政府行為、金融支持與房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營的利益分配

李濤

摘要：本文從參與房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營的利益主體結(jié)構(gòu)分析入手，全面估算并分析了1991—2011年政府、金融等主體利益分配格局。筆者借鑒生產(chǎn)函數(shù)理論，以省際面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，重點從政府行為和金融支持的角度構(gòu)建了利益分配的影響機制模型，對勞動、資本、土地和管理四大要素的分配及影響因素進(jìn)行了實證檢驗和估計。結(jié)果表明：政府、金融與房地產(chǎn)企業(yè)已聯(lián)合成緊密的利益群體，各自分享房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營收益，勞動者居于弱勢地位；政府對利益的分配重點由稅收轉(zhuǎn)向土地，并占有了更多的份額；資本供給者在房地產(chǎn)業(yè)中的地位迅速提高，但商業(yè)銀行表現(xiàn)出日趨謹(jǐn)慎的態(tài)度；企業(yè)通過自身調(diào)整與利益共享，利潤增長得到保證。

關(guān)鍵詞：政府行為；金融支持；房地產(chǎn)開發(fā)；利益分配

中圖分類號：F8325文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000176X（2014）12011607

隨著城市化進(jìn)程和住房、土地制度改革的推進(jìn)，房地產(chǎn)業(yè)成為中國經(jīng)濟發(fā)展的重要產(chǎn)業(yè)之一，深入影響到財政、金融、稅收、民生、城市建設(shè)及相關(guān)的眾多領(lǐng)域。2012年，全國房地產(chǎn)業(yè)投資92 357億元，占全社會固定資產(chǎn)投資的247%；與之密切相關(guān)的國有土地出讓收入達(dá)28 517億元，占地方政府本級財政收入的467%；房地產(chǎn)開發(fā)投入資金96 538億元，其中國內(nèi)貸款和按揭貸款兩項融資占262%；房地產(chǎn)各項稅收中，僅營業(yè)稅就達(dá)4 051億元，占全國營業(yè)稅總額的257%，房產(chǎn)稅、土地增值稅、契稅、城鎮(zhèn)土地使用稅和耕地占用稅等與房地產(chǎn)密切相關(guān)的稅收達(dá)10 128億元，上述稅收占地方稅收收入的300%數(shù)據(jù)來自于2012年《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、《中央和地方預(yù)算執(zhí)行情況報告》和《稅收收入增長的結(jié)構(gòu)性分析報告》。。可以想見，房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展越迅速，地位越重要，與其它各相關(guān)利益主體的相互影響就越深入。參與房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配的主體頗為復(fù)雜，其中最為關(guān)鍵的是政府與金融行業(yè)，他們與房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營者共享收益，也相互博弈、彼此牽制。這種復(fù)雜的利益分配格局產(chǎn)生了一系列的問題：房價居高不下，房地產(chǎn)泡沫有不斷放大的可能；多次房地產(chǎn)宏觀調(diào)控效果并未完全實現(xiàn)預(yù)期，反而可能因過度干預(yù)導(dǎo)致部分弱勢集團利益受損；需要強大資金支持的房地產(chǎn)業(yè)潛藏著融資風(fēng)險甚至可能觸發(fā)金融危機；日漸形成的土地財政依賴使得中央和地方政府發(fā)生目標(biāo)偏差。在整個房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營收益中，各利益集團居于何種地位？本文擬從房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營過程中的利益分配入手，重點討論政府、金融和企業(yè)間的分配格局，探討其對收益的影響機制，進(jìn)而提出相應(yīng)的改革思路。

一、相關(guān)文獻(xiàn)簡述

房地產(chǎn)利益的相關(guān)研究可分為兩大類：以某利益主體為核心進(jìn)行研究；著眼于利益主體間的關(guān)系進(jìn)行研究。目前以第一類研究相對較多，大多是針對政府行為和金融行為進(jìn)行研究，主要包括：

1房地產(chǎn)與政府行為的相關(guān)研究

研究較多的是政府行為對房地產(chǎn)的影響。認(rèn)為房地產(chǎn)業(yè)的政府投資對私人投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，在土地、信貸等方面與私人投資形成了競爭關(guān)系[1]；認(rèn)為土地財政已成為投機泡沫積累的重要原因[2]。很多學(xué)者都認(rèn)為政府是房價上漲的重要推力，揭示出政府收支行為對房價上漲產(chǎn)生了較顯著的正向影響[3]；土地財政使地方政府有推動房價上升的內(nèi)在激勵[4]，并在房價下跌時政府不愿積極配合抑制房價的政策[5]；認(rèn)為中國房地產(chǎn)投機明顯超過了不依賴土地財政的經(jīng)濟發(fā)達(dá)國家[6]。也有研究探討了房地產(chǎn)對政府行為的影響，發(fā)現(xiàn)住房價格上漲導(dǎo)致企業(yè)稅收和利潤的下降，短期內(nèi)政府來自于房地產(chǎn)的收入越高，來自于其他行業(yè)的稅收越低[7]；認(rèn)為在既有中央和地方關(guān)系背景下，房地產(chǎn)商作為特殊利益集團，利用增加地方財政收入這樣的捐稅行為，成功俘獲了地方政府，使抑制房地產(chǎn)的宏觀調(diào)控政策失敗，讓普通民眾承擔(dān)雙重成本[8]。

2房地產(chǎn)金融支持的相關(guān)研究

關(guān)于金融風(fēng)險的分析較多，認(rèn)為房地產(chǎn)金融存在較多風(fēng)險，提出預(yù)期收入與實際收入的偏離將導(dǎo)致居民部門破產(chǎn)和銀行不良貸款上升[9]；房地產(chǎn)周期對金融的影響體現(xiàn)在房地產(chǎn)信貸、政府擔(dān)保及長存短貸的錯配風(fēng)險[10]；房地產(chǎn)市場周期與銀行信貸周期間的關(guān)系預(yù)示著不斷累積的房地產(chǎn)業(yè)風(fēng)險可能成為威脅金融穩(wěn)定的重要因素[11]。也有研究認(rèn)為房地產(chǎn)金融風(fēng)險在可控范圍內(nèi)，制度因素對房地產(chǎn)金融風(fēng)險影響較大[12]。關(guān)于房地產(chǎn)與金融的關(guān)系有兩個角度：一是互動關(guān)系，指出房價波動與金融脆弱性存在著雙向因果關(guān)系，銀行部門對房價波動的沖擊更敏感[13]；金融與房地產(chǎn)市場長期具有同向增減的動態(tài)均衡關(guān)系，房地產(chǎn)市場引起的金融沖擊影響力大且效果持久[14]。二是金融支持研究，認(rèn)為房價會隨著金融支持的增加而上升，出現(xiàn)了金融支持過度現(xiàn)象[15]；金融支持使中國房地產(chǎn)市場提早啟動，量價齊升迅速是形成泡沫的主因[16]。持不同觀點的人認(rèn)為金融信貸對房價影響有限，對股價影響較大，信貸政策抑制泡沫和波動的作用有限[17]。

3各主體關(guān)系及利益分配的相關(guān)研究

一些學(xué)者對房地產(chǎn)開發(fā)利益主體關(guān)系進(jìn)行了探討，提出房價上漲的受益者依次為中央與地方各級政府、房地產(chǎn)商、金融機構(gòu)、官商勾結(jié)和權(quán)錢交易之下的相關(guān)權(quán)力部門及個人以及房地產(chǎn)投資與投機群體[18]；利用主體聯(lián)盟博弈收益函數(shù)模型分析中央、地方、金融機構(gòu)、開發(fā)商以及購房者行為，認(rèn)為中間三者會形成聯(lián)盟來應(yīng)對調(diào)控政策[19]；忽視甚至侵害消費者和中央政府這兩個核心利益相關(guān)者的利益是當(dāng)前房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展外部環(huán)境惡化的重要原因[20]。不少研究聚焦于土地收益分配，認(rèn)為土地出讓收益分配制度是中央、地方及農(nóng)民之間的利益博弈過程，地方政府行為影響著制度演進(jìn)和績效[21]；探討了協(xié)議、招標(biāo)和拍賣實施過程中房地產(chǎn)開發(fā)商與政府間產(chǎn)生的博弈關(guān)系[22]。還有學(xué)者研究認(rèn)為中國房地產(chǎn)行業(yè)正面臨金融風(fēng)險向地方政府土地財政風(fēng)險傳導(dǎo)態(tài)勢[23]。

上述研究中較為一致的觀點是：房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營中政府行為、金融支持與其關(guān)系非常密切，相互影響；土地財政為地方政府提供了財源，也引發(fā)了房價波動；房地產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展對金融穩(wěn)定提出了挑戰(zhàn)，也帶來了關(guān)于財政體制、融資模式、稅費改革、土地制度等多方面的探討與爭論。研究中的特點及不足主要有：（1）研究多集中在房地產(chǎn)與政府行為或與金融信貸的相互關(guān)系上，且側(cè)重于房地產(chǎn)價格、泡沫等視角，從利益分配角度研究得較少。（2）未將各利益主體置于同一平臺，研究彼此間利益關(guān)系及影響機制的不多。（3）對于房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營的利潤所得及利益分配大多處在理論分析階段（尤其以博弈分析居多），未能進(jìn)行全面深入的實證討論。

二、房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營的利益主體及分配結(jié)構(gòu)

房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營通常由房地產(chǎn)企業(yè)統(tǒng)一組織進(jìn)行，其流程大體如下：（1）可行性研究。（2）取得項目用地。政府在其中作為土地供給者獲得高額收益。（3）設(shè)計與前期工作。政府主要進(jìn)行審批、監(jiān)督、管理和市政基礎(chǔ)設(shè)施配套。（4）籌措資金。融資渠道主要包括銀行貸款、自有、債券、外資和預(yù)售款等，其中金融業(yè)的支持至關(guān)重要，并一直影響到項目最后階段。（5）工程招標(biāo)與施工。（6）市場營銷。這是取得收益的階段，包括直接銷售；出租或招商；閑置房地產(chǎn)經(jīng)營。

圖1房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配示意圖在開發(fā)經(jīng)營流程中，收益在各階段分配到參與者的手中，如果把整個過程比作一個產(chǎn)品生產(chǎn)過程，那么各個要素的供給者均參與了分配。各利益主體及其收益主要如下：（1）勞動供給者。勞動者所得主要表現(xiàn)為工資收入。由于建筑施工階段多采用承包模式，這一部分要素供給表現(xiàn)為資本投入，本文所指的勞動供給不包括建筑業(yè)從業(yè)人員。（2）資本供給者。對建設(shè)周期長、資金需求量大的房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營而言，資本供給是成敗的關(guān)鍵，其主體可分三類：一是企業(yè)自身，利用自有資金投入；二是商業(yè)銀行和非銀行金融機構(gòu)，其收益是各類貸款利息；三是各類投資者，如債券持有人、國外資本，相應(yīng)地獲得股息或紅利。（3）土地供給者。土地?zé)o論是出讓或轉(zhuǎn)讓取得，事實上都必須經(jīng)過政府壟斷的土地出讓市場進(jìn)行交易，可以說，政府是唯一合法的最初土地供給者。（4）經(jīng)營管理者。房地產(chǎn)企業(yè)負(fù)責(zé)組織、實施開發(fā)經(jīng)營全過程，是顯性的經(jīng)營管理者，企業(yè)的經(jīng)營利潤主要歸其所有，其他投資者也獲得相應(yīng)的份額。而房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營從取得土地開始，直至后期營銷，政府一直參與其中進(jìn)行審查、監(jiān)督和管理，成為必不可少的隱性管理者，相應(yīng)獲得稅收收入。

三、房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配格局的演變

從要素提供者的角度，房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分為工資、地租、利息和利潤（含稅收）幾部分，由于本文所指的利息、利潤與財務(wù)管理上的相應(yīng)概念有較大區(qū)別，擬通過實證估算的方法得出相關(guān)數(shù)據(jù)。為了使得估算數(shù)據(jù)更具可信度，采用兩種方法進(jìn)行估算，利息的估算按公式（1）和（2）分別進(jìn)行，利潤的估算按公式（3）進(jìn)行。

Inter1= VB× [（1+r）1/2-1] + CL× [（1+r）2-1]（1）

Inter2 = VI × [（1+r）1/2-1]（2）

Prof1（Prof2） = R-VB-CL-T-FM-FS-Inter1 （Inter2）（3）

式（1）和（2）分別從開發(fā)成本和投資成本的角度計算利息Inter1和Inter2，VB為當(dāng)年竣工房屋價值（即建安成本），設(shè)其在一年內(nèi)均勻投入；土地是先期投入，設(shè)開發(fā)周期平均為兩年，取兩年前土地購置費CL，計兩年利息；VI為當(dāng)年完成投資額；r為利率，考慮到房地產(chǎn)行業(yè)實際融資成本較高且波動性大，中國利率市場化進(jìn)程在2004年進(jìn)行了突破性的改革，金融機構(gòu)可在制度范圍下決定信貸市場利率[24]，故2004年后取金融機構(gòu)各季度一年期貸款加權(quán)平均后的實際利率（取季度均值），2004年以前則取一年期貸款基準(zhǔn)利率（如一年中有利率調(diào)整，按使用月數(shù)加權(quán)平均得到當(dāng)年利率）為利率指標(biāo)。式（3）中，Prof為利潤，R為房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營總收益，T為稅金及附加，根據(jù)房地產(chǎn)開發(fā)常規(guī)費用估算方法，取管理費FM，按出租房屋收入的30%計，銷售費用FS，按商品房銷售額的3%計。由此測算出1991—2011年房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配情況，由于兩種估算方法得出的結(jié)果較為相近，取其平均值作為最終的結(jié)果。

圖1表示了各項收益占總收益的比重變化。

圖11991—2011年房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配示意圖數(shù)據(jù)來源：歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國土地年鑒》和《中國國土資源年鑒》，1992年前土地出讓數(shù)據(jù)源自《土地市場運行理論研究》[25]，2004年以后利率數(shù)據(jù)源自季度《貨幣政策執(zhí)行報告》。1989—1996年土地購置面積以非協(xié)議出讓面積表示，購置費用=面積×出讓價，1991—1992年房地產(chǎn)完成投資額=房地產(chǎn)業(yè)基本建設(shè)投資額+更新改造投資額。土地占比為兩年前土地購置費占當(dāng)年總收益比重。

從圖1中及相關(guān)數(shù)據(jù)可得，自中國開始實行土地出讓制度，房地產(chǎn)業(yè)逐步興旺以來，收益分配格局大致可分為四階段：（1）1991—1995年崛起期。分配格局表現(xiàn)為“重稅輕地”，稅收占總收益比重是各階段中最高的，多數(shù)年份在700%以上，土地費用平均僅占200%；利潤與工資基本保持在600%和350%的水平；利息與土地費用在1994年和1995年表現(xiàn)出迅速增長，與其“房地產(chǎn)熱”、“投資熱”、“購地?zé)帷泵芮邢嚓P(guān)。（2）1996—1999年低潮期。房地產(chǎn)泡沫破滅，多數(shù)年份出現(xiàn)負(fù)利潤，年均利潤率為-170%；利息與土地費用比重明顯上升，說明在1996—1997年房地產(chǎn)收益大幅下降時，企業(yè)仍需為前期的高利息和高地租付費；稅收比重則下降至470%，工資基本保持原有水平。（3）2000—2003年穩(wěn)步發(fā)展期，擺脫了房地產(chǎn)的低迷，進(jìn)入穩(wěn)定發(fā)展階段，最明顯的是利潤增長，年均利潤達(dá)1890%；土地費用上漲，占比已達(dá)1010%；工資比下降到250%，利息恢復(fù)到第一階段水平，稅收與上一階段無明顯變化。（4）2004—2011年發(fā)展調(diào)控期。表現(xiàn)出“重利重地輕工資”的特點，利潤與土地費占比進(jìn)一步加大，其中利潤率在2004年、2007年和2010年出現(xiàn)三次高點，是政府進(jìn)行房地產(chǎn)宏觀調(diào)控的密集期；土地費用穩(wěn)步增長，稅收基本回升到與第一階段的水平，利息上升幅度相對較小，工資所占比重卻下降至200%。

四、房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配的影響機制經(jīng)驗分析

通過分配格局的比較揭示出了政府、金融業(yè)者和房地產(chǎn)企業(yè)等主體的收益份額及演變，但份額的大小并不等于影響程度，份額高的主體不一定對收益具有較大影響力。本文借鑒生產(chǎn)函數(shù)的一般模型，進(jìn)一步探討房地產(chǎn)利益分配的影響機制，得到利益主體在總收益中的貢獻(xiàn)程度。

1基本經(jīng)濟模型的建立與變量說明

簡單的生產(chǎn)函數(shù)模型表示為：產(chǎn)量=f（勞動，資本），多數(shù)研究都加上技術(shù)變量，進(jìn)行全要素生產(chǎn)率的測算，很少討論土地要素的投入。在房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配模型中，土地是不可或缺的要素之一，筆者進(jìn)行勞動、資本、土地和管理四個要素的投入—產(chǎn)出研究。結(jié)合房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營的特點，構(gòu)建如公式（4）所示模型。

Ri，t= β0+ β1Empli，t+ β2Invei，t+ β3Landi，t+ β4Taxi，t+ β5Profi，t + μi+ ξi，t（4）

其中，省份和年份分別用i和t表示， R表示房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營總收益（包括商品房銷售、土地轉(zhuǎn)讓、出租和其他收入）。Empl、Inve和Land表示勞動、資本和土地投入，選擇數(shù)量和金額兩個指標(biāo)進(jìn)行分析，勞動以房地產(chǎn)從業(yè)人數(shù)和工資總額表示；資本以當(dāng)年完成房地產(chǎn)投資額和利息表示；土地以土地購置面積和購置費用表示。管理以實際繳納的稅收Tax和利潤Prof表示。由于土地投入具有先期一次投入的特征，故區(qū)分當(dāng)年土地投入和兩年前土地投入分別進(jìn)行計量模型的估計和檢驗。μi+ξi，t 為復(fù)合隨機擾動項。

這個基本模型可以反映各基本要素投入對總收益的貢獻(xiàn)，再從兩個角度進(jìn)一步細(xì)化：一是不同階段的比較靜態(tài)分析，對比不同時期的各要素對利益分配的影響機制；二是考慮到同一要素供給者可能是不同主體，重點從政府行為和金融支持角度入手，分析不同資本供給者和管理者的投入變化及差異對總收益的影響（假設(shè)其它要素投入的影響穩(wěn)定），構(gòu)建經(jīng)濟模型（5）。

Ri，t=β0+ β1InBi，t+ β2InDi，t+ β3InSi，t+ β4InOi，t+β5TaxRi，t +β6TaxLi，t +β7Taxi，t +β8Profi，t + μi+ ξi，t（5）

式（5）中，InB、InD、InS和InO分別表示不同的融資來源，依次是銀行貸款、直接投資（指外商直接投資及預(yù)算內(nèi)投資）、自有資金和其它資金（主要來自預(yù)售款）；TaxR、TaxL、Tax和Prof表示不同管理者收入，即與房地產(chǎn)密切相關(guān)且頗具爭議的房產(chǎn)稅、土地增值稅和經(jīng)營利稅。

2計量經(jīng)濟模型的估計結(jié)果

經(jīng)濟模型的穩(wěn)定性會影響到檢驗結(jié)果，根據(jù)利益分配的階段變化，對可能存在的結(jié)構(gòu)變動進(jìn)行檢驗。在前文分析基礎(chǔ)上，選擇1996年、1997年、2000年、2003年和2004年為假設(shè)臨界點，設(shè)虛擬變量d（大于某年d=1，反之d=0），并生成虛擬變量與利潤的互動項pd，將d與pd引入時間序列模型進(jìn)行OLS回歸，檢驗d與pd的聯(lián)合顯著性。結(jié)果表明，除2000年外，臨界點均拒絕“無結(jié)構(gòu)變動”的原假設(shè)，其中1996年和2003年的檢驗結(jié)果最顯著（p值分別為005和002），因此，以其為分界點對省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計量經(jīng)濟模型估計。為更好地印證檢驗結(jié)果，分別進(jìn)行了固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)和豪斯曼檢驗，結(jié)果顯示各模型均拒絕隨機效應(yīng)。由于1996年前市場規(guī)律不明顯及統(tǒng)計口徑等原因，模型估計的檢驗結(jié)果并不顯著，因此本文將重點討論1997—2003年、2004—2011年這兩個時間段的模型檢驗結(jié)果。

模型（4）的估計結(jié)果如表1所示。

1基本經(jīng)濟模型的建立與變量說明

簡單的生產(chǎn)函數(shù)模型表示為：產(chǎn)量=f（勞動，資本），多數(shù)研究都加上技術(shù)變量，進(jìn)行全要素生產(chǎn)率的測算，很少討論土地要素的投入。在房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配模型中，土地是不可或缺的要素之一，筆者進(jìn)行勞動、資本、土地和管理四個要素的投入—產(chǎn)出研究。結(jié)合房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營的特點，構(gòu)建如公式（4）所示模型。

Ri，t= β0+ β1Empli，t+ β2Invei，t+ β3Landi，t+ β4Taxi，t+ β5Profi，t + μi+ ξi，t（4）

其中，省份和年份分別用i和t表示， R表示房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營總收益（包括商品房銷售、土地轉(zhuǎn)讓、出租和其他收入）。Empl、Inve和Land表示勞動、資本和土地投入，選擇數(shù)量和金額兩個指標(biāo)進(jìn)行分析，勞動以房地產(chǎn)從業(yè)人數(shù)和工資總額表示；資本以當(dāng)年完成房地產(chǎn)投資額和利息表示；土地以土地購置面積和購置費用表示。管理以實際繳納的稅收Tax和利潤Prof表示。由于土地投入具有先期一次投入的特征，故區(qū)分當(dāng)年土地投入和兩年前土地投入分別進(jìn)行計量模型的估計和檢驗。μi+ξi，t 為復(fù)合隨機擾動項。

這個基本模型可以反映各基本要素投入對總收益的貢獻(xiàn)，再從兩個角度進(jìn)一步細(xì)化：一是不同階段的比較靜態(tài)分析，對比不同時期的各要素對利益分配的影響機制；二是考慮到同一要素供給者可能是不同主體，重點從政府行為和金融支持角度入手，分析不同資本供給者和管理者的投入變化及差異對總收益的影響（假設(shè)其它要素投入的影響穩(wěn)定），構(gòu)建經(jīng)濟模型（5）。

Ri，t=β0+ β1InBi，t+ β2InDi，t+ β3InSi，t+ β4InOi，t+β5TaxRi，t +β6TaxLi，t +β7Taxi，t +β8Profi，t + μi+ ξi，t（5）

式（5）中，InB、InD、InS和InO分別表示不同的融資來源，依次是銀行貸款、直接投資（指外商直接投資及預(yù)算內(nèi)投資）、自有資金和其它資金（主要來自預(yù)售款）；TaxR、TaxL、Tax和Prof表示不同管理者收入，即與房地產(chǎn)密切相關(guān)且頗具爭議的房產(chǎn)稅、土地增值稅和經(jīng)營利稅。

2計量經(jīng)濟模型的估計結(jié)果

經(jīng)濟模型的穩(wěn)定性會影響到檢驗結(jié)果，根據(jù)利益分配的階段變化，對可能存在的結(jié)構(gòu)變動進(jìn)行檢驗。在前文分析基礎(chǔ)上，選擇1996年、1997年、2000年、2003年和2004年為假設(shè)臨界點，設(shè)虛擬變量d（大于某年d=1，反之d=0），并生成虛擬變量與利潤的互動項pd，將d與pd引入時間序列模型進(jìn)行OLS回歸，檢驗d與pd的聯(lián)合顯著性。結(jié)果表明，除2000年外，臨界點均拒絕“無結(jié)構(gòu)變動”的原假設(shè)，其中1996年和2003年的檢驗結(jié)果最顯著（p值分別為005和002），因此，以其為分界點對省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計量經(jīng)濟模型估計。為更好地印證檢驗結(jié)果，分別進(jìn)行了固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)和豪斯曼檢驗，結(jié)果顯示各模型均拒絕隨機效應(yīng)。由于1996年前市場規(guī)律不明顯及統(tǒng)計口徑等原因，模型估計的檢驗結(jié)果并不顯著，因此本文將重點討論1997—2003年、2004—2011年這兩個時間段的模型檢驗結(jié)果。

模型（4）的估計結(jié)果如表1所示。

1基本經(jīng)濟模型的建立與變量說明

簡單的生產(chǎn)函數(shù)模型表示為：產(chǎn)量=f（勞動，資本），多數(shù)研究都加上技術(shù)變量，進(jìn)行全要素生產(chǎn)率的測算，很少討論土地要素的投入。在房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營利益分配模型中，土地是不可或缺的要素之一，筆者進(jìn)行勞動、資本、土地和管理四個要素的投入—產(chǎn)出研究。結(jié)合房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營的特點，構(gòu)建如公式（4）所示模型。

Ri，t= β0+ β1Empli，t+ β2Invei，t+ β3Landi，t+ β4Taxi，t+ β5Profi，t + μi+ ξi，t（4）

其中，省份和年份分別用i和t表示， R表示房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營總收益（包括商品房銷售、土地轉(zhuǎn)讓、出租和其他收入）。Empl、Inve和Land表示勞動、資本和土地投入，選擇數(shù)量和金額兩個指標(biāo)進(jìn)行分析，勞動以房地產(chǎn)從業(yè)人數(shù)和工資總額表示；資本以當(dāng)年完成房地產(chǎn)投資額和利息表示；土地以土地購置面積和購置費用表示。管理以實際繳納的稅收Tax和利潤Prof表示。由于土地投入具有先期一次投入的特征，故區(qū)分當(dāng)年土地投入和兩年前土地投入分別進(jìn)行計量模型的估計和檢驗。μi+ξi，t 為復(fù)合隨機擾動項。

這個基本模型可以反映各基本要素投入對總收益的貢獻(xiàn)，再從兩個角度進(jìn)一步細(xì)化：一是不同階段的比較靜態(tài)分析，對比不同時期的各要素對利益分配的影響機制；二是考慮到同一要素供給者可能是不同主體，重點從政府行為和金融支持角度入手，分析不同資本供給者和管理者的投入變化及差異對總收益的影響（假設(shè)其它要素投入的影響穩(wěn)定），構(gòu)建經(jīng)濟模型（5）。

Ri，t=β0+ β1InBi，t+ β2InDi，t+ β3InSi，t+ β4InOi，t+β5TaxRi，t +β6TaxLi，t +β7Taxi，t +β8Profi，t + μi+ ξi，t（5）

式（5）中，InB、InD、InS和InO分別表示不同的融資來源，依次是銀行貸款、直接投資（指外商直接投資及預(yù)算內(nèi)投資）、自有資金和其它資金（主要來自預(yù)售款）；TaxR、TaxL、Tax和Prof表示不同管理者收入，即與房地產(chǎn)密切相關(guān)且頗具爭議的房產(chǎn)稅、土地增值稅和經(jīng)營利稅。

2計量經(jīng)濟模型的估計結(jié)果

經(jīng)濟模型的穩(wěn)定性會影響到檢驗結(jié)果，根據(jù)利益分配的階段變化，對可能存在的結(jié)構(gòu)變動進(jìn)行檢驗。在前文分析基礎(chǔ)上，選擇1996年、1997年、2000年、2003年和2004年為假設(shè)臨界點，設(shè)虛擬變量d（大于某年d=1，反之d=0），并生成虛擬變量與利潤的互動項pd，將d與pd引入時間序列模型進(jìn)行OLS回歸，檢驗d與pd的聯(lián)合顯著性。結(jié)果表明，除2000年外，臨界點均拒絕“無結(jié)構(gòu)變動”的原假設(shè)，其中1996年和2003年的檢驗結(jié)果最顯著（p值分別為005和002），因此，以其為分界點對省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計量經(jīng)濟模型估計。為更好地印證檢驗結(jié)果，分別進(jìn)行了固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)和豪斯曼檢驗，結(jié)果顯示各模型均拒絕隨機效應(yīng)。由于1996年前市場規(guī)律不明顯及統(tǒng)計口徑等原因，模型估計的檢驗結(jié)果并不顯著，因此本文將重點討論1997—2003年、2004—2011年這兩個時間段的模型檢驗結(jié)果。

模型（4）的估計結(jié)果如表1所示。