房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入的協(xié)同效應(yīng)研究——基于1998－2012年省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證分析

梁富山

（中共國(guó)家稅務(wù)總局黨校 教研一部，江蘇 揚(yáng)州 225007）

根據(jù)國(guó)外相關(guān)研究文獻(xiàn)［1－11］①參見(jiàn)文后參考文獻(xiàn)［1－11］。分析，大部分學(xué)者在研究房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入?yún)f(xié)同效應(yīng)時(shí)主要側(cè)重于房地產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)、財(cái)政和稅收政策方面，從宏觀經(jīng)濟(jì)因素研究視角建立計(jì)量分析模型，但由于西方市場(chǎng)化發(fā)達(dá)國(guó)家地方財(cái)政收入主要以稅收收入、轉(zhuǎn)移支付和各類稅費(fèi)為主，使得針對(duì)性研究房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)與地方財(cái)政收入的協(xié)同效應(yīng)文獻(xiàn)較少。

1994年我國(guó)分稅制改革土地使用制度和住房商品化推向市場(chǎng)，眾多學(xué)者側(cè)重政府和企業(yè)角度研究房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收支內(nèi)在推動(dòng)關(guān)系以分析背后深層級(jí)效應(yīng)。

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)［12－29］①參見(jiàn)文后參考文獻(xiàn)［12－29］。的回顧，發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外學(xué)者基于各國(guó)社會(huì)體制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的差異，對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)與地方財(cái)政研究角度和結(jié)論不完全一致，研究方法和變量選擇也有差異，但研究結(jié)論普遍肯定一點(diǎn)：房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入間存在協(xié)同效應(yīng)。本文擬在梳理國(guó)內(nèi)外研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，建立1998－2012年省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型并進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)行相關(guān)研究。

一、基本理論

1968年，密西根大學(xué)社會(huì)科學(xué)研究所建立收入動(dòng)態(tài)研究面板數(shù)據(jù)集，研究美國(guó)的貧困特征及其原因拉開(kāi)了面板數(shù)據(jù)的開(kāi)端，面板數(shù)據(jù)模型的眾多優(yōu)勢(shì)使它備受理論界和實(shí)務(wù)屆的廣泛重視。就我國(guó)現(xiàn)行轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體制研究而言，由于社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的歷史較短，研究者充分利用面板數(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型研究揭示這些經(jīng)濟(jì)關(guān)系存在的內(nèi)在動(dòng)態(tài)變化屬性和調(diào)整過(guò)程顯得尤為重要和迫切。實(shí)踐中最常運(yùn)用兩類動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，一類是自回歸面板數(shù)據(jù)模型：

另一類是存在外生變量的線性動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

為解決動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)組內(nèi)回歸估計(jì)的非一致問(wèn)題，本文擬采用工具變量估計(jì)和廣義矩估計(jì)（GMM）替代OLS。根據(jù)研究目的，本文介紹存在外生變量的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，為敘述的方便推導(dǎo)模型中包含被解釋變量的一階滯后項(xiàng)，其研究結(jié)論可推廣至高階滯后項(xiàng)情形。

這里，（3）式滿足下面假設(shè)1和假設(shè)2

假設(shè)2 解釋變量xkit與誤差項(xiàng)μit無(wú)關(guān)，即解釋變量xkit是嚴(yán)格外生的。

于是，對(duì)于＝1，2，…，N；＝0，1，2，…，T；＝0，1，2，…T；E（xkit，Vμit）＝0，即Xi1，Xi2，…，XiT都是一階差分模型為：

滯后項(xiàng)Vyt－1＝y(tǒng)i，t－1－yi，t－2的工具變量。其中，Xit＝（x1it，x2it，…，xkit）。

同時(shí)，Vxkit也是xkit的工具變量，因此，對(duì)于i＝1，2，…，N；＝0，1，2，…，T，有，

因此，一階差分模型（4）式的工具變量為：

即，E（Z＇iVμi）＝0

求解最小化問(wèn)題

類似地，模型（4）式的系數(shù)的一致GMM 估計(jì)為

其中，

Arellano和Bover（1995）經(jīng)過(guò)系統(tǒng)推導(dǎo)出模型（4）式系數(shù)的一致GMM 估計(jì)為：

其協(xié)方差矩陣為：

二、實(shí)證分析

1.測(cè)度指標(biāo)及數(shù)據(jù)說(shuō)明

地方財(cái)政收入的內(nèi)涵有廣義和狹義之分，廣義的地方財(cái)政收入是指地方一般公共預(yù)算收入、地方政府性基金預(yù)算收入、地方國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算收入；狹義的地方財(cái)政收入則是指地方一般公共預(yù)算本級(jí)收入、中央稅收返還和中央轉(zhuǎn)移支付。不考慮公有制問(wèn)題，文中僅僅從稅收來(lái)看地方財(cái)政，地方財(cái)政收入指的是一般公共預(yù)算，即狹義地方財(cái)政收入。地方財(cái)政收入主要受經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)兩大因素影響，由于政策等非經(jīng)濟(jì)因素對(duì)地方財(cái)政收入?yún)f(xié)同效應(yīng)難于衡量且不易控制，下面著重從經(jīng)濟(jì)因素層面研究分析。

經(jīng)濟(jì)因素層面中稅收收入和非稅收收入組成了該層面地方財(cái)政的主體收入，而非稅收收入中又主要是土地收入。以2014年為例，狹義地方財(cái)政收入為127 464.18億元，經(jīng)計(jì)算地方土地毛收入占了地方財(cái)政收入的33.4%，而地方土地出讓收入42 605.90億元，其中扣除80%的成本性費(fèi)用（不能完全由地方統(tǒng)籌安排使用）后約20%的土地出讓收益才是地方可以統(tǒng)籌使用的資金，表明整體上看不足7%土地出讓毛收入可為地方統(tǒng)籌使用。本文從地方政府統(tǒng)籌使用地方財(cái)政收入角度研究問(wèn)題，故而沒(méi)有考慮土地收入。另外，鑒于當(dāng)前第一產(chǎn)業(yè)對(duì)地方財(cái)政收入作用相對(duì)于第二、三產(chǎn)業(yè)效應(yīng)較小，同時(shí)房地產(chǎn)業(yè)相比其他產(chǎn)業(yè)整體涉及面廣、產(chǎn)業(yè)鏈長(zhǎng)、關(guān)聯(lián)度高、帶動(dòng)力強(qiáng)，承載著多重復(fù)雜的利益關(guān)系，牽動(dòng)著不同群體的利益神經(jīng)，是稅收收入的主體產(chǎn)業(yè)，根據(jù)產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)原則，本文選擇工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)作為控制變量以分析一些不可度量的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)或政策環(huán)境，相應(yīng)指標(biāo)選取工業(yè)增加值、除房地產(chǎn)業(yè)外的第三產(chǎn)業(yè)增加值（詳見(jiàn)表1）。

表1 測(cè)度指標(biāo)名稱、符號(hào)和說(shuō)明一覽表

研究數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》。鑒于重慶市于1997年確立為直轄市以及1994年分稅制改革剛剛啟動(dòng)，各項(xiàng)規(guī)章制度尚不太完善，本文選取1998－2012年省際面板數(shù)據(jù)（鑒于數(shù)據(jù)可得性原則，沒(méi)有考慮香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺(tái)灣?。?，并對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入?yún)f(xié)同效應(yīng)的研究。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)也稱單位根檢驗(yàn)，只有當(dāng)變量單整階數(shù)相同時(shí)序列之間才有可能存在協(xié)整關(guān)系。鑒于全國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地區(qū)差異，為確保估計(jì)結(jié)果的有效性、避免偽回歸，本文從面板數(shù)據(jù)縱剖面相關(guān)性結(jié)構(gòu)的視角，采用各截面序列具有不同單位根的Fisher－PP檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，同時(shí)針對(duì)被解釋變量（地方財(cái)政收入）和解釋變量（房地產(chǎn)價(jià)格、工業(yè)增加值和其他第三產(chǎn)業(yè)增加值）的原序列及其一階差分序列和檢驗(yàn)方程中含截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)兩個(gè)層面組合檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

從表2檢驗(yàn)結(jié)果看出，各變量原序列無(wú)論是否含截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)都存在單位根（非平穩(wěn)序列），但一階差分序列單位根檢驗(yàn)中均拒絕了原假設(shè)，表明一階差分序列平穩(wěn)且地方財(cái)政收入、房地產(chǎn)價(jià)格、工業(yè)增加值和其他第三產(chǎn)業(yè)增加值一階單整。

3.協(xié)整性檢驗(yàn)

根據(jù)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)知變量一階單整，為分析研究房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)同均衡協(xié)整關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。為保證結(jié)論的可靠性，本文采用由E－G 兩步法（1987）發(fā)展起來(lái)的Pedroni和Kao方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 變量Pedroni和Kao協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

從表3看出，因變量與自變量之間Pedroni和Kao檢驗(yàn)結(jié)果均在0.01顯著水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，非平穩(wěn)被解釋變量地方財(cái)政收入與解釋變量（房地產(chǎn)價(jià)格、工業(yè)增加值和其他第三產(chǎn)業(yè)增加值）存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)

經(jīng)檢驗(yàn)各變量一階差分序列不存在單位根且各變量存在協(xié)整關(guān)系前提下分析研究變量間格蘭杰因果關(guān)系，一般認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入之間具有2－3年的滯后影響期，經(jīng)反復(fù)測(cè)定比較發(fā)現(xiàn)滯后3階模型不具有1階自相關(guān)性，且擁有較小AIC值，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 變量格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

需要注意的是，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)康氖菫榱蓑?yàn)證變量間的先后順序，恰當(dāng)確認(rèn)是否存在一個(gè)變量的前期信息對(duì)另一個(gè)變量當(dāng)前的影響，而并非邏輯意義上的因果關(guān)系。從表4檢驗(yàn)結(jié)果看出：第一，房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入在0.05顯著水平下整體互為推動(dòng)，構(gòu)成復(fù)雜的交叉作用機(jī)制，說(shuō)明地方財(cái)政收入增加的內(nèi)在動(dòng)力有助于拉高房地產(chǎn)價(jià)格，而房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)一步攀高反過(guò)來(lái)從土地出讓金、土地增值稅、營(yíng)業(yè)稅等角度推動(dòng)地方財(cái)政收入的增長(zhǎng)。第二，地方財(cái)政收入不是工業(yè)增加值的格蘭杰原因接受了原假設(shè)，而地方財(cái)政收入是其他第三產(chǎn)業(yè)增加值的格蘭杰原因，反之不然，構(gòu)成單向格蘭杰因果關(guān)系。這一結(jié)論說(shuō)明，作為地方財(cái)政收入重要來(lái)源的工業(yè)增加值其增長(zhǎng)直接充實(shí)了地方財(cái)政收入，兩者相互作用中工業(yè)增加值起到基礎(chǔ)性推動(dòng)作用。另外，據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，2013年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值結(jié)構(gòu)中第三產(chǎn)業(yè)增加值自建國(guó)以來(lái)首次超過(guò)第二產(chǎn)業(yè)且增速也超過(guò)了第一和第二產(chǎn)業(yè)，說(shuō)明地方政府在工業(yè)增加值穩(wěn)步發(fā)展前提下將地方財(cái)政收入相當(dāng)比例支出投向了第三產(chǎn)業(yè)，直接體現(xiàn)了當(dāng)前及今后一段時(shí)期優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，加大第三產(chǎn)業(yè)投入以提升其在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的突出作用，不僅符合第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)律，而且能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、促進(jìn)就業(yè)，也在一定程度上驗(yàn)證了地方財(cái)政收入不是其他第三產(chǎn)業(yè)增加值格蘭杰原因，當(dāng)前兩者作用關(guān)系中加大地方財(cái)政收入在其他第三產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的投入是原始動(dòng)力，能促進(jìn)現(xiàn)代第三產(chǎn)業(yè)有序、健康、協(xié)調(diào)、跨越發(fā)展。

5.動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型及結(jié)論

經(jīng)典估計(jì)方法在動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)中勢(shì)必產(chǎn)生參數(shù)估計(jì)非一致、有偏和內(nèi)生性等問(wèn)題，使得推斷的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義發(fā)生扭曲。針對(duì)上述情況Blundell＆Bond（1998）利用蒙特卡洛試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)有限樣本下系統(tǒng)廣義矩估計(jì)偏差更小、更有效，Nickell（1981）、Blundell＆Bove（1995）以及Bond等（2001）得出同樣結(jié)論，并指出兩步廣義矩估計(jì)較一步廣義矩估計(jì)更有效。有鑒于此，本文運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型兩步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型兩步系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果一覽表

鑒于工業(yè)增加值和其他第三產(chǎn)業(yè)增加值這兩個(gè)控制變量以及房地產(chǎn)價(jià)格和地方財(cái)政收入時(shí)滯性，選擇存在外生變量的線性動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，同時(shí)將房地產(chǎn)價(jià)格和地方財(cái)政收入這兩個(gè)變量的一階滯后項(xiàng)引入動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸方程，結(jié)果如下：

lnLFit＝2.858＋0.377lnLFi，t－1＋0.163lnHPit＋0.109lnHPi，t－1＋0.356lnIIVit＋0.251lnTIit

第一，從回歸方程的估計(jì)系數(shù)知，滯后一期地方財(cái)政收入的邊際彈性系數(shù)lnLF.L1.高達(dá)0.377對(duì)當(dāng)期的地方財(cái)政收入具有較大影響，并在0.01顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明長(zhǎng)期看我國(guó)地方財(cái)政收入不僅僅受到諸如當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和結(jié)構(gòu)因素（基礎(chǔ)性的制約作用）、價(jià)格因素、生產(chǎn)技術(shù)水平因素、分配制度和分配政策因素等多重影響，自身也存在明顯的剛性作用且動(dòng)態(tài)均衡收斂，一定程度上解釋了區(qū)域地方財(cái)政收入存在差異的現(xiàn)狀。

第二，房地產(chǎn)價(jià)格由于自身滯后作用慣性的存在，當(dāng)期房地產(chǎn)價(jià)格及滯后一期值對(duì)地方財(cái)政收入從經(jīng)濟(jì)理論上分析都具有一定促進(jìn)作用，檢驗(yàn)結(jié)果兩者都在0.01顯著性水平下拒絕了系數(shù)為零的原假設(shè)，具有統(tǒng)計(jì)意義上顯著，其邊際彈性系數(shù)分別為0.163和0.109，具備正向刺激作用，當(dāng)期房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地方財(cái)政收入影響程度較大并逐期遞減，即我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格以及滯后一期值每提高一個(gè)單位，地方財(cái)政收入分別變動(dòng)16.3%和10.9%個(gè)單位，表明房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地方財(cái)政收入的影響具有時(shí)滯性，一定程度上是因?yàn)榉康禺a(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入的協(xié)同關(guān)系存在一定周期。

第三，作為本文控制變量的工業(yè)增加值和其他第三產(chǎn)業(yè)增加值估計(jì)系數(shù)都在0.01水平下統(tǒng)計(jì)意義上顯著，相比房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入的協(xié)同效應(yīng)更為凸顯，分別為0.356和0.251，即工業(yè)增加值和其他第三產(chǎn)業(yè)增加值每變動(dòng)一個(gè)單位，地方財(cái)政收入分別變動(dòng)35.6%和25.1%個(gè)單位，一定程度上說(shuō)明工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)是地方財(cái)政收入的主要來(lái)源和支柱產(chǎn)業(yè)，地方政府增加地方財(cái)政收入不要僅盯房地產(chǎn)行業(yè)，當(dāng)前金融危機(jī)和全球化現(xiàn)實(shí)情況下要轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和發(fā)展思路，創(chuàng)新工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)應(yīng)全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)提升。

三、政策建議

1.調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)地方財(cái)政收入包容性增長(zhǎng)

從動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果看，滯后一期地方財(cái)政收入的邊際彈性系數(shù)高達(dá)0.377且0.01顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明地方財(cái)政收入受多重因素影響且自身存在明顯的剛性作用并動(dòng)態(tài)均衡收斂，也一定程度上解釋了區(qū)域地方財(cái)政收入存在差異的現(xiàn)狀。同時(shí)工業(yè)增加值和其他第三產(chǎn)業(yè)增加值相比房地產(chǎn)價(jià)格與地方財(cái)政收入的協(xié)同效應(yīng)更為凸顯，要求地方政府理性看待房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，抓好地方財(cái)政收入基礎(chǔ)、嚴(yán)守地方財(cái)政收入增長(zhǎng)的自身規(guī)律，兼顧三大產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，因勢(shì)利導(dǎo)調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，創(chuàng)新工業(yè)和其他第三產(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)，以促進(jìn)地方財(cái)政收入可持續(xù)、包容性增長(zhǎng)。

2.降低房地產(chǎn)業(yè)成本，化解地方債務(wù)存量

當(dāng)期及滯后一期房地產(chǎn)價(jià)格邊際彈性系數(shù)分別為0.163和0.109具備正向逐期遞減刺激作用且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地方財(cái)政收入的影響突出并具有時(shí)滯性。然而，當(dāng)前地方債務(wù)存量規(guī)模較大，還本付息的資金來(lái)源收緊，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入中低增速新常態(tài)，多重因素疊加在一起，地方財(cái)政壓力與日俱增，要高度警惕區(qū)域性風(fēng)險(xiǎn)的擴(kuò)散。要以改革的辦法來(lái)強(qiáng)化地方財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)管理，避免系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生，防止財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)給經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)雪上加霜。根本的辦法是鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)新，同時(shí)積極推進(jìn)營(yíng)業(yè)稅改征增值稅財(cái)稅體制改革范圍和進(jìn)度，將房地產(chǎn)業(yè)納入改革范圍，使得房地產(chǎn)業(yè)以及上下游相關(guān)行業(yè)加大抵扣鏈條，建立有利于科學(xué)發(fā)展的稅收制度，消除重復(fù)征稅，降低房地產(chǎn)業(yè)稅收成本，穩(wěn)定房地產(chǎn)價(jià)格，增強(qiáng)企業(yè)發(fā)展能力，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)贏得時(shí)間優(yōu)勢(shì)，提升地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后勁以化解地方債務(wù)，形成地方財(cái)政與房地產(chǎn)業(yè)良性發(fā)展循環(huán)。

3.穩(wěn)步推進(jìn)長(zhǎng)效機(jī)制，釋放改革有效時(shí)空

房地產(chǎn)市場(chǎng)引起的諸多問(wèn)題的解決并非一蹴而就，相關(guān)調(diào)控政策也并非十全十美，過(guò)于剛性的短期房地產(chǎn)調(diào)控政策或許會(huì)使房地產(chǎn)價(jià)格有所抑制，但也可能加劇通貨膨脹，使得相關(guān)行業(yè)及金融業(yè)遭受重創(chuàng)，導(dǎo)致國(guó)民經(jīng)濟(jì)的蕭條，進(jìn)而影響社會(huì)穩(wěn)定。對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的調(diào)控必須找到根本原因、穩(wěn)妥推進(jìn)長(zhǎng)效機(jī)制，從保障和民生的角度監(jiān)管到位才能標(biāo)本兼治。政府必須支持保障房托底、增加廉租房、公租房建設(shè)以滿足中低收入家庭住房需求，以市場(chǎng)化的商品房滿足中高收入家庭住房需求。對(duì)供給、需求端的放開(kāi)尤其是核心資金層面的相應(yīng)放寬以及保障房建設(shè)、不動(dòng)產(chǎn)統(tǒng)一登記、戶籍制度改革、改變金融機(jī)構(gòu)寬松的貨幣政策，拓寬資本投資渠道，引導(dǎo)和調(diào)節(jié)房地產(chǎn)投機(jī)需求等長(zhǎng)效機(jī)制的穩(wěn)步推進(jìn)，促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的長(zhǎng)期健康發(fā)展，發(fā)揮其對(duì)整體經(jīng)濟(jì)促增長(zhǎng)的作用，一定程度為長(zhǎng)期改革釋放有效的時(shí)空效應(yīng)。

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