上述与房地产直接相关的税种按税收征收环节可划分为两大类，一类为保有环节税收，包括差饷和物业税；另一类为开发和交易环节税收，主要是利得税和印花税。保有环节税收占整个房地产税的比重从2000年的50.84%下降至2011年的20.26%，而交易环节税收的比重从2000年的49.16%上升至2011年的79.74%，这与近年来香港房地产市场交易活跃有很大关系。在保有环节税收中，物业税税收规模较小，2011年总额为19.49亿港元，自2000年到2011年平均每年增长7.1%；一般差饷从2000年的144.28亿港元下降到2011年的97.22亿港元，降幅达到32.6%。在交易环节税收中，印花税增长幅度最大，2002年印花税总额只有41.51亿港元，随后随着房产市场复苏，印花税以平均每年49.1%的速度增长。利得税在2002年达到最低水平为67.73亿港元，随后也进入增长通道，2011年的税收收入为255亿港元。
香港政府的收入来源大体可以分为税收收入和其他收入两部分，根据2011年—2012年度统计资料，税收收入在整个政府收入总额中所占比例为63%，其他收入占到37%。经计算得出：交易环节房产税收为459.48亿港元，保有环节房产税收为116.71亿港元，房地产相关税收总和为576.19亿港元，在香港政府税收收入总额中达到20.6%。我们再将香港政府其他收入划分为地价收入和其他非卖地收入两部分，地价收入在香港政府其他收入中所占比例达到51.4%。综合考虑香港政府从房地产获得的政府收入，包括房地产相关税收及所卖土地的地价收入，2001年共获得的收入总额为1422.63亿港元，占到整个政府收入的32.5%。可见，香港政府收入中约有1/3来自房地产，香港房地产的发展与香港政府有很大关系。
四、香港房地产税与房地产价格关系的观察
(一)香港私人住宅价格与房地产税收的关系
自20世纪90年代末起，香港房地产私人住宅价格逐年较快增长，至亚洲金融危机期间达到峰值；随着金融危机的爆发，私人住宅零售价格一路下跌，到2003年时只有峰值时的1/3；随后，住宅市场逐渐复苏，2010年以后私人住宅价格超过2007年创造的最高纪录。以位置较好的港岛地区的私人住宅平均销售价格来看，2011年少于40平方米的私人住宅的平均售价为9.3万元/平方米，40～69.9平方米的平均售价为10.2万元/平方米，160平方米及以上的豪宅的平均售价更是达到了23.5万元/平方米。而相对偏远的新界地区的私人住宅平均售价，少于40平方米的小套房售价为5.8万元/平方米，70～99.9平方米的中型住宅售价为6.8万元/平方米。香港住宅楼价在全球一直名列前茅，据国外顾问公司调查，香港住宅楼价中位数相当于全年家庭收入中位数的12倍，达到难以负担之水平。将与房地产有关的利得税、印花税、物业税及差饷共四种税收加总，香港2011年全年的房地产税收之和有576.71亿港元。2000年—2011年香港私人住宅价格、房地产税收收入之间的关系，房地产价格与房地产税收收入之间具有较强的相关性，相关系数为0.76。
（二）私人住宅价格指数与房地产税收的关系
1. 研究方法和数据处理
为观察房地产价格与房地产税收之间的关系，本书将采用协整分析、误差修正和格兰杰(Granger)因果检验等方法对房地产价格与房地产税收关系进行初探。
首先采用ADF检验法对私人住宅价格指数和房地产相关税收变量进行单位根检验，验证序列平稳性。序列平稳性分析可分析时间序列数据的波动性，为下文的协整检验奠定基础。在序列平稳性分析的基础上，进而对私人住宅价格指数和房地产相关税收变量进行协整分析，分析两个变量之间是否存在均衡关系，避免出现传统的OLS估计所可能导致的“伪回归”问题。协整分析方法采用Johansen提出的一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法。同时，本书采用误差修正模型对私人住宅价格指数和房地产相关税收变量进行实证检验，分析两个变量间的长期均衡和短期波动关系。最后，本书采用格兰杰因果关系检验式分析和判断私人住宅价格与房地产相关税收变量之间的因果关系。
本研究样本期为2000年—2011年，选取的变量为私人住宅零售价格指数和与房地产有关的税收收入。其中，与房地产直接相关的税收收入为利得税、印花税、物业税和差饷的加总值。
数据来源：2000年—2011年私人住宅零售价格指数来自香港房屋委员会及房屋署官方网站，将价格指数以1999年为基期调整为以2000年为基期；房地产税收收入来自香港政府统计处的年度统计报表，其中，利得税和印花税中与地产业相关的税收收入数据通过香港政府税务局网上公开资料计算得出。
为消除物价上涨带来的影响，以2000年为基期，利用GDP平减指数对各年的房地产税收进行价格调整。为了消除私人住宅价格指数和房地产税收中存在的异方差和量纲的问题，本书在实证分析时对所有变量进行了自然对数处理。
2. 实证分析结果
（1）单位根检验分析
在建立VAR模型前，需对各变量的单位根情况进行检验。私人住宅价格指数与房地产税收的水平序列图（A，B）二者在2002年—2003年间是转折点，2003年后两者不断增长，且变化方向一致，但显示出不平稳性。两者的一阶差分序列则显示两个变量的变化趋势较为平稳。
由于私人住宅销售价格HP和房地产税收收入HT的一阶差分围绕零值上下波动，本书进行单位根检验时采用不含常数项和趋势项的ADF检验，根据AIC定价准则确定，将滞后期确定为2。变量LHP和变量LHT的水平序列均为非平稳序列，而一阶差分序列DLHP和DLHT均为平稳序列，因此这两个变量均为一阶单整序列，满足协整检验前提。
（2）协整检验和分析
为检验两变量LHP和LHT是否协整，本书采用Engle和Granger于1987年提出的EG检验。第一步，分别对序列LHP和LHT进行单整检验，一阶差分序列DLHP和DLHT均已平稳，可以判定LHP和LHT为一阶单整序列，满足协整检验前提。第二步，利用变量LHP和LHT进行普通最小二乘回归，私人住宅价格指数与房地产税收的长期均衡方程估计结果如下式所示：
房地产税对私人住宅销售价格系数有显著影响，弹性系数为0.98，即房地产税收每增加一个百分点，私人住宅价格系数增长0.98个百分点，征收房地产税会导致私人住宅价格增长。
模型估计残差序列储存在默认序列对象resid中，生成新序列e，使得e=resid。回归方程估计残差序列e的取值。最后对e进行单位根检验，检验形式为无常数项、无趋势项，并利用AIC准则确定其滞后期为2。检验统计值-1.68小于显著性水平0.1时的临界值-1.60。因此，可认为估计残差序列e为平稳序列，不存在单位根。这表明序列LHP和LHT之间存在长期稳定的关系。如上述最小二乘回归公式所示，私人住宅价格指数和房地产税收是正相关的，房地产税收的增加会导致房价提高。
（3）向量误差修正模型
已经证明序列LHP和LHT之间存在协整关系，因此可以建立误差修正模型，即：
DLHP=0.034+0.258DLHP(-1)+0.301DLHT-0.465e(-1)
上式显示私人住宅房价增长、上期私人住宅房价增长及房地产税收增长量之间有显著的线性关系。房地产税收对私人住宅价格影响的弹性系数为0.301，即房地产税每增加1个百分点，私人住宅价格系数增长0.301个百分点。误差修正项e(-1)的系数大小反映了房价系数偏离长期均衡的调整力度，当短期波动偏离长期均衡时，将以-0.465的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。实证检验结果也表明，房地产税收对私人住宅价格系数的影响具有动态差异性：长期影响效应（0.98）大于短期影响效应（0.301）。
（4）格兰杰（Granger）因果检验
经济时间序列常出现伪相关问题，即经济意义表明几乎没有联系的序列却可能计算出较大的相关系数。为了验证序列LHP和LHT之间是否存在伪相关问题，本书采用格兰杰因果检验方法进行验证。由于格兰杰检验结果对滞后期长度的变化比较敏感，为了正确反映私人住宅价格指数与房地产税收之间的关系，本书在检验的过程中选取了3个不同的滞后期，分别是1、2、3，以使结论稳定。房地产税收和私人住宅价格系数存在单向因果关系，房地产税收的变化是私人住宅价格系数变化的原因，而反过来则不成立。
3. 小结
本书给出了私人住宅价格系数与房地产税收之间相互关系及相互影响的严格数学证明。通过对香港2000年—2011年房地产相关税收和私人住宅价格指数的协整分析、误差修正和格兰杰因果检验，得到以下结论：
在不考虑其他因素影响下，香港私人住宅价格和房地产相关税收之间存在长期稳定的均衡关系，房地产税收的增长会促进私人住宅价格的增长，房地产税收对私人住宅价格指数的影响系数为0.98。但是，房地产税收对私人住宅价格指数的影响具有动态差异性，房地产税的长期影响效应要大于短期影响效应，本书中长期均衡模型和短期波动模型中的房地产税对私人住宅价格指数的影响系数分别为0.98和0.30。
格兰杰因果检验结果表明，香港私人住宅价格指数和房地产税收之间存在单向因果关系，房地产税收会影响私人住宅价格，而私人住宅价格对房地产税收的影响效应小。
五、香港房地产税对住宅价格影响的实证分析
在上一节中，我们已经明确了香港房地产税收总额与私人住宅价格指数之间存在长期稳定关系。为全面反映及量化具体的房地产税收对私人住宅价格的影响效应，本书拟以2000年至2011年的香港私人住宅价格指数及其他的宏观经济数据为基础，采用时间序列模型来分析各相关因素在香港私人住宅价格变动中所起的作用。
（一）模型选择与模型构建
