一、引言及文献综述

随着我国城镇化建设步伐不断加快，城市空间水平扩张较为明显，土地城市化速度远高于人口城市化速度。据测算，2000年-2012年，我国城市建设用地面积扩大106.9%，而城市人口仅增长55.3%，土地城市化是人口城市化的1.93倍[1]。

英眼睛不停地盯着吊针一滴又一滴。每一滴药水都让她感到心悸，她紧张得不得了；每一滴药水又让她感到略有心安，因为它可以让自己离死亡慢一点，再慢一点。

随着城市扩张现象日益突出，探究其治理途径的研究也越来越多。房地产税为这一研究开辟了新视角，其作为抑制城市扩张的手段之一，在国外理论和实证研究中得到普遍证实。Brueckner和Kim（2003）在封闭单中心城市模型框架下，从理论上分析认为房地产税可以起到抑制城市扩张的作用[2]。Song和Zenou（2006）实证检验发现美国房地产税税率每提高1%会使城市扩张降低0.401%[3]。Nicola Brandt（2014）也认为房地产税可以起到抑制城市扩张的作用，特别是对土地征收的税率高于对建筑物征收的税率时这种抑制的效果更明显[4]。

国内实证分析表明房地产税未能发挥抑制城市扩张的作用。如刘琼（2014）基于30个省级行政区2000年-2011年的数据，利用面板协整计量方法，实证分析房地产税对城市扩张的影响，认为房地产税未能发挥遏制城市扩张的作用 [5]。贾雁岭（2016）选取2003年-2012年全国35个大中型城市相关数据，构建动态面板模型，采用系统GMM计量方法实证分析，也得出相同结论[6]。以上文献均未进一步分析房地产税为何没有起到抑制城市扩张的作用，这正是本文所要研究的内容。通过借鉴Banzhaf（2009）的分解方法，本文研究我国房地产税总效应、建筑物效应和居住面积效应，利用35个大中型城市2003年-2012年数据实证检验，发现正是房地产税建筑物效应和居住面积效应的综合作用导致其在抑制城市扩张方面的失效。余文安排如下：第二部分在综述国外房地产税对城市扩张影响机制的基础上，结合我国实际情况构建反映房地产税总效应、建筑物效应和居住面积效应等指标并提出研究假设；第三部分为实证分析，说明估计方法，数据来源，实证结果及稳健性检验；第四部分为研究结论与政策启示。

二、理论机制

（一）基本理论机制

国外理论一般认为房地产税有利于抑制城市扩张，越来越多的研究基于Brueckner和Kim（2003）的理论，实证分析房地产税的建筑物效应和居住面积效应，进而确定房地产税影响城市扩张的具体途径。

被解释变量分别为人均建成区面积、建成区面积与住房面积之比和人均住房面积。借鉴陆铭（2011）的方法，人均建成区面积用各市辖区建成区面积除以非农人口数[15]。住房面积较难获得存量数据，选择使用各年度住房销售面积数据①容积率指地上总建筑面积与用地面积比率。根据国家统计局的统计指标解释，商品房销售面积，指报告期内出售商品房的合同总面积（即双方签署的正式买卖合同中所确定的建筑面积），由现房销售面积和期房销售面积两部分组成。。人均住房面积为住房销售面积除以非农人口数。

其中，D表示房地产税对城市扩张的总效应，h表示房地产税的建筑物效应，q表示房地产税的居住面积效应。房地产税通过建筑物效应和居住面积效应作用于城市密度进而影响城市扩张。若消费者对其他商品和住房消费之间的替代弹性较高（大于1），居住面积效应起主要作用，有利于抑制城市扩张[3]。Banzhaf（2010）用每单位土地面积的总房间数作为建筑物效应的代理变量，用每单位土地面积的住房栋数作为总效应的代理变量，用每栋住房的房间数作为居住面积效应的代理变量①三者具有以下的关系，以美国宾夕法尼亚州为例实证检验，发现当采取对土地征收较高税率而对住房征收较低税率的差异化房地产税时，房地产税率每提高1%会使建筑物效应提高5%-6%，表现为每单位土地面积房间总数增多。居住面积效应不显著时，即每栋住房的房间数不变时，较多的房间总数意味着每单位土地面积的住房栋数较多即较大的建筑密度，平均会使住房密度提高4%-5%[7]，这说明房地产税有利于抑制城市扩张。Ermini和 Santolini（2016）在 Banzhaf（2010）研究方法的基础上进行改进，其主要关注密度效应，密度效应变化等于建筑效应变化减去居住面积效应变化，实证分析意大利城区和郊区差异化房地产税政策对城市扩张的影响。在控制人口规模、收入水平、交通状况、农业土地价值、老年人口比例、青年人口比例、家庭规模、人口移民数量、高中学历人口比例、劳动参与率、对经济冲击反应等因素后，认为城区和郊区差异化房地产税对城市扩张具有相反作用，即当郊区房地产税率上升1%时，受建筑物效应影响，城市密度显著上升2.792%②当每栋住房房间数一定时（居住面积效应不显著），房地产税税率的提高会促进单位土地面积房间数的增加（建筑物效应显著），这会使得单位土地面积的住房栋数增加，进而提高城市的密度，抑制城市扩张。，使城市更加紧凑，有利于抑制城市扩张；当城区内房地产税率提高1%时，受居住面积效应影响，城市密度显著下降1.243%③当单位土地面积房间数一定时（建筑效应不显著），房地产税税率的提高会促进每栋住房房间数的增加（居住面积效应显著），这会使得单位土地面积的住房栋数减少，进而降低城市的密度，促进城市扩张。，进而促进城市扩张；郊区房地产税效应比市区效应更大，总体来看房地产税有利于抑制城市扩张[8]。

以上对房地产税总效应、建筑物效应和居住面积效应的研究为探寻我国房地产税对城市扩张的影响提供了有益思路。

社区教育资源种类繁多、形式多样，但也凌乱纷杂、分割散落。只有经过整合开发，社区内的教育资源才能得到高效利用。想要解决社区家长教育资源供给有限和社区家长教育发展需求之间的供给矛盾，要着重从以下几个方面入手。

（二）我国背景下房地产税效应分解及理论机制

1.房地产税效应分解

文献中有许多反映城市扩张的指标，如建成区面积[9]或建成区面积增长率与人口增长率比值[10]等，但城市扩张最本质的特征是低密度发展，借鉴Miriam（2014）的方法，用人均建成区面积变化表示城市扩张[11]。现有文献尚未对我国房地产税建筑物效应和居住面积效应实证检验，本文借鉴Banzhaf（2010）的分解方法，引入住房面积将人均建成区面积分为两部分，即：

无机盐是微生物生长不可缺少的营养物质，对微生物合成RNA有重要意义[25]。研究了几种无机盐对Y17aM3生长及生产RNA的影响，结果如图15。只有磷酸对Y17aM3生产RNA促进作用最明显，RNA含量提高至 119 mg-RNA/g-DCW，提高了 7 mg-RNA/g-DCW，而对Y17aM3生长没有促进作用亦没有抑制作用。

（2）式两边取对数，可知人均建成区面积变化等于建成区面积与住房面积比值变化和人均住房面积变化之和。房地产税通过对建成区面积与住房面积比值和人均住房面积的作用来影响人均建成区面积。第一，房地产税会增加开发商建筑成本进而降低其利润，使开发商减少住房投资规模，在人均居住面积一定的情况下，每单位土地面积的住房投资规模较少，所建住房较矮，住房容积率①容积率指地上总建筑面积与用地面积比率。根据国家统计局的统计指标解释，商品房销售面积，指报告期内出售商品房的合同总面积（即双方签署的正式买卖合同中所确定的建筑面积），由现房销售面积和期房销售面积两部分组成。下降，即建成区面积与住房面积比值上升，这意味着人口密度较低，为吸纳既定人口，需要在城市周边寻找新的土地建设住房，进而促进城市扩张，此为房地产税建筑物效应。第二，房地产税会部分转嫁给消费者使房价上升，促使消费者选择面积较小的住房，降低人均居住面积，这意味着人口密度较高，可以较容易吸纳既定的人口，无需在城市周边新建住宅，有利于抑制城市扩张，此为房地产税居住面积效应。

2.我国房地产税影响城市扩张的机制

中农集团控股股份有限公司项目经理孙希园也表示，新的农业发展形势下，企业的经营模式需要及时创新和转变，但任何模式没有精准的服务都会夭折。中农控股搭建中国农资现代农业服务平台就是将两者结合，通过生产、生活、公关、金融四方面服务，精准服务农户，让农户能够切实获利。同时，中农控股还利用自身资源优势，不断进行资源整合，将更多地资源融入到服务中来，努力打造出更符合当前市场运作模式的服务体系。

我国房地产税有一定特殊性，是与房地产行业相关的几个不同税种的集合体，具体包括房地产建设环节的营业税（建筑业）、耕地占用税，销售环节的营业税（不动产）、契税、印花税、个人所得税、企业所得税、土地增值税，持有环节的城镇土地使用税、房产税。这些税种主要在流转环节征收，其中房产税对个人持有的住房采取免税政策，除出租住房外，在持有环节仅对经营性住房征收，具有商品税属性，不是真正的财产税[12]。这与国外房地产税存在较大区别，国外房地产税主要在持有环节根据住房评估价值按年征收，具有财产税属性。我国特殊的房地产税会对城市扩张产生与基本理论机制不同的影响。

首先，目前我国房地产市场垄断程度较高，属于卖方市场，开发商会通过提高价格的方式将房地产税转嫁给消费者，房地产税对开发商供给行为影响较小，不会降低其投资规模。开发商基于利润最大化考虑会建造较高的住房，有时会突破法定容积率上线的限制。因此，建筑物效应方面，提出假说1：我国房地产税没有促使住房容积率下降，有利于抑制城市扩张。

其次，流转环节的税收会抑制房地产交易规模，例如根据Davidoff and Leigh（2013）对澳大利亚流转环节印花税的估算，若印花税每提高10%则会使房地产交易量下降3%[13]。我国虽对个人交易房地产采取免征印花税政策，但仍存在其他较多流转环节税收，这会降低二手房供给[14]，抑制二手房交易市场发展，促使人们购买新住房。同时流转环节的房地产税有一定隐蔽性，且一次性征收，消费者一般较难以感知，在购房时也不会考虑在持有阶段缴纳的房地产税，房地产税未能有效抑制消费者购买较大面积的住房。因此，居住面积效应方面，提出假说2：我国房地产税没有抑制人均住房面积扩大，未起到抑制城市扩张的作用。

我国重流转轻持有的房地产税，一方面没有促使住房容积率下降，在一定程度上有利于抑制城市扩张；另一方面没有抑制人均住房面积扩大，未起到抑制城市扩张的作用。房地产税对城市扩张的总效应不确定。

此外，本文用中学生均教育事业性经费作为房地产税的工具变量，用总户数和住房投资额分别替代非农人口数和住房面积等方法进行稳健性检验。

三、估计方法和数据

（一）估计方法

模型（2）估计房地产税居住面积效应，即房地产税对人均住房面积的影响。估计系数统计上显著为正，从而印证了假说2，这表明房地产税没有起到抑制人均住房面积增加的作用，在一定程度上促进了人均住房面积增加。这可能与房地产税重流转轻持有相关，其税收负担具有隐蔽性，没有改变人们购买较大面积住房的行为。据统计，我国人均住房面积在不断增加，由1978年的6.7平方米上升到2012年的32.9平方米[21]，已经基本达到了发达国家水平，如英国、法国、德国的人均住房面积大概为35平方米左右[22]。

其中，avabdit为第i个地区t时的人均建成区面积；prit为第i个地区t时的建成区面积与住房面积之比，avhait为第i个地区t时的人均住房面积，proit为第i个地区t时的房地产税，Xit为各控制变量，αi为个体固定效应，βt为时间效应，ci为常数项，εit为误差项。系数γ估计房地产税对城市扩张总效应，γ1估计房地产税建筑物效应，γ2估计房地产税居住面积效应，这三个系数的关系是γ=γ1+γ2。

根据Brueckner和Kim（2003）的理论，房地产税对城市扩张的总效应、建筑物效应和居住面积效应三者存在以下关系：

模型（3）估计房地产税总效应，即房地产税对人均建成区面积的影响。估计系数在统计上不显著，说明房地产税在总体上没有起到抑制城市扩张的作用。房地产税建筑物效应使住房容积率提高，单位土地上住宅面积较多，有利于抑制城市扩张，但其被正向的居住面积效应所抵消，即房地产税没有抑制居民选择较大面积的住房，正是这两种效应的综合作用使房地产税没有起到抑制城市扩张的作用。

核心解释变量为房地产税，难以将营业税和所得税中的房地产税进行分离，分析中只包括房产税、城镇土地使用税、耕地占用税、契税、土地增值税等税种[16]。计量分析中，借鉴况伟大（2009）的方法，以房地产税额的对数作为房地产税率的替代变量[17]。

控制变量包括经济发展水平、人口规模、交通成本、土地出让收益和财政分权等因素。经济发展水平用人均实际国内生产总值衡量。实际国内生产总值由名义GDP除以2003年为基年的GDP平减指数得到[18]。城市扩张和经济发展水平存在着密切关系，经济发展水平高的地区城市扩张程度也较高。人口规模用从业人口数衡量。从业人口数具有实在的购买力，其规模越大，需要的住房越多，进而对土地需求也越多，城市扩张程度也较快。交通成本用城市道路面积作为代理变量。道路面积越多表明交通成本较低，有利于人们出行，可以居住在离市区较远的地方，进而有利于促使城市扩张。2009年开始《中国国土资源统计年鉴》不再公开出让土地的纯收益数据，本文采用土地出让金数据。一般认为地方政府为获得较高的土地收益会大量出售农业用地，将其转变为城市建设用地，使城市不断向外围扩展。借鉴谭之博（2015）的方法，财政分权用市本级人均财政支出/（市本级财政支出+省本级财政支出）衡量[19]。财政分权对城市扩张具有正向促进作用。

原料：肥鸡1只、无核李子脯125克、苹果3-4个、洋葱和胡萝卜各1个、生姜1小块、面粉2大勺、精盐和胡椒各适量

（二）数据和样本描述

本文选取2003年-2012年35个大中型城市相关数据进行实证分析。国内生产总值、非农人口、住房销售面积、总户数、住房投资额、城市道路面积、就业人数等数据均来自CEIC中国经济数据库。建成区面积数据来自《中国城市建设统计年鉴》。土地出让金数据来自《中国国土资源统计年鉴》。房地产税数据来自《中国财政年鉴》和各市财政年鉴、地税年鉴和统计年鉴。市本级人均财政支出和省本级财政支出数据来自《中国财政年鉴》。中学生均教育事业性经费来自《中国教育经费统计年鉴》。本文关注的重点是房地产税各系数。各变量统计描述如表1所示。

该事件的震源深度适中，从这一点而言，发生明显的非双力偶分量并不奇怪。Kuge和Kawakatsu（1993）说明这一震源深度范围内的几个事件有一致的非双力偶，并认为这不太可能是由未模拟的扩展效应或反演过程的不稳定性引起的。相比之下，我们的解主要是双力偶，即使校正了二阶矩后仍如此。这表明在这种情况下震源有限性对机制的影响较小。无论如何，非双力偶比例本身就很难讨论。考虑到该事件的深度，非双力偶分量可能是真实的；另一方面，出于同样的原因，我们不能确定在该区域数据的频率中能够准确地模拟达到这个深度的速度结构。

四、实证分析

（一）模型选择和基本结论

根据表2所示，豪斯曼检验显示了不同方法下系数的差异，p值为0.0001，小于5%的置信水平，因此，本文采用面板固定效应模型分析房地产税的城市扩张效应。

在伊拉克，石油企业运营的勘探开发项目以技术服务合同为主，投资当季回收，应最大化利用项目回收池规模，加快投资回收进度。中国石油企业在伊拉克石油开发投资的集中度较高，现应以控制风险为主。对于新项目投资机会，如果合同条款优越，收益率具有足够的吸引力，则采取与西方国际大石油公司合作为宜，这样有利于掌握西方政治势力的动向，提前筹划应对策略，规避地缘政治风险。在获取此类项目的同时，可以考虑出售经济效益相对较低的已有项目，通过资产优化组合，避免加大集中度，实现利益最大化并控制投资风险。

具体估计结果如表3所示，模型（1）估计房地产税建筑物效应，即房地产税对建成区面积与住房面积比值的影响。估计系数统计上显著为负，从而印证了假说1，房地产税促使建成区面积与住房面积比值下降，意味着房地产税与住房容积率正相关。这与我国实际情况相一致，说明我国房地产税没有促使住房容积率下降，起到了抑制城市扩张的作用。现实数据显示，我国住房容积率水平在不断上升，法定住房容积率由2002年的1.846上升到2011年的2.487，实践中房地产商也会对住房容积率进行调整，以北京市为例，1999年和2006年平均35.9%住房用地的容积率有所提高[20]。

为分别检验房地产税对城市扩张的总效应、建筑物效应和居住面积效应，本文构建以下形式的面板数据计量模型：

表1 各变量定义说明和统计描述

注：由于数据的缺失，各变量的观测值存在低于350个的情况。

变量变量名最小值标准差1.38 278 0.39 lnavabd 人均建成区面积对数值3.74 lnpr 建成区面积与住宅面积之比对数值 2.82 5.73 349 3.91 0.54 lnlabor 就业人数对数值 4.79 1.02 3.04 7.39 341 lnavha 人均居住面积对数值 2.88 0.53 0.95 4.02 279 lnpro 房地产税对数值 11.77 1.08 8.97 14.42 297均值lngdppc 人均国内生产总值对数值 9.76 0.86 8.57 10.65 330 lntrans 城市道路面积对数值 8.07 0.75 6.19 10.20 345 lnlp 土地出让金对数值 13.04 1.25 8.02 15.59 348 fd 0.52财政支出分权2.22 0.09观察值0.27最大值0.76 330

表2 豪斯曼估计结果

Testsummmary Chi-sq.statistic Chi-sq.d.f.Prob.Cross-section random 42.83 14 0.0001

在传统的物理教学中，实验多以教师“说实验”的方式呈现在学生的面前，一方面，教师考虑课时的安排，认为实验操作太过于耗时，更多的选择教师“说实验”，学生“记实验”的方式，虽见效快，但是严重抑制学生思维的发展和动手能力的提升；另一方面，教师实验教学的能力欠缺，缺少有效的实验教学策略，实验资源的开发能力等，导致实验教学效率低。具体表现如下：

以上所有模型中，经济发展水平总体上对城市扩张有正向影响，这种影响主要来自于居住面积效应，建筑物效应相对较弱。道路交通对城市扩张的效应也主要来自于人均住房面积扩大。劳动力数量对城市扩张的总效应在统计上不显著，劳动力数量增加促使人均住房面积下降，同时也会降低住房容积率。土地出让金和财政分权的影响在统计上大都不显著，这可能是因为本文讨论的是人均建成区面积扩张，而不是建成区面积绝对规模扩张，虽然土地出让金有利于促进城市建成区面积扩大[5]，但随着人口增加，其在人均水平上的效应不显著。

自从张翠山自刎而亡，他心伤爱徒之死，对天鹰教不由得极是痛恨，心想三弟子俞岱岩终身残废，五弟子张翠山身死名裂，皆由天鹰教而起，虽然勉强抑下了向殷天正问罪复仇之念，但不论他胸襟如何博大，于这“邪魔”二字，却是恨恶殊深。

（二）稳健性检验

第一，房地产税和城市扩张之间可能存在内生性问题，即房地产税影响城市扩张的同时，城市扩张也会影响房地产税。城市扩张程度越高，所建造的住房就越多，可以获得更多房地产税收入。在解决房地产税与城市扩张内生性问题时，文献中多选取教育支出作为房地产税的工具变量。Song和Zenou（2006）分析美国房地产税对城市扩张的影响时，以州对每个学龄儿童的补助为房地产税的工具变量，他们认为这一变量和房地产税相关但和城市扩张不相关。郭宏宝（2011）分析我国房地产税对城市扩张影响时，以各城市对教育的投入数量为房地产税的工具变量，其主要考虑到以下两点：即教育支出不可能与城市扩张相关；作为地方税的房地产税无疑会对作为地方政府最大支出项目的教育产生重要影响。根据上述文献，本文以中学生均教育事业性经费作为房地产税的工具变量进行稳健性检验。估计结果如表4所示，和基本估计结果大致相同，即受建筑物效应和居住面积效应的综合影响，房地产税没有起到抑制城市扩张的作用。

表3 房地产税效应分解基本估计

注：（1）括号中为标准误，*、**、***分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）L.表示变量滞后一期，cons为常数项。

（1）（2）居住面积效应解释变量建筑物效应总效应0.344**（0.156）lnpro -0.268**（0.130）0.063（0.0615）lnlabor 0.335***（0.109）-0.489***（0.170）0.0798（0.0672）1.510***（0.409）0.554***（0.161）Lngdppc -0.939***（0.326）0.202**（0.0778）lntrans -0.127（0.164）L.lnlp 0.000599（0.0349）0.382*（0.197）0.0263（0.0411）-0.000779（0.0162）fd 1.384（0.858）-2.047*（1.079）-0.783（0.665）cons 14.73***（5.548）时间 控制 控制 控制-28.84***（6.911）-14.04***（2.727）263 N 201（3）201

第二，选取不同替代变量表示房地产税建筑物效应和居住面积效应。首先，用总户数代替非农人口数进行稳健性检验，公式（2）可变形为：

户均建成区面积反映总效应，户均住房面积反映居住面积效应，建筑物效应不变，结果如表5总户数效应显示，房地产税的效应与基本估计结果的一致，建筑物效应显著为负而居住面积效应显著为正，且两者绝对值差异不大，建筑物效应和居住面积效应的综合作用导致房地产税抑制城市扩张无效。

其次，用住房投资额替代住房面积进行稳健性检验，公式（2）可变形为：

人均建成区面积反映总效应，单位面积投资额反映建筑物效应，人均住房投资额反映居住面积效应，估计结果如表5住宅投资额效应所示，分解的建筑物效应和居住面积效应和基本估计相一致，建筑物效应显著为负而居住面积效应显著为正，两者绝对值差异较小，进一步证实建筑物效应和居住面积效应的综合作用导致房地产税在抑制城市扩张方面的无效。

表4 工具变量法房地产税效应分解

注：（1）括号中为标准误，*、**、*** 分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平；（2）L.表示变量滞后一期。

（1）（2）（3）变量居住面积效应建筑物效应总效应lnpro -2.942***（1.035）4.201**（1.780）0.651（0.424）lnlabor 0.796***（0.269）-1.061**（0.464）0.033（0.111）lngdppc -0.884**（0.416）1.218**（0.604）0.369**（0.144）lntrans 0.251（0.295）-0.451（0.534）0.116（0.127）L.lnlp -0.079（0.071）0.105（0.105）0.011（0.025）fd 4.987**（2.414）-8.049**（3.967）-1.523（0.946）时间 控制 控制 控制N 220 168 168

表5 替代变量法房地产税效应分解

注：（1）括号中为标准误，*、**、***分别表示1%、5%和10%的显著性水平。（2）L.表示变量滞后一期，cons为常数项。

总户数效应住房投资额效应变量总效应建筑物效应建筑物效应居住面积效应总效应lnpro -0.308**（0.135）居住面积效应0.315**（0.129）-0.270***（0.094）0.298***（0.108）lnlabor 0.309***（0.108）0.286***（0.075）-0.195*（0.103）-0.208*（0.113）0.120*（0.066）0.071（0.044）0.631***（0.173）0.378***（0.102）0.828***（0.230）lngdppc -0.667***（0.224）0.131（0.099）0.080（0.055）0.193***（0.067）0.309**（0.131）lntrans -0.080（0.162）0.260*（0.155）-0.074（0.114）0.180**（0.077）0.139***（0.028）-0.001（0.016）L.lnlp 0.002（0.035）-0.002（0.033）0.004（0.014）-0.062（0.352）-1.264*（0.728）-0.783*（0.427）-0.117***（0.024）-1.085（0.822）0.578（0.600）cons 5.603**（2.784）时间 控制控制-11.025***（2.756）-6.056***（1.183）控制N-8.425***（1.231）控制fd 1.384（0.858）240 2.291（1.947）263-0.310**（0.157）-10.322***（2.096）控制263控制201 240 0.065（0.064）201

第三，本文时间跨度是2003年-2013年，包含35个大中型城市，而2011年开始重庆和上海试点房产税改革，对个人住房征收房产税，删除重庆和上海各年度数据后，实证结果显示房地产税并未对城市扩张产生影响。第四，在回归中，对因变量采取变化率的形式进行实证分析，结果也显示房地产税并未对城市扩张产生影响。

五、研究结论与政策启示

本文通过构建房地产税对城市扩张影响的总效应、建筑物效应和居住面积效应等指标，运用实证分析方法解释我国房地产税为何没有发挥抑制城市扩张的作用。这是因为房地产税建筑物效应较为明显，表现为房地产税没有促进建筑物容积率降低，有利于抑制城市扩张，但同时居住面积效应显著为正，即房地产税没有起到抑制消费者购买较大面积住房的作用，不利于抑制城市扩张，且这两个效应绝对值较为接近，其综合效应导致现行房地产税没有起到抑制城市扩张的作用。这与我国特殊的房地产税制相关，目前我国房地产税主要在流转环节征收，这种重流转环节的房地产税会对城市扩张产生不同的影响。

在未来改革中，若要发挥房地产税抑制城市扩张的作用，可以适时推进房地产税改革。第一，改变目前房地产税流转税的属性，发挥其财产税功能，逐步对个人持有住房按价值征收房地产税。第二，加快改革城镇土地使用税，该税目前按土地面积定额征收，难以促进土地资源有效利用，应逐步改革为按土地价值征收，促使提高土地利用率，这在一定程度上可以起到抑制城市扩张的作用。第三，鉴于我国房地产税整体税负已不轻的事实，在增加持有环节房地产税时应逐步降低流转环节房地产税，如取消土地增值税等。

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