導(dǎo)語：住房消費(fèi)論文：房產(chǎn)稅影響消費(fèi)的實(shí)證探索一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

本文作者：趙曉莉吳曉燕周京奎工作單位：南開大學(xué)

理論模型

考慮到住宅市場的風(fēng)險(xiǎn)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(gè)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(gè)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(xiǎn)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(xiǎn)資產(chǎn)和住宅資產(chǎn)的價(jià)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(jì)局聯(lián)合進(jìn)行了一個(gè)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(gè)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(gè)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(gè)地區(qū)通過隨機(jī)抽樣確定的147214個(gè)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(shí)，我們以2002年為基期，利用美國CPI數(shù)據(jù)將模型中所有價(jià)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(jià)值;h_ownship代表住宅權(quán)屬選擇，權(quán)屬類型分為租房和個(gè)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(gè)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(jià)live_neighbor_rate、1～2個(gè)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(jià)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(gè)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(jì)量模型在本文的研究中，我們通過三個(gè)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(jià)格模型(housepricehedonicmodel)估計(jì)住宅特征價(jià)格;然后利用所估計(jì)的住宅特征價(jià)格計(jì)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(jì)結(jié)果。1．住宅特征價(jià)格模型我們使用標(biāo)準(zhǔn)的特征價(jià)格模型估計(jì)住宅特征價(jià)格，模型中解釋變量取住宅價(jià)值的對數(shù)。ln(h_valuei)=α0+α1Xi1+α2Xi2+εi(26)其中:Xi1代表第i個(gè)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(gè)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(gè)街區(qū)內(nèi)是否有停車場d_parking;1～2個(gè)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(gè)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(jià)格模型的回歸結(jié)果，計(jì)算住宅特征需求:demand=α^0+α^1Xi1+α^2Xi2(27)其中，demand代表第i個(gè)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(jì)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(jì)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(jì)的解釋變量進(jìn)行Probit估計(jì)，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(jià)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(gè)年度混合截面數(shù)據(jù)的回歸模型中，我們還控制了時(shí)間虛擬變量和房產(chǎn)稅與時(shí)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(jì)式中得到轉(zhuǎn)換比率(inversemillsratio)λ，作為第二階段估計(jì)的修正參數(shù)。最后，再利用OLS方法進(jìn)行估計(jì)。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(shí)就可以認(rèn)為OLS的估計(jì)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(gè)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(jì)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(jì)住宅的特征價(jià)格，然后利用住宅特征價(jià)格模型的回歸結(jié)果，根據(jù)式(27)計(jì)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(jì)，具體回歸結(jié)果見表1。其中，序列(1)—(4)分別是利用三個(gè)年度的混合截面數(shù)據(jù)、2002年、2004年、2007年的數(shù)據(jù)估計(jì)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(gè)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(shí)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(gè)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(shí)間虛擬變量系數(shù)顯著為正，2007年時(shí)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(shí)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(shí)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(shí)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(jià)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(gè)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(shí)間的推移而下降，這一結(jié)果和房產(chǎn)稅與時(shí)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(gè)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(jià)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

從實(shí)施房產(chǎn)稅的國家的經(jīng)驗(yàn)來看，作為居住成本的重要組成部分，房產(chǎn)稅一直是影響家庭住房消費(fèi)選擇的重要因素。無論是從完善稅制的角度，還是調(diào)整住房消費(fèi)結(jié)構(gòu)、穩(wěn)定房地產(chǎn)價(jià)格的角度，我國在保有階段開征房產(chǎn)稅都是大勢所趨。在我國房產(chǎn)稅制度日益完善的過程中，考察美國房產(chǎn)稅對住房消費(fèi)選擇有怎樣的影響，對促進(jìn)我國房地產(chǎn)市場健康運(yùn)行、改善居民生活質(zhì)量有很好的借鑒意義。本文首先構(gòu)建了房產(chǎn)稅、住宅權(quán)屬選擇與住宅特征需求模型，然后利用Hedonic模型估計(jì)住宅特征價(jià)格，最后利用2002年、2004年及2007年美國都市住房調(diào)查數(shù)據(jù)和Heckman兩階段估計(jì)模型，檢驗(yàn)了房產(chǎn)稅對住宅權(quán)屬選擇和住宅消費(fèi)福利的影響。實(shí)證結(jié)果表明:在控制了一些影響家庭住宅消費(fèi)選擇的因素后，房產(chǎn)稅會對美國家庭住宅權(quán)屬選擇和住宅消費(fèi)需求產(chǎn)生非常顯著的影響，但隨著時(shí)間的推移，這種影響效應(yīng)在減弱。在住宅權(quán)屬選擇方面，房產(chǎn)稅有顯著的負(fù)向影響;社會經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭，如家庭收入較高的家庭，更傾向于擁有住宅;隨著單位面積上房產(chǎn)稅額的提高，具有較高社會經(jīng)濟(jì)地位的家庭，其住宅權(quán)屬需求受到的負(fù)向影響更大。在住宅需求方面，房產(chǎn)稅的影響效應(yīng)顯著為負(fù);社會經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭傾向于擴(kuò)大住宅需求，在回歸方程中進(jìn)一步引入房產(chǎn)稅與家庭收入類型的交叉項(xiàng)后，我們發(fā)現(xiàn)，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:進(jìn)入住房市場以后，隨著單位面積上房產(chǎn)稅額的提高，社會經(jīng)濟(jì)地位越低的家庭，如家庭收入較低的家庭和戶主為其他有色人種的家庭，房產(chǎn)稅對其住宅消費(fèi)福利的影響效應(yīng)越大。

本文的政策含義主要有兩點(diǎn):一是保有階段開征房產(chǎn)稅是調(diào)控家庭住房消費(fèi)選擇的一項(xiàng)重要制度安排。我國現(xiàn)有的房地產(chǎn)調(diào)控措施，例如限購政策，會同時(shí)抑制商品房的自主性需求和投資性需求，容易導(dǎo)致房地產(chǎn)市場的過度波動，另外，作為一種行政手段，在地方政府的實(shí)施過程中，限購政策已逐漸顯現(xiàn)出其局限性，不易發(fā)揮其應(yīng)有的效應(yīng);保有階段的房產(chǎn)稅，是抑制房地產(chǎn)投資性需求、避免社會資源浪費(fèi)的有效經(jīng)濟(jì)手段，能夠調(diào)整商品房市場、二手房市場和租賃市場，是我國限購令等行政手段的有效補(bǔ)充。二是應(yīng)實(shí)行差別化稅率。在保有階段開征房產(chǎn)稅對處于不同社會經(jīng)濟(jì)地位的家庭住房消費(fèi)選擇的影響存在顯著的差異，具有較高社會經(jīng)濟(jì)地位家庭的住宅權(quán)屬選擇受到的沖擊會更大，但進(jìn)入住房市場以后，社會經(jīng)濟(jì)地位較低的家庭，其住房消費(fèi)需求受房產(chǎn)稅的影響更大。因此，應(yīng)對不同類型的住宅實(shí)行差別化稅率。例如:應(yīng)對首套房免征房產(chǎn)稅，二套以上住房實(shí)行梯級的房產(chǎn)稅稅率;同時(shí)對普通和非普通住宅實(shí)行差別化稅率，從而間接地抑制高檔住宅的過度需求，照顧到不同納稅群體的負(fù)擔(dān)能力，做到稅收公平，平衡窮人和富人的住宅需求，有助于實(shí)現(xiàn)社會資源配置的帕累托效率，使房地產(chǎn)市場回歸理性。顯然，上述政策對于優(yōu)化住宅需求結(jié)構(gòu)、促進(jìn)房地產(chǎn)市場健康穩(wěn)定運(yùn)行將發(fā)揮積極的作用。