規(guī)劃公布，房地產(chǎn)稅法被正式列入其中。但房地產(chǎn)稅也逐漸暴露了稅費項目繁雜、房地產(chǎn)各環(huán)節(jié)稅費不均、稅制體系復(fù)雜等多方面的問題。在受到各界的質(zhì)疑中，房地產(chǎn)稅政策能否有效地給房地產(chǎn)投資和房價“降溫”，同時三者之間是否存在相互影響，是本文研究的目的和意義所在。

本文利用我國1999-2014年有關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，采用VAR模型實證研究房地產(chǎn)稅、房地產(chǎn)投資和房價三者之間的聯(lián)動影響。

1 文獻回顧

首先，關(guān)于房地產(chǎn)稅對房價的影響，眾多學(xué)者雖然視角和方法不同，但無論是從理論上還是實證上都已經(jīng)對其進行過成熟的探討。Tiebout（1956）的“用腳投票”理論最先從稅收資本化和公共服務(wù)提供的視角指出，具有消費者和投票者雙重身份的理性人根據(jù)各地方政府提供的公共產(chǎn)品和稅負(fù)的組合，來自由選擇那些最能滿足自己偏好的地方定居。Tiebout的研究為后來的房地產(chǎn)稅與房價關(guān)系的研究奠定了基礎(chǔ)。隨后，Oates（1969）通過對美國新澤西州東北部的53個城鎮(zhèn)進行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)地方房地產(chǎn)價值與實際房地產(chǎn)稅之間負(fù)相關(guān)，與每年的公共支出正相關(guān)。Oates在模型中將房地產(chǎn)價值作為被解釋變量，如果居民在選擇定居地時確實考慮地方公共服務(wù)水平和稅率，那么該地的公共服務(wù)越好稅率越低，就會吸引大量人口流入，從而會引起本地房地產(chǎn)需求增加，進而帶動房價上漲。Wood（2006）采用微觀模擬模型研究了澳大利亞房地產(chǎn)政策對住宅需求選擇的影響，房地產(chǎn)稅會影響租房、買房的相對價格，家庭財富，并最終會影響房價。

我國學(xué)者也對房地產(chǎn)稅和房價的關(guān)系進行了研究，主要觀點歸納為3類：第一類觀點認(rèn)為，房地產(chǎn)稅將促進房價的上漲。楊紹媛、徐曉波（2007）認(rèn)為我國在現(xiàn)行的稅制下，由于購房者需求彈性小，不論從資產(chǎn)收益的角度還是從住房成本的角度看，稅收在短期內(nèi)都會提高房價。第二類觀點則是認(rèn)為，房地產(chǎn)稅將抑制房價的上漲。王海勇（2004）按照現(xiàn)代資產(chǎn)定價理論，房地產(chǎn)稅收能夠降低住宅投資的未來預(yù)期增值，從而導(dǎo)致住宅資產(chǎn)價格的下降。況偉大（2012）在住房流量模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個購房者和開發(fā)商的住房市場局部均衡模型，考察了完全壟斷和完全競爭情形下房地產(chǎn)稅與房價之間的關(guān)系。結(jié)果表明，無論何種市場結(jié)構(gòu)，提高房地產(chǎn)稅均導(dǎo)致房價下降；住房市場壟斷性越強，房價越高，房地產(chǎn)稅對房價影響越大。第三類觀點，則是側(cè)重于房地產(chǎn)稅對房價的長短期影響。杜雪君、吳次芳等（2008）以我國1988-2006年房地產(chǎn)稅和房價的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過協(xié)整分析、向量自回歸、誤差修正和Granger因果檢驗，研究了我國房地產(chǎn)稅對房價的短期影響及兩者的長期關(guān)系。認(rèn)為我國房地產(chǎn)稅和房價長期存在均衡穩(wěn)定的關(guān)系，調(diào)高房地產(chǎn)稅將促進房價上漲，并且房地產(chǎn)稅的長期影響效應(yīng)要大于短期影響效應(yīng)。陶萍、張秋燕（2014）利用我國2000-2012年的30個省的房地產(chǎn)稅和房價的面板數(shù)據(jù)，通過平穩(wěn)性分析、協(xié)整檢驗以及回歸分析，發(fā)現(xiàn)我國房地產(chǎn)稅對房價由正U型影響效應(yīng)，即短期內(nèi)房地產(chǎn)稅能有效抑制房價的上漲，而長期內(nèi)房地產(chǎn)稅的征收則會帶動房價的上漲，而且房地產(chǎn)稅對房價的影響具有顯著的區(qū)域差異。

其次，國內(nèi)文獻關(guān)于房地產(chǎn)稅影響房地產(chǎn)投資的研究較少，而且大多數(shù)文獻是從宏觀層面進行，分析土地財政對于房地產(chǎn)投資的影響。例如，陳志勇（2011）通過分析省級面板數(shù)據(jù)，指出土地財政依賴度與房地產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重之間存在不顯著正向關(guān)系。雷根強、錢日帆（2014）通過利用地級市面板數(shù)據(jù)模型和廣義矩陣法，分析了土地財政對房地產(chǎn)投資和房價的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：地方財力的依賴程度對房地產(chǎn)開發(fā)投資呈顯著的正向影響，但對房價并不顯著。

最后，對于房地產(chǎn)投資和房價之間的關(guān)系，不少學(xué)者進行了研究。段巖燕、田華（2009）認(rèn)為，房地產(chǎn)開發(fā)投資與房地產(chǎn)價格通過供需傳導(dǎo)機制相互影響，房地產(chǎn)投資與房地產(chǎn)價格呈正相關(guān)關(guān)系。牛甲卿（2009）從市政角度出發(fā)分析房價指數(shù)與房貸和房地產(chǎn)開發(fā)投資額之間的關(guān)系后，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)投資額與房地產(chǎn)價格存在長期的穩(wěn)定正向關(guān)系。賴一飛、黃芮等（2014）利用VAR模型和協(xié)整方程，從房地產(chǎn)調(diào)控政策入手，重點研究利率、房地產(chǎn)投資與房地產(chǎn)價格的相互影響效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：房地產(chǎn)投資對房價有正向影響，利率對房價有負(fù)向影響，并且在長期均衡角度上看房地產(chǎn)投資對房價的影響更大，同時房地產(chǎn)價格對房地產(chǎn)投資也有較大影響。

現(xiàn)有文獻為我們研究房地產(chǎn)稅和房地產(chǎn)投資與房價間的聯(lián)動影響提供了有利的借鑒。但是，鮮有文獻從全局上把握房地產(chǎn)稅、房地產(chǎn)投資和房價之間的關(guān)系。另外，大多數(shù)文獻只是籠統(tǒng)考慮土地財政對于房地產(chǎn)投資的影響，并沒有細(xì)分到房地產(chǎn)稅政策的影響。基于此，本文嘗試在現(xiàn)有基礎(chǔ)上量化分析房地產(chǎn)稅、房地產(chǎn)投資和房價三者之間的聯(lián)動影響。

2 計量方法與數(shù)據(jù)

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文選取我國1999-2014年房地產(chǎn)稅收（ET）、房地產(chǎn)價格（EP）、房地產(chǎn)投資（EI）相關(guān)數(shù)據(jù)，房地產(chǎn)稅收（ET）采用5種直接以房地產(chǎn)為征稅對象的稅種（房產(chǎn)稅、耕地占用稅、城鎮(zhèn)土地使用稅、土地增值稅和契稅）的稅收收入之和；房地產(chǎn)價格（EP）采用商品房平均銷售價格數(shù)據(jù)。所有原始數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。同時，為消除時間序列數(shù)據(jù)存在的量綱問題，文章對實際ET、EP、EI取對數(shù)，自然對數(shù)形式為LET、LEP、LEI，統(tǒng)計軟件為EVIEWS7.2。

2.2 計量模型

建立一個包含房地產(chǎn)稅收、房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格3個內(nèi)生變量的VAR 模型，并通過平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解分析對三者之間的關(guān)系進行探索。

向量自回歸（VAR）模型通常用于多變量時間序列的預(yù)測和描述隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響，實質(zhì)上是考察多個變量之間的動態(tài)互動關(guān)系，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為所有變量滯后項的函數(shù)來構(gòu)造回歸模型，最一般的VAR（P）模型如式：

式中，yt是m維內(nèi)生變量向量；xt是d維外生變量向量；A1，…，Ap和B1，…，Br是待估計參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p和r滯后期；為隨機擾動項，同期之間可以相關(guān)，但不能自相關(guān)，不能與模型變量的右邊相關(guān)。

3 基礎(chǔ)型檢驗分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

VAR模型是針對平穩(wěn)數(shù)據(jù)建立的，因此在用VAR模型進行估計分析之前，需要考慮到時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用ADF單位根檢驗法對房地產(chǎn)稅（ET）、房地產(chǎn)投資（EI）和房地產(chǎn)價格（EP）進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。

從表1看出，原變量序列均存在單位根，是非平穩(wěn)的，但房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)稅收經(jīng)過二階差分后是平穩(wěn)的，房地產(chǎn)價格經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)的，不包含單位根，那么序列LEI、LET是I（2）序列，LEP是I（1），滿足協(xié)整檢驗的條件。

3.2 協(xié)整檢驗

首先要確定VAR模型中的最優(yōu)滯后期值，若滯后期值K過大則會導(dǎo)致模型中的自由度過少，從而不利于模型參數(shù)估計的有效性，而K值太小，誤差項又會存在嚴(yán)重相關(guān)。本文根據(jù)AIC和SC最小化的原則進行選取，通過VAR模型最優(yōu)滯后期的檢驗，結(jié)果如表2所示，可知此VAR模型的最優(yōu)滯后期為3期。

基于上述單位根檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)時間序列數(shù)據(jù)滿足協(xié)整檢驗的條件，對這3組數(shù)據(jù)進行Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果如表3所示。

從表3可以發(fā)現(xiàn)，在沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)下，p值的概率是小于0.05，說明存在協(xié)整關(guān)系。我們可以避免偽回歸的現(xiàn)象，同時可知房地產(chǎn)稅收、房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格三者之間存在長期均衡關(guān)系，可以采用三者相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建VAR模型。除此以外，為進一步考察模型的穩(wěn)定性，估計AR特征多項式的根。從圖1中看出所有的根的倒數(shù)的模都落在圓內(nèi)，表示VAR模型平穩(wěn)。

圖1：AR特征根的倒數(shù)的模的單位圓表示

4 實證分析

4.1 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫了內(nèi)生變量對誤差變化大小的反應(yīng)，即描述一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對VAR模型中內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值的影響，為了分別觀測房地產(chǎn)稅收、房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格比一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機新量對VAR模型中內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值的影響，本文在VAR的基礎(chǔ)上，建立相應(yīng)時期數(shù)為10的脈沖響應(yīng)函數(shù)，其結(jié)果如圖2所示。

從“對ET的反應(yīng)”的圖表中可知，各內(nèi)生變量對房地產(chǎn)稅收的一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機變量的反應(yīng)不一。首先，房地產(chǎn)投資脈沖響應(yīng)第1期大約為0.4，在第1期到第7期內(nèi)則是上下浮動，第7期達到峰值，后期開始持續(xù)下降，到23期之后由正向沖擊變?yōu)樨?fù)向沖擊，說明從長期來看房地產(chǎn)稅收的征收有助于抑制房地產(chǎn)投資的過旺，但是效果并不顯著，而且近期來看則會促進房地產(chǎn)投資。這有可能主要是因為地方政府為了增加地方財政收入，前期低價供應(yīng)工業(yè)用地盲目吸引工商企業(yè)，而且由于受官員任期和政績壓力的影響，在任官員承諾給引進企業(yè)稅費減免導(dǎo)致前期房地產(chǎn)投資過旺，但下任官員并不受上任影響，從而又通過增加稅費來彌補財政支出。其次，房地產(chǎn)價格的脈沖響應(yīng)第1期也為0.4，之后便持續(xù)上漲，直到第7期達到峰值，再之后便持續(xù)下降，在大約第22期左右，便有正向響應(yīng)變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)，說明短期來看房地產(chǎn)稅收的征收并不能抑制房價的下跌，長期才會有效果，但是效果也不顯著。這有可能是政策的逆向效應(yīng)，并且政策的執(zhí)行往往存在時滯情況，在房地產(chǎn)稅收稅率增加之前，消費者可能會在短期內(nèi)出現(xiàn)“哄搶”現(xiàn)象，致使房屋供不應(yīng)求出現(xiàn)房價上漲現(xiàn)象。最后，房地產(chǎn)稅收對自身的響應(yīng)，在第1期幾乎沒什么影響，后期一直在0-0.3左右浮動，最終又趨于零，說明房地產(chǎn)稅收對其自身的沖擊所引起的響應(yīng)在初期比較明顯，后期沒什么影響。

從“對EI的反應(yīng)”的圖表中可知，各內(nèi)生變量對房地產(chǎn)投資的一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機擾動的反應(yīng)差異也很大，房地產(chǎn)價格的脈沖響應(yīng)函數(shù)第1期為0，之后便持續(xù)上漲，在大約第10期時達到峰值，但是之后便持續(xù)下降，在23期之后由正響應(yīng)變?yōu)樨?fù)響應(yīng)。這說明房地產(chǎn)投資的增加在近期會促進房價的上漲，但是長遠(yuǎn)來看卻會造成房價的下跌。這主要有可能是持續(xù)的高房價在前期吸引大量的資本進入，由于高房價帶來的消極影響，壓制了普通購房者的需求，從而導(dǎo)致需求萎縮，而與此同時房地產(chǎn)投資帶來的房地產(chǎn)市場后期出現(xiàn)了供過于求的情況，所以房價出現(xiàn)下跌；房地產(chǎn)稅收對于房地產(chǎn)投資的反應(yīng)則是比較溫和，呈現(xiàn)出先增加后逐漸為零的情況，這說明我國目前還是以投資為主，并且依然落實“房地產(chǎn)業(yè)定位為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)”的政策，政府政策執(zhí)行力度不大所致。

從“對EP的反應(yīng)”的圖表中可知，各內(nèi)生變量對房地產(chǎn)價格的一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的隨機新量的反應(yīng)。首先，房地產(chǎn)投資對房地產(chǎn)價格的響應(yīng)較為強烈，初期為0.25左右，之后便持續(xù)下降變?yōu)樨?fù)響應(yīng)，在第2期之后開始持續(xù)上升，并變?yōu)檎憫?yīng)，一直到第23期左右又變?yōu)樨?fù)響應(yīng)。這說明前期的房價上漲，并不會帶來房地產(chǎn)投資的過旺，由于受心理預(yù)期的影響，投資者需要對一個地區(qū)的后期市場行情作出判斷才會采取行動，但持續(xù)的房價上漲肯定會吸引投資者的不斷進入，造成房地產(chǎn)投資過旺。正如以上所述，持續(xù)的高房價最終會抑制對房地產(chǎn)的需求，而這種影響又會傳遞到前期的投資，從長期來看會導(dǎo)致房地產(chǎn)投資下降。其次，房地產(chǎn)稅收受到房地產(chǎn)價格一個正向沖擊后，在11期內(nèi)先呈現(xiàn)出平穩(wěn)的正響應(yīng)，11期后有逐漸歸為零。這說明短期內(nèi)政府在面對高漲的房價時，會出臺相應(yīng)的房地產(chǎn)稅收政策去積極抑制房價的上漲，但是由于目前我國經(jīng)濟處在轉(zhuǎn)型階段，短期內(nèi)繼續(xù)以“投資拉動經(jīng)濟”的格局不會改變，所以如果房地產(chǎn)稅在長期內(nèi)會抑制房價的下跌，必然會影響前期投資者的心理預(yù)期，對經(jīng)濟增長反而不利，所以政府的房地產(chǎn)稅收政策長期看來對于房價的響應(yīng)并不積極。

4.2 方差分解分析

利用VAR模型，可以研究模型的動態(tài)特征。其主要思想是，把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的若干組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。本文利用EVIEWS7.2得出3個變量的VAR跨時為8的方差分解，如表5所示。其中，S.E所對應(yīng)的列是各個變量的各期預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)誤差，這種誤差來源于新息的當(dāng)期值和未來值，其他幾列是關(guān)于源自某個特定新息所引起的方差占總體方差的百分比，在第一期，一個變量的所有變動均來自其本身的新息，因此值為100%，通過方差分解：

（1）關(guān)于房地產(chǎn)投資的方差分解分析。如表2所示，不考慮房地產(chǎn)投資對自身的變動貢獻度，房地產(chǎn)價格和房地產(chǎn)稅收的變動不存在對房地產(chǎn)稅收的同期影響，但隨著時間的推移，房地產(chǎn)價格方差變動的貢獻度越來越大，在第8期，全國房地產(chǎn)投資的變化的71%以上來自于房地產(chǎn)價格的變化，這表明房價的變化對房地產(chǎn)投資影響較大，在房價只漲不跌的預(yù)期下，房價的上漲勢必會刺激更多的房地產(chǎn)投資；而房地產(chǎn)稅收對于房地產(chǎn)投資的變動的貢獻度則一直不明顯。

（2）關(guān)于房地產(chǎn)價格的方差分解分析。考察房地產(chǎn)價格波動的原因，分析房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)稅收的變動對于房地產(chǎn)價格的重要性，如表5所示，除去房地產(chǎn)價格變動對自身變動貢獻的影響，房地產(chǎn)投資的變動影響最為顯著，雖然房地產(chǎn)投資的影響在逐步下降，但是在第8期，房地產(chǎn)價格變化的28%以上來自于房地產(chǎn)投資的變化；而房地產(chǎn)稅收的變動對于房地產(chǎn)價格的變動并不明顯。

（3）關(guān)于房地產(chǎn)稅收的方差分解分析。從表5可以看出，對于房地產(chǎn)稅收的變動受到房地產(chǎn)價格的變動貢獻較大，在第8期達到78%以上，房地產(chǎn)投資的變動貢獻雖然不及房地產(chǎn)價格的變動，但是對于其房地產(chǎn)稅收變動的貢獻在第8期也在20%以上。這說明房地產(chǎn)價格和房地產(chǎn)投資的趨勢會影響房地產(chǎn)稅收政策的走向，如果長期內(nèi)房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格有下降的趨勢，對于目前國家依然依靠投資拉動經(jīng)濟增長的格局反而不利，房地產(chǎn)行業(yè)更是保增長的關(guān)鍵，在這種背景下，房地產(chǎn)稅收的征收并不能有效的調(diào)控房地產(chǎn)市場，最終房地產(chǎn)稅收對兩者響應(yīng)的力度也會由于執(zhí)行上的乏力而大大縮減。

5 結(jié)論與政策建議

本文采用VAR模型，探討了房地產(chǎn)稅收、房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格三者之間的聯(lián)動影響。在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上，對三者之間進行了實證考察，房地產(chǎn)稅收對于抑制房地產(chǎn)投資過旺和房地產(chǎn)價格過熱雖然從長期來看有影響，但是效果并不顯著，而且在短期內(nèi)還有促進房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格上揚的傾向；房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格之間相互影響。而房地產(chǎn)價格對于房地產(chǎn)投資影響更大，說明我國市場上充斥著投機性投資行為。另外，雖然短期來看，無論是房地產(chǎn)投資對于房價的影響，還是房價對房地產(chǎn)投資的影響成正相關(guān)，但是兩者相互之間的影響長期來看是負(fù)相關(guān)的，這與我國目前房地產(chǎn)市場出現(xiàn)的高庫存情況也基本符合。高額的房價吸引了大量的投資，但是這與消費者實際負(fù)擔(dān)能力嚴(yán)重不匹配，致使房地產(chǎn)需求萎縮，導(dǎo)致大部分城市有價無市，而這種影響又會傳遞到前期房地產(chǎn)投資，從而出現(xiàn)投資減少。房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格會影響房地產(chǎn)稅收政策的走向，雖然我國政府在宏觀層面常用房地產(chǎn)收對房地產(chǎn)市場進行調(diào)控，然而結(jié)果并不理想。在此，根據(jù)本文研究結(jié)論，提出以下建議：

（1）房地產(chǎn)稅收對于調(diào)控房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)市場起到一定作用，但是作用有限，這其中需要國家加大執(zhí)行力度，并且單一的財政政策并不能很好地發(fā)揮效果，要平穩(wěn)房地產(chǎn)市場需要國家將行政手段、財政手段和金融手段并行。

（2）房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格互為影響，其中房地產(chǎn)價格對房地產(chǎn)投資影響較大。政府有關(guān)部門要加強規(guī)范房地產(chǎn)市場的投機行為，加大處罰力度，確保房地產(chǎn)市場的平穩(wěn)運行。

（3）我國要逐步改變依賴投資發(fā)展經(jīng)濟的行為，尤其是房地產(chǎn)投資，避免重新回到粗放式發(fā)展的老路上去，因此國家需要從“供給側(cè)”改革出發(fā)，實現(xiàn)資本、土地和勞動等要素的最優(yōu)結(jié)合，以創(chuàng)新帶動發(fā)展。

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The Linkage Analysis of Real Estate Tax， Real Estate Investment and Real Estate Price

Chen Shuyun，Yang Jiankun，Li Weihua

Abstract：In reference of series domestic statistics from 1999 to 2014，we focused on real estate tax， real estate investment and real estate prices as analysis variables.The author adopted vector autoregression VAR model，impulse response and variance decomposition methods，in order to do research works and seeking linkages between the real estate tax，real estate investment and real estate prices.The results showed that there exists short-term tendency showing that the real estate tax create positive effects for real estate investment and real estate prices.Although the inhibitory effects in long-term view，the general impact can be said next to nothing.The real estate investment and real estate prices affect each other，and the real estate price create greater impact on real estate investment.In short-term view， the two factors have mutual positive correlation，however there exist negative correlation of them from the long-term view.In addition，both of the real estate investment and real estate prices will create influence on the social situation of real estate tax policy in long-term view.Several recommendations were composed in this paper based on aforesaid aspects.

Keywords：Real estate taxes，Investment in real estate，Real estate price，VAR

李求軍/責(zé)任編輯