房產稅論文范文

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第1篇

大部分學者認為,征收房產稅的目的并不是為了打壓房價。賈康(2011)認為,房產稅的目的并不是單純了為了打壓房價,而是通過對房產保有環節征稅,形成規范的經濟調節杠桿,從而產生多種正面效應,包括對地方政府職能轉變的合理激勵,以及在配套改革中改變地方政府對土地財政的過度依賴。房地產稅成為地方稅體系的支柱,可以有效落實省以下分稅制,使房地產市場供需雙方行為合理化,從而促進房地產業的健康發展。北京大學光華管理學院院長蔡洪濱(2012)表示,房產稅應首先明確征收目標、原則和方案,應該做到全覆蓋、寬稅基、低稅率。征收房產稅的目的是為了實現房地產市場的可持續發展,健全財稅體系,調節收入分配,絕不是為調控房價。如果房產稅成為短期打壓房價的調控手段,是有百害無一利的。學者們對于房產稅在上海和重慶的試點取得的成效都給予了肯定。賈康(2012)認為,房產稅的效果在啟動初期不會太明顯。從上海、重慶的試點看,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。但是從長遠看,房產稅的影響和正面效應還是會逐步顯現的。宋蔚蔚等認為,上海和重慶進行房產稅試點改革一年多來,健全了財稅體系,調節了財富分配,引導個人住房的合理消費,在一定程度上實現了調控房地產業的目的。楊繼瑞(2011)認為,重慶市房產稅改革試點方案主要針對主城區的高端房產,更具有政策取向上的“窗口意義”。滬渝房產稅的征收,作為房地產調控政策的一個組成部分,其所要實現的宏觀調控目標是促使房價理性回歸,防止房地產價格繼續快速上漲,但也要防止房價的暴跌。劉明勛(2012)認為,從重慶和上海的房產稅改革看,重慶和上海側重點有所不同,對房價會有不同影響。重慶主要針對高檔住房征收房產稅,對普通住房不會產生影響。上海在給予一定面積免征額后,對新擁有兩套或以上的房產進行征稅,其做法更加接近現實中房產稅的定義,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,經濟發展水平較高,短期內房價可能隨著房產稅的開征而下降,但長期看,只要需求彈性大于供給彈性,房價還是會呈現緩慢上升的趨勢。在房產稅稅率方面,徐策(2012)指出,房產稅應采取浮動稅率制。在經濟不景氣時,可通過退稅來刺激經濟;在房地產過熱、出現泡沫時,可調高稅率,穩定市場。在調節稅率時可逐步進行,首先對商業物業提高稅率,再對多套住房和豪宅征收物業稅,然后,再逐步過渡到所有住房。宋蔚蔚(2012)認為,房產稅可實行雙重累進制稅率,即我國房產稅的征收實行從價和從量雙重累進制稅率。這樣,能夠在一定程度遏制炒房投資者,并規范房地產市場的發展。尚可文、孟麗(2011)提出,房產稅的稅率設計應體現差異性。要因地制宜地設計房產稅稅率,根據不同地區、不同類型的房地產分別設計稅率,區別新房與舊房、大城市與中小城市、普通住宅、高檔住宅與經營用房、存量房、改善房與投資房的稅率。蔡洪濱認為,房產稅應保持低稅率,雖然會出現初始時財政收入不多的情況,但未來隨著城鎮化的逐步擴大,這部分收入還會增加。馬國強、李晶(2011)認為,房產稅應統一采用比例稅率形式,但允許各地根據自身經濟發展的實際狀況,按不同地區、不同類型的房地產確定稅率,并可根據當地房地產業的發展情況進行調整。在房地產稅征稅范圍方面,許多學者認為應逐步擴大房產稅征收范圍。馬國強、李晶(2011)提出,應對城鄉普遍征收房產稅。張天犁(2011)認為,房地產納稅人范圍應包括境內擁有和使用房地產的單位及個人,征稅對象應包括城鄉所有經營性房地產和居住性房地產。財政部財政科學研究所副所長劉尚希表示,房產稅應當擴圍,但現在房產稅即使擴圍,也很難成為地方的主要稅種,因為房產稅征稅對象來自于房產,也就是來自于居民收入,與收入水平的高低相聯系。如果居民收入水平增長有限,稅基有限,房產稅推開不僅遇到的阻力很大,而且很難有效果。

二、房地產調控政策研究的新成果

一些學者認為,應從土地政策方面對房地產業進行調控。吳煥軍(2011)的研究表明,土地政策在房地產調控中發揮著一定作用,土地供應數量應是土地政策的首選,而政府對土地囤積的打擊也會產生一定的效果,在利用土地政策進行調控時,應注意其長期效果稍優于短期效果。土地政策對房地產開發投資有較大影響,對房價的影響較小。唐健、徐小峰(201)認為,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給予了很大的支持,但促進閑置土地開發利用、完善土地出讓方式等政策效果不明顯。學者們認為,還要用貨幣政策來調控房地產市場。戴國海(2012)認為,由于利率未完全市場化,貨幣政策對房地產業的調控效果不顯著。房地產的供求雙方對利率的敏感程度不夠,他們更加關注貸款的可獲得性。因此,對于貸款規模和條件的控制,比利率調節本身的效力要大。龐如超(2012)認為,緊縮的貨幣政策可起到減少投資的作用,有利于抑制房地產市場的過度投資;使一線城市的房價得到控制,使大多數城市房地產的價格環比漲幅收窄;使房地產企業在二三線城市競爭日趨激烈,利潤空間不斷縮窄,房地產市場的焦點正在向三四線城市轉移。綜合國內外研究成果可以發現,大多數實證研究都認為房地產投資對經濟增長具有促進作用。在研究方法上,多借助于某個經濟增長模型,同時結合一定的計量模型進行研究。目前,房地產業研究關注的焦點是如何在目前全球信息化背景下,迅速制定相關政策,及時引導和鼓勵房地產業向科技、環保、智能型轉型;如何提升房地產業的產業質量、增強房地產業對其他產業的帶動作用。

三、進一步研究的展望

第2篇

一、目前我國房產稅征收的現狀

日前我國財政部財政科學研究所所長賈康接受媒體采訪時表示，房地產調控未來的大方向將是以房產稅等經濟手段逐步替代“限購令”這樣的行政手段，今年年底將會對上海、重慶兩地的房產稅試點情況做總結，今后可能會出臺擴大試點的方案，但擴大試點城市名單尚未確定。

從上述采訪中可以看出國家積極改革房產稅的決心，進一步推動房產稅改革試點的范圍及程度，同時對如何在中國進一步改革財產稅進行了思考，如何使房地產調控在制度建設方面得到更多實質性推進及如何改革完善地方稅務體系。如何推進財富分配機制及如何抑制房地產泡沫等。

正因為當前我國房價虛高，有關專家提出要多占有多套房產的人征收房產稅，希望通過征收房產稅來遏制炒房，投機性購房現象。這是在物業稅面臨法律和技術障礙的情況下，房產稅被賦予的厚望。

二、征收房產稅的目的

財政部2010年9月曾就為什么要進行房產稅改革做出公開回答，提出是對個人所有的住房恢復征收房產稅是必要的，主要目的有四點：一是有利于調節居民收入和財富分配;二是有利于健全地方稅體系;三是促進經濟結構調整及土地集約利用;四是引導個人合理住房消費[1]。

(一)利于調節居民收入和財富分配

房產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，如果讓少數人一人占有多套住房，導致閑置空房，則是對資源的濫用。因此，對自住房以外的房產征收房產稅，以減少少數人對自主需求以外的房產的占有，是有利于資源的合理利用和分配的。而且近幾年房產投資或投機成為一部分人積累財富的重要方式，對居民收入差距的擴大產生了越來越大的影響。通過對面積大、價值高、套數多的個人住房征收房產稅進行適當調節，可以一定程度上促使收入和財產的合理分配，縮小貧富差距[2]。社會不穩定的根源在于社會財富分配不合理所導致的。征收自住以外房產的房產稅，有利于少數人占有財富的表現形式，從而增加其他社會成員的財富占有顯示，這將有利于調節居民收入和財富分配，促進社會穩定。

(二)有利于健全地方稅體系

多數發達國家的房產稅的征收是為了改善地方稅收結構及居住環境、緩解貧富兩級分化、增加人民福利、實現城市可持續發展。以美國為例，其房產稅征收不僅評估系統健全、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性質的稅種，專款專用的房產稅被用來為社會提供公共服務，以改善人民的教學、治安、居住環境等等，而其住房本身也會隨著諸種環境的改善而升值。根據美國國家統計局數據，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%，而美國房產稅的同期增幅是62%。因此，美國征收房產稅不是為了打壓房價，而是給人民增加福利及讓物業升值[3]。我國房產稅的征收的一個目的即是健全地方稅體系，改善地方稅收結構。

(三)促進經濟結構調整及土地集約利用

征收房產稅能夠適當的調整經濟結構，對房產市場過熱有一定的抑制作用。過多流向房地產的資金再次轉向別的產業，對整個資本市場的經濟結構產生了一些調控的作用。隨著房產稅的征收，購置房產的成本增高，促使投資者對土地的理由更加謹慎，利于土地資源的集約利用。

(四)對房價的控制有一定的作用，引導居民合理住房消費

從房地產市場的現狀來看，剛性需求是客觀存在的，但不可否認大量有機需求的存在。許多樓盤的空置率十分高，說明擁有多套房的家庭，將房產作為投機投資，在房價上漲的預期下，更多的是講房產待價而沽。而造成這一現象的的一大重要原因是房產持有成本過低。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，讓市場反映真實的供求需要且讓房價趨于合理，進而引導居民合理住房消費，征收自住房以外房產的房產稅是必須的。

第3篇

理論模型

考慮到住宅市場的風險因素對家庭消費決策的影響，本文仍將沿著Merton(1971)和史永東等(2009)的建模思路，將住宅權屬選擇概率納入非住宅耐用品消費決策的隨機最優控制模型。假定在一個無交易成本的經濟中，代表性消費者在t期的非住宅耐用品消費為C(t)，住宅消費為H(t)。為簡化分析，假定無論自有住宅者還是租房者，其消費的住宅面積和質量相同，且住宅是無限可分的。該代表性家庭的效用函數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。為簡化分析，假定該家庭僅有兩類資產，即無風險資產F和住宅資產H。我們用A={F，H}來代表該家庭擁有的資產集。上述兩類資產的收益構成了該家庭的資產性收入。假定Pi(t)分別為無風險資產和住宅資產的價格，并且服從如下Ito⌒過程:

數據、變量與方法

(一)數據與變量選取美國商務部與統計局聯合進行了一個項目———美國都市住房調查(AmericanHousingSurvey:Met-ropolitanSurvey)，每7年對Boston、Miami、NewOrleans、Atlanta、LasVegas、Dalas、Seattle等41個城市和地區輪流作一次調查，取得被訪問者的家庭特征信息(如住宅權屬、家庭年收入、房屋結構類型等)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年的調查數據①，該數據涵蓋了Baltimore、Boston、Houston、Miami的Hialeah、Minneapolis的SaintPaul、Tampa的Saint、Petersburg的Clearwater和WashingtonDC等33個地區通過隨機抽樣確定的147214個家庭，如此樣本容量，應該能充分體現不同家庭的異質性，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數據將模型中所有價值型變量轉換為實際變量。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．住宅相關變量h_value代表居民住宅的價值;h_ownship代表住宅權屬選擇，權屬類型分為租房和個人自有住宅。住宅結構特征主要包括:房齡h_age、房屋的結構類型h_type(獨立住宅定義為1，公寓定義為0)、房屋是否有空調d_airconditioner、住宅所在建筑的樓層數store_num、住宅面積h_area、房屋的使用成本h_cost、臥室的數量room_num。住宅鄰里特征包括:住宅的區位特征向量h_locat(1為市中心，0為郊區)、1～2個街區內是否有停車場d_parking、鄰里是否有嚴重的噪音d_comnoise、對鄰里購物的滿意度d_shopping_satis、對鄰里居住環境的評價live_neighbor_rate、1～2個街區內是否有工廠等工業企業d_factory、社區內是否有娛樂設施h_recfac。2．家庭社會經濟特征及家庭類型變量家庭的社會經濟特征主要包括:住房成本h_cost、房屋單位面積上的房產稅額per_pt、房價租金比pr_rent、家庭年收入inc、家庭總人口數pop。另外，為減少異方差，我們也對單位面積上的房產稅、家庭年收入做了對數處理。戶主的社會經濟特征主要包括: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稅對住宅權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模型得出的房產稅、住宅權屬選擇行為和住宅特征需求的基本模型和擴展模型估計結果。1．住宅特征價格模型我們使用標準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。ln(h_valuei)=α0+α1Xi1+α2Xi2+εi(26)其中:Xi1代表第i個家庭的住宅結構特征向量，包括:臥室的數量room_num;住宅類型h_type，1為獨立住宅，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:社區是否提供娛樂設施d_recfac;1～2個街區內是否有停車場d_parking;1～2個街區內是否有嚴重的噪音d_comnoise;鄰里購物的滿意度d_shopping_satis;1～2個街區內是否有工廠等工業企業d_factory;住宅的區位特征h_locat，1表示市中心，0表示郊區;對鄰里的滿意度live_neighbor_rate。εi代表誤差項;α0是常數項，α1、α2代表各向量的系數。2．住宅特征需求利用以上住宅特征價格模型的回歸結果，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，解釋變量同式(25)類似。3．房產稅、住宅權屬選擇與住宅特征需求由于本文所使用的調查數據存在家庭住宅權屬選擇的樣本偏誤問題，直接用OLS法得出的參數估計量可能出現偏誤，因此本文使用Heckman模型進行分析。首先，以住宅權屬選擇作為第一階段估計的解釋變量進行Probit估計，以確定消費者進行權屬選擇的決定因素。該基準模型如下: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濟特征，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hh_agesq、住房費用h_cost、家庭收入的對數lninc、家庭人口數pop;γi是誤差項;β1、β2、是各變量的系數。在三個年度混合截面數據的回歸模型中，我們還控制了時間虛擬變量和房產稅與時間虛擬變量的交叉項，以考察房產稅對住房消費影響效應在不同年度的差異。其次，為了糾正選擇性偏誤，需要從Probit估計式中得到轉換比率(inversemillsratio)λ，作為第二階段估計的修正參數。最后，再利用OLS方法進行估計。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為轉換比率的待估系數，如果該系數顯著，則證明樣本存在選擇性偏誤，否則表明選擇性偏誤不存在，此時就可以認為OLS的估計結果是有效的①。為了檢驗房產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、房產稅與家庭收入水平的交叉項，得到擴展方程: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稅與家庭收入類型虛擬變量的交叉項。

估計結果

(一)房產稅、住宅權屬選擇與住宅需求首先根據式(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果，根據式(27)計算住宅的特征需求，具體結果見附錄②。下面將按照標準的Heckman兩階段模型進行估計，具體回歸結果見表1。其中，序列(1)—(4)分別是利用三個年度的混合截面數據、2002年、2004年、2007年的數據估計住宅權屬選擇模型的回歸結果，與其相對應的Heckman回歸結果為序列(5)—(8)。觀察序列(1)—(4)，我們可以發現，per_pt的系數均具有負顯著性，且隨著年份的推進，其系數的絕對值逐漸下降，這說明單位面積上的房產稅對消費者住宅權屬的選擇有顯著的影響:較高的房產稅會降低家庭擁有住宅的概率，且在這三個調查年度中，房產稅對美國家庭住宅權屬的負向影響在逐漸減弱。這是因為房產稅的提高，會使房屋的保有成本提高，從而降低消費者擁有自有住宅的能力。在序列(1)中，我們引入了房產稅與時間的交叉項，進一步討論在不同年度房產稅對住宅權屬選擇影響效應的差異。以房產稅與2002年的交叉項為參照組所進行的回歸結果顯示，交叉項的系數為正且具有顯著性，表明在這三個調查年度中，房產稅對住宅權屬選擇的影響具有明顯的差異:相對于2002年而言，美國家庭的住宅權屬選擇在2004年和2007年受房產稅的負向影響更小。該結果與序列(2)、(3)、(4)中per_pt的回歸結果相一致。值得注意的是，序列(1)中，2004年的時間虛擬變量系數顯著為正，2007年時間虛擬變量的系數顯著為負，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。這是因為，2003年以后，美國許多貸款機構開始采取一些減輕借款前期負擔的新舉措以招攬次貸客戶，放寬甚至取消放款標準，因信用程度較差或償還能力較弱而被銀行拒絕提供優質抵押貸款的人，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構開始減少房貸。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擔。這種局面直接導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的系數均通過了顯著性檢驗，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，消費者購買住宅的概率越高。edu_level、hh_race、pop、pr_rent的系數除了2002年，在其他回歸結果中均具有顯著性，表明:戶主的教育水平越高，其籌集購房資金的能力就越強，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屬可能產生的非線性影響，我們在解釋變量中引入了戶主年齡的一次項和平方項，其回歸結果表明住宅權屬與戶主的年齡之間存在倒“U”型曲線的關系，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)，單位面積上房產稅的系數，其絕對值在逐漸減小，這表明在這三個樣本調查年度中，房產稅對美國家庭住宅特征需求的負向影響效應隨著時間的推移而下降，這一結果和房產稅與時間交叉項的回歸結果一致。(二)房產稅、家庭收入類型交叉項與住宅消費為討論房產稅對不同類型家庭住宅權屬選擇和住宅消費的影響，本部分根據式(30)，引入家庭類型變量以及房產稅與家庭類型變量的交叉項。具體回歸結果如表2和表3所示。首先討論房產稅與家庭收入類型交叉項的回歸結果。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、低收入組與房產稅交叉項為參照組。在選擇模型中，h_inc、mh_inc、m_inc和ml_inc的系數在序列(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模型的回歸結果中，h_inc、mh_inc、m_inc和ml_inc的系數在序列(15)中均具有正顯著性，且系數值逐漸降低，說明美國家庭隨著其收入的提高，更傾向于擴大住宅需求。下面繼續討論房產稅與收入類型交叉項的影響效應。在選擇模型中，pt_h_inc、pt_mh_inc的系數在序列(9)—(12)中具有正的顯著性，pt_m_inc、pt_ml_inc的系數僅在序列(12)中不顯著，表明隨著單位面積上房產稅額的提高，具有較高收入的美國家庭的住宅權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)中的系數具有負的顯著性，且就系數的絕對值大小來說，中低收入家庭＜中等收入家庭＜中高收入家庭＜高收入家庭，房產稅對美國家庭住宅消費福利的影響效應具有很顯著的收入水平差異:隨著單位面積上房產稅額的提高，收入越低的家庭，房產稅對其住宅消費福利的影響效應就越大。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，房產稅對中高收入家庭住宅消費的影響要弱于其他收入水平的家庭，而在2007年，房產稅對中低收入家庭住宅消費的影響要大于其他收入水平的家庭。產生上述結果的原因可能是，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，因此在進入住宅市場以后，低收入家庭的住宅消費福利受房產稅的影響更大。下面以戶主為其它有色人種以及房產稅與戶主為其它有色人種的交叉項為參照組，繼續討論房產稅與戶主種族類型交叉項的影響效應。在選擇模型中，hh_race的系數均具有正的顯著性，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的系數在序列(17)、(18)、(20)中均具有負的顯著性，這表明:隨著單位面積上房產稅的提高，戶主為白人的家庭，其住宅權屬需求受到的影響要小于戶主為其他有色人種的家庭，產生上述結果的原因可能是白人與其它有色人種在美國的社會、經濟地位存在顯著差異;在Heckman模型回歸結果中，hh_race的系數僅在序列(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的系數均為負，但僅在序列(21)和(22)中具有正的顯著性，說明在2002年，房產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稅的影響更大。

結論及政策含義