政府行為、金融支持與房地產開發經營的利益分配

李濤

摘要：本文從參與房地產開發經營的利益主體結構分析入手，全面估算并分析了1991—2011年政府、金融等主體利益分配格局。筆者借鑒生產函數理論，以省際面板數據為基礎，重點從政府行為和金融支持的角度構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行了實證檢驗和估計。結果表明：政府、金融與房地產企業已聯合成緊密的利益群體，各自分享房地產開發經營收益，勞動者居于弱勢地位；政府對利益的分配重點由稅收轉向土地，并占有了更多的份額；資本供給者在房地產業中的地位迅速提高，但商業銀行表現出日趨謹慎的態度；企業通過自身調整與利益共享，利潤增長得到保證。

關鍵詞：政府行為；金融支持；房地產開發；利益分配

中圖分類號：F8325文獻標識碼：A文章編號：1000176X（2014）12011607

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

一、相關文獻簡述

房地產利益的相關研究可分為兩大類：以某利益主體為核心進行研究；著眼于利益主體間的關系進行研究。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行研究，主要包括：

1房地產與政府行為的相關研究

研究較多的是政府行為對房地產的影響。認為房地產業的政府投資對私人投資產生了擠出效應，在土地、信貸等方面與私人投資形成了競爭關系[1]；認為土地財政已成為投機泡沫積累的重要原因[2]。很多學者都認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]；認為中國房地產投機明顯超過了不依賴土地財政的經濟發達國家[6]。也有研究探討了房地產對政府行為的影響，發現住房價格上漲導致企業稅收和利潤的下降，短期內政府來自于房地產的收入越高，來自于其他行業的稅收越低[7]；認為在既有中央和地方關系背景下，房地產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，使抑制房地產的宏觀調控政策失敗，讓普通民眾承擔雙重成本[8]。

2房地產金融支持的相關研究

關于金融風險的分析較多，認為房地產金融存在較多風險，提出預期收入與實際收入的偏離將導致居民部門破產和銀行不良貸款上升[9]；房地產周期對金融的影響體現在房地產信貸、政府擔保及長存短貸的錯配風險[10]；房地產市場周期與銀行信貸周期間的關系預示著不斷累積的房地產業風險可能成為威脅金融穩定的重要因素[11]。也有研究認為房地產金融風險在可控范圍內，制度因素對房地產金融風險影響較大[12]。關于房地產與金融的關系有兩個角度：一是互動關系，指出房價波動與金融脆弱性存在著雙向因果關系，銀行部門對房價波動的沖擊更敏感[13]；金融與房地產市場長期具有同向增減的動態均衡關系，房地產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，認為房價會隨著金融支持的增加而上升，出現了金融支持過度現象[15]；金融支持使中國房地產市場提早啟動，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各主體關系及利益分配的相關研究

一些學者對房地產開發利益主體關系進行了探討，提出房價上漲的受益者依次為中央與地方各級政府、房地產商、金融機構、官商勾結和權錢交易之下的相關權力部門及個人以及房地產投資與投機群體[18]；利用主體聯盟博弈收益函數模型分析中央、地方、金融機構、開發商以及購房者行為，認為中間三者會形成聯盟來應對調控政策[19]；忽視甚至侵害消費者和中央政府這兩個核心利益相關者的利益是當前房地產業發展外部環境惡化的重要原因[20]。不少研究聚焦于土地收益分配，認為土地出讓收益分配制度是中央、地方及農民之間的利益博弈過程，地方政府行為影響著制度演進和績效[21]；探討了協議、招標和拍賣實施過程中房地產開發商與政府間產生的博弈關系[22]。還有學者研究認為中國房地產行業正面臨金融風險向地方政府土地財政風險傳導態勢[23]。

上述研究中較為一致的觀點是：房地產開發經營中政府行為、金融支持與其關系非常密切，相互影響；土地財政為地方政府提供了財源，也引發了房價波動；房地產業的迅速發展對金融穩定提出了挑戰，也帶來了關于財政體制、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與政府行為或與金融信貸的相互關系上，且側重于房地產價格、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，研究彼此間利益關系及影響機制的不多。（3）對于房地產開發經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），未能進行全面深入的實證討論。

二、房地產開發經營的利益主體及分配結構

房地產開發經營通常由房地產企業統一組織進行，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）設計與前期工作。政府主要進行審批、監督、管理和市政基礎設施配套。（4）籌措資金。融資渠道主要包括銀行貸款、自有、債券、外資和預售款等，其中金融業的支持至關重要，并一直影響到項目最后階段。（5）工程招標與施工。（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；閑置房地產經營。

圖1房地產開發經營利益分配示意圖在開發經營流程中，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品生產過程，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為資本投入，本文所指的勞動供給不包括建筑業從業人員。（2）資本供給者。對建設周期長、資金需求量大的房地產開發經營而言，資本供給是成敗的關鍵，其主體可分三類：一是企業自身，利用自有資金投入；二是商業銀行和非銀行金融機構，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，相應地獲得股息或紅利。（3）土地供給者。土地無論是出讓或轉讓取得，事實上都必須經過政府壟斷的土地出讓市場進行交易，可以說，政府是唯一合法的最初土地供給者。（4）經營管理者。房地產企業負責組織、實施開發經營全過程，是顯性的經營管理者，企業的經營利潤主要歸其所有，其他投資者也獲得相應的份額。而房地產開發經營從取得土地開始，直至后期營銷，政府一直參與其中進行審查、監督和管理，成為必不可少的隱性管理者，相應獲得稅收收入。

三、房地產開發經營利益分配格局的演變

從要素提供者的角度，房地產開發經營利益分為工資、地租、利息和利潤（含稅收）幾部分，由于本文所指的利息、利潤與財務管理上的相應概念有較大區別，擬通過實證估算的方法得出相關數據。為了使得估算數據更具可信度，采用兩種方法進行估算，利息的估算按公式（1）和（2）分別進行，利潤的估算按公式（3）進行。

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）分別從開發成本和投資成本的角度計算利息Inter1和Inter2，VB為當年竣工房屋價值（即建安成本），設其在一年內均勻投入；土地是先期投入，設開發周期平均為兩年，取兩年前土地購置費CL，計兩年利息；VI為當年完成投資額；r為利率，考慮到房地產行業實際融資成本較高且波動性大，中國利率市場化進程在2004年進行了突破性的改革，金融機構可在制度范圍下決定信貸市場利率[24]，故2004年后取金融機構各季度一年期貸款加權平均后的實際利率（取季度均值），2004年以前則取一年期貸款基準利率（如一年中有利率調整，按使用月數加權平均得到當年利率）為利率指標。式（3）中，Prof為利潤，R為房地產開發經營總收益，T為稅金及附加，根據房地產開發常規費用估算方法，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年房地產開發經營利益分配情況，由于兩種估算方法得出的結果較為相近，取其平均值作為最終的結果。

圖1表示了各項收益占總收益的比重變化。

圖11991—2011年房地產開發經營利益分配示意圖數據來源：歷年《中國統計年鑒》、《中國土地年鑒》和《中國國土資源年鑒》，1992年前土地出讓數據源自《土地市場運行理論研究》[25]，2004年以后利率數據源自季度《貨幣政策執行報告》。1989—1996年土地購置面積以非協議出讓面積表示，購置費用=面積×出讓價，1991—1992年房地產完成投資額=房地產業基本建設投資額+更新改造投資額。土地占比為兩年前土地購置費占當年總收益比重。

從圖1中及相關數據可得，自中國開始實行土地出讓制度，房地產業逐步興旺以來，收益分配格局大致可分為四階段：（1）1991—1995年崛起期。分配格局表現為“重稅輕地”，稅收占總收益比重是各階段中最高的，多數年份在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年表現出迅速增長，與其“房地產熱”、“投資熱”、“購地熱”密切相關。（2）1996—1999年低潮期。房地產泡沫破滅，多數年份出現負利潤，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年房地產收益大幅下降時，企業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年穩步發展期，擺脫了房地產的低迷，進入穩定發展階段，最明顯的是利潤增長，年均利潤達1890%；土地費用上漲，占比已達1010%；工資比下降到250%，利息恢復到第一階段水平，稅收與上一階段無明顯變化。（4）2004—2011年發展調控期。表現出“重利重地輕工資”的特點，利潤與土地費占比進一步加大，其中利潤率在2004年、2007年和2010年出現三次高點，是政府進行房地產宏觀調控的密集期；土地費用穩步增長，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、房地產開發經營利益分配的影響機制經驗分析

通過分配格局的比較揭示出了政府、金融業者和房地產企業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。本文借鑒生產函數的一般模型，進一步探討房地產利益分配的影響機制，得到利益主體在總收益中的貢獻程度。

1基本經濟模型的建立與變量說明

簡單的生產函數模型表示為：產量=f（勞動，資本），多數研究都加上技術變量，進行全要素生產率的測算，很少討論土地要素的投入。在房地產開發經營利益分配模型中，土地是不可或缺的要素之一，筆者進行勞動、資本、土地和管理四個要素的投入—產出研究。結合房地產開發經營的特點，構建如公式（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表示房地產開發經營總收益（包括商品房銷售、土地轉讓、出租和其他收入）。Empl、Inve和Land表示勞動、資本和土地投入，選擇數量和金額兩個指標進行分析，勞動以房地產從業人數和工資總額表示；資本以當年完成房地產投資額和利息表示；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，故區分當年土地投入和兩年前土地投入分別進行計量模型的估計和檢驗。μi+ξi，t 為復合隨機擾動項。

這個基本模型可以反映各基本要素投入對總收益的貢獻，再從兩個角度進一步細化：一是不同階段的比較靜態分析，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（假設其它要素投入的影響穩定），構建經濟模型（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算內投資）、自有資金和其它資金（主要來自預售款）；TaxR、TaxL、Tax和Prof表示不同管理者收入，即與房地產密切相關且頗具爭議的房產稅、土地增值稅和經營利稅。

2計量經濟模型的估計結果

經濟模型的穩定性會影響到檢驗結果，根據利益分配的階段變化，對可能存在的結構變動進行檢驗。在前文分析基礎上，選擇1996年、1997年、2000年、2003年和2004年為假設臨界點，設虛擬變量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行OLS回歸，檢驗d與pd的聯合顯著性。結果表明，除2000年外，臨界點均拒絕“無結構變動”的原假設，其中1996年和2003年的檢驗結果最顯著（p值分別為005和002），因此，以其為分界點對省際面板數據進行計量經濟模型估計。為更好地印證檢驗結果，分別進行了固定效應、隨機效應和豪斯曼檢驗，結果顯示各模型均拒絕隨機效應。由于1996年前市場規律不明顯及統計口徑等原因，模型估計的檢驗結果并不顯著，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果。

模型（4）的估計結果如表1所示。

1基本經濟模型的建立與變量說明

簡單的生產函數模型表示為：產量=f（勞動，資本），多數研究都加上技術變量，進行全要素生產率的測算，很少討論土地要素的投入。在房地產開發經營利益分配模型中，土地是不可或缺的要素之一，筆者進行勞動、資本、土地和管理四個要素的投入—產出研究。結合房地產開發經營的特點，構建如公式（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表示房地產開發經營總收益（包括商品房銷售、土地轉讓、出租和其他收入）。Empl、Inve和Land表示勞動、資本和土地投入，選擇數量和金額兩個指標進行分析，勞動以房地產從業人數和工資總額表示；資本以當年完成房地產投資額和利息表示；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，故區分當年土地投入和兩年前土地投入分別進行計量模型的估計和檢驗。μi+ξi，t 為復合隨機擾動項。

這個基本模型可以反映各基本要素投入對總收益的貢獻，再從兩個角度進一步細化：一是不同階段的比較靜態分析，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（假設其它要素投入的影響穩定），構建經濟模型（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算內投資）、自有資金和其它資金（主要來自預售款）；TaxR、TaxL、Tax和Prof表示不同管理者收入，即與房地產密切相關且頗具爭議的房產稅、土地增值稅和經營利稅。

2計量經濟模型的估計結果

經濟模型的穩定性會影響到檢驗結果，根據利益分配的階段變化，對可能存在的結構變動進行檢驗。在前文分析基礎上，選擇1996年、1997年、2000年、2003年和2004年為假設臨界點，設虛擬變量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行OLS回歸，檢驗d與pd的聯合顯著性。結果表明，除2000年外，臨界點均拒絕“無結構變動”的原假設，其中1996年和2003年的檢驗結果最顯著（p值分別為005和002），因此，以其為分界點對省際面板數據進行計量經濟模型估計。為更好地印證檢驗結果，分別進行了固定效應、隨機效應和豪斯曼檢驗，結果顯示各模型均拒絕隨機效應。由于1996年前市場規律不明顯及統計口徑等原因，模型估計的檢驗結果并不顯著，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果。

模型（4）的估計結果如表1所示。

1基本經濟模型的建立與變量說明

簡單的生產函數模型表示為：產量=f（勞動，資本），多數研究都加上技術變量，進行全要素生產率的測算，很少討論土地要素的投入。在房地產開發經營利益分配模型中，土地是不可或缺的要素之一，筆者進行勞動、資本、土地和管理四個要素的投入—產出研究。結合房地產開發經營的特點，構建如公式（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表示房地產開發經營總收益（包括商品房銷售、土地轉讓、出租和其他收入）。Empl、Inve和Land表示勞動、資本和土地投入，選擇數量和金額兩個指標進行分析，勞動以房地產從業人數和工資總額表示；資本以當年完成房地產投資額和利息表示；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，故區分當年土地投入和兩年前土地投入分別進行計量模型的估計和檢驗。μi+ξi，t 為復合隨機擾動項。

這個基本模型可以反映各基本要素投入對總收益的貢獻，再從兩個角度進一步細化：一是不同階段的比較靜態分析，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（假設其它要素投入的影響穩定），構建經濟模型（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算內投資）、自有資金和其它資金（主要來自預售款）；TaxR、TaxL、Tax和Prof表示不同管理者收入，即與房地產密切相關且頗具爭議的房產稅、土地增值稅和經營利稅。

2計量經濟模型的估計結果

經濟模型的穩定性會影響到檢驗結果，根據利益分配的階段變化，對可能存在的結構變動進行檢驗。在前文分析基礎上，選擇1996年、1997年、2000年、2003年和2004年為假設臨界點，設虛擬變量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行OLS回歸，檢驗d與pd的聯合顯著性。結果表明，除2000年外，臨界點均拒絕“無結構變動”的原假設，其中1996年和2003年的檢驗結果最顯著（p值分別為005和002），因此，以其為分界點對省際面板數據進行計量經濟模型估計。為更好地印證檢驗結果，分別進行了固定效應、隨機效應和豪斯曼檢驗，結果顯示各模型均拒絕隨機效應。由于1996年前市場規律不明顯及統計口徑等原因，模型估計的檢驗結果并不顯著，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果。

模型（4）的估計結果如表1所示。