貨幣政策對購房者行為的影響分析

康文

（河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院 鄭州 450011）

1 貨幣政策影響購房者行為的機(jī)制述評

（1）利率渠道。相當(dāng)一部分的購房者在購房時受自己的財(cái)力限制，需采用按揭的方式進(jìn)行交易，因此購房者的購房行為在很大程度上就受到貸款利率的影響。理論上，貸款利率上漲，貸款購房者所要償還的利息就會增加，利率上漲幅度過大時就可能導(dǎo)致一部分準(zhǔn)備購房者推遲購房計(jì)劃；當(dāng)貸款利率降低時，貸款購房者所需償還的利息就降低，就會刺激更多的購房者去進(jìn)行購房消費(fèi)。對于投資性需求或投機(jī)性需求而言，利率上升時，貸款融資產(chǎn)生財(cái)務(wù)費(fèi)用加上轉(zhuǎn)手的交易費(fèi)用，投資者或投機(jī)者很可能改變房價走勢預(yù)期。如果這種判斷被時間證明是正確的，利率的上升對投資性需求和投機(jī)性需求產(chǎn)生的抑制作用會被強(qiáng)化和加劇，投資者或投機(jī)者將撤離房地產(chǎn)市場，尋求其它的投資渠道。

（2）信貸途徑。貨幣供應(yīng)量的增加一方面能夠調(diào)動居民的購房積極性，使持幣者對商品房的投資或消費(fèi)需求增加。另一方面貨幣供應(yīng)量增加，將在短期內(nèi)提高家庭所擁有的房地產(chǎn)的市場價格，使得家庭的名義財(cái)富量增加，資產(chǎn)增值給人們帶來了財(cái)富增加的愉悅和樂觀，吸引更多的居民增加對房地產(chǎn)的消費(fèi)開支。此外，充足的貨幣需求量支持了房地產(chǎn)需求的形成和實(shí)現(xiàn)。當(dāng)房地產(chǎn)價格上升時，以房地產(chǎn)為抵押物的貸款項(xiàng)目價值增加，銀行資產(chǎn)負(fù)債狀況得到改善，其凈資產(chǎn)和利潤水平都將提高，銀行方面將愿意發(fā)放更多的房地產(chǎn)抵押貸款，投資者和消費(fèi)者能夠容易地從銀行等金融機(jī)構(gòu)獲取充足的資金購買商品房。

（3）預(yù)期機(jī)制。預(yù)期機(jī)制指貨幣政策通過影響購房者對政策變化的預(yù)期以實(shí)現(xiàn)其政策操作目標(biāo)的過程，在市場機(jī)制環(huán)境下，任何商品的價格不僅取決于當(dāng)前影響因素如貨幣和實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動等，也取決于市場對這些因素未來變化的預(yù)期。貨幣政策變化在直接影響資產(chǎn)價格的同時，可能對市場主體行為產(chǎn)生很大的作用，從而引發(fā)其需求變化，導(dǎo)致支出發(fā)生相應(yīng)變化。住房經(jīng)濟(jì)學(xué)理論指出,住房所有權(quán)成本是影響居民住房需求的本質(zhì)變量，從資本成本的角度考慮,居民在進(jìn)行購房決策時,會綜合考慮未來房價增長帶來的收益、按揭貸款所要支付的成本以及首付款的機(jī)會成本,從而得到其擁有住房的年資本成本,即住房所有權(quán)成本，住房作為一種資本性商品,其所有權(quán)成本中融合了居民對未來房價增長預(yù)期的影響。

2 我國貨幣政策對購房者行為影響的實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 變量、數(shù)據(jù)的選擇及處理

(1)變量的選擇

為分析貨幣政策對購房者行為的影響，選取5年（5年及以上）期個人住房貸款貸款利率(r5)作為利率的代理變量、m2作為貨幣供給量的代理變量，個人住房貸款（rl）作為貸款的代理變量，引入商品房銷售面積（ss）、消費(fèi)者信心指數(shù)（xz）、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)（yz）、商品房空置面積指數(shù)（kz）作為控制變量?？紤]消費(fèi)者信心指數(shù)僅有1999年以后的數(shù)據(jù)，故所有變量均取1999～2009年8月的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

(2)數(shù)據(jù)的處理及檢驗(yàn)

經(jīng)考察，商品房銷售面積（ss）變量存在明顯的季節(jié)波動，用X—Ⅱ方法對它變量作季節(jié)調(diào)整，調(diào)整后的變量為sssa，同時對相關(guān)變量取自然對數(shù)，變換后的變量分別為Lrlsa、Lm2、Lsssa、Lxz、Lyz、Lkz。對相關(guān)變量做單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：Lrlsa、Lm2、Lsssa、xz、yz、kz的檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量都大于10%顯著性水平臨界值，表明他們都含有單位根，是非平穩(wěn)時間序列，但其一階差分的t統(tǒng)計(jì)量都小于1%顯著水平的臨界值，從而可判斷他們是I(1)序列。采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對其進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從結(jié)果可以看出，這7個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)均表明變量之間存在一個協(xié)整變量，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后，協(xié)整方程可寫成：

從協(xié)整方程來看，各變量之間的系數(shù)顯著不為零，說明7個變量之間具有長期均衡關(guān)。

2.2 VEC模型的設(shè)立及分析

(1)模型的設(shè)立

根據(jù)“多數(shù)原則”確定模型的滯后期數(shù)為3，從而利用軟件Eviews5.0建立如下7變量的VEC模型：

其中Yt=（r5Lm2LrlsayzxzLsssakz）T，根據(jù)VEC模型的結(jié)果顯示：模型統(tǒng)計(jì)性質(zhì)尚可，擬合優(yōu)度較大，方程的標(biāo)準(zhǔn)差SE很?。?.01），DW統(tǒng)計(jì)量顯示序列不存在序列相關(guān)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量較大，顯著性較好，故模型形式正確?；谠揤EC模型我們可以對貨幣政策相關(guān)變量的變動對購房者行為的影響進(jìn)行Grange因果分析、脈沖響應(yīng)分析和方差分解。

(2)貨幣政策變量與購房者行為變量間的Grange因果檢驗(yàn)

利用前述VEC模型生成的對象進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

從結(jié)果來看，只有Lm2、Lr5分別在97%的的置信度下是Lsssa、Lkz變動的的格蘭杰原因。其他變量的間的格蘭杰檢驗(yàn)均不能拒絕原假設(shè)，即難以說明它們存在格蘭杰因果關(guān)系。

(3)購房者行為變量對貨幣政策變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

在做脈沖響應(yīng)函數(shù)之前需先對前述VEC模型的穩(wěn)定性作檢驗(yàn)，通過AR根圖檢驗(yàn)，VEC模型的全部根的倒數(shù)值都在單位圓內(nèi)，可得VEC模型是穩(wěn)定的。為觀察Lm2、r5、Lrlsa對Lsssa、Lxz、Lyz、Lkz的短期動態(tài)影響我們可基于上述VEC模型運(yùn)用脈沖反應(yīng)函數(shù)計(jì)算一個信息沖擊的影響情況，用Eviews5.0生成脈沖響應(yīng)圖如圖1所示。

圖1（a）、（b）顯示，對于Lm2、r5、Lrlsa的沖擊，四期后Lxz、Lyz均保持正向響應(yīng)，其中Lrlsa強(qiáng)度最大，其次是r5，Lm2沖擊力度最小。圖1（c）顯示，對于Lm2的沖擊，Lsssa一開始就有較強(qiáng)的正向反應(yīng)，在第二期后保持了較為穩(wěn)定（函數(shù)值約0.015）的正向沖擊反應(yīng)；對于r5的沖擊，Lsssa在剛開始具有較強(qiáng)的正向反應(yīng)但隨后在第四期即轉(zhuǎn)為負(fù)反應(yīng)，并一直維持負(fù)向反應(yīng)，對于Lrlsa的沖擊Lsssa保持較強(qiáng)的負(fù)向響應(yīng)。圖1（d）顯示，對于Lr5、Lrlsa的沖擊，Lkz在相當(dāng)長一段時間內(nèi)均保持較強(qiáng)的正向反應(yīng)，Lm2的負(fù)向沖擊力度較小。

表2 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

(4)購房者行為變量對貨幣政策變量的方差分解。為了解信息沖擊對分析變量相對重要性，基于上述VEC模型進(jìn)行方差分解，結(jié)果如圖2所示。

從圖2（a）來看，yz預(yù)測誤差波動來自于自身、Lrlsa、Lsssa的影響，來自Lrlsa的貢獻(xiàn)度第四期以后保持在5～12%之間，Lm2、Lr5的貢獻(xiàn)度很低，低于3%。從圖2（b）來看，xz預(yù)測誤差波動來自于自身、yz、Lrlsa，的影響，來自Lrlsa的貢獻(xiàn)度第五期以后保持在5～10%之間，r5、Lm2影響很小。從圖2（c）來看，Lsssa預(yù)測誤差波動來自于自身的影響保持在65%以上，Lrlsa的貢獻(xiàn)度隨著時間的推移逐漸增加，第十期時達(dá)10%左右,r5、Lm2貢獻(xiàn)較小。從圖2（d）來看，Lkz預(yù)測誤差波動來自于自身的影響保持在40%以上，來自Lrlsa的貢獻(xiàn)度到第十期時達(dá)30%左右，Lr5、Lm2影響很小。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

3 結(jié)論及對策建議

前文實(shí)證分析表明，個人住房貸款額的增加無論在短期還是在長期都對房價的上漲具有刺激作用，個人住房貸款額變動對商品房銷售面積、消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)、商品房空置指數(shù)影響均有明顯的沖擊，商品房銷售面積、商品房空置指數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)、預(yù)測誤差波動來自于個人住房貸款額的貢獻(xiàn)度分別為6%左右、10%左右、6～8%之間、6～8%之間，表明購房者行為變量的預(yù)測誤差波動除來自自身影響外，個人住房貸款額的貢獻(xiàn)度均較大，說明個人住房貸款額的變動通過影響購房者行為進(jìn)而影響房價。貨幣供給量變動長期內(nèi)對消費(fèi)者信心指數(shù)、消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)、商品房空置面積指數(shù)影響不明顯，短期內(nèi)對商品房銷售面積變化的正向影響較為顯著，對商品房空置指數(shù)具有負(fù)向影響，對消費(fèi)者信心指數(shù)及消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)保持持續(xù)的正向影響。說明我國貨幣政策通過貨幣信貸渠道影響購房者行為的有效性較高個人住房貸款利率變動對消費(fèi)者信心指數(shù)影響的有效性較高，對其他行為變量影響較小，通過利率政策調(diào)整影響購房者行為的有效性較低。

因此，在當(dāng)前房價高企不下的情況下，一方面可從對商業(yè)銀行個人住房貸款業(yè)務(wù)加強(qiáng)監(jiān)管、嚴(yán)格個人住房貸款對象篩選、銀行對消費(fèi)型和投資、投機(jī)型需求應(yīng)區(qū)別對待，有保有壓等方面加強(qiáng)對個人住房貸款的管理；另一方面從保證貨幣政策實(shí)施主體的獨(dú)立性、充分考慮貨幣政策效果的時滯、充分估計(jì)微觀主體對貨幣政策預(yù)期等方面加以完善，提供貨幣政策的執(zhí)行力及對購房主體傳導(dǎo)的有效性；同時，可從加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)的利率定價機(jī)制建設(shè)、加強(qiáng)中央銀行利率管理制度建設(shè)、建立多層次多種類的利率體系等方面加強(qiáng)利率定價機(jī)制建設(shè)，發(fā)揮利率調(diào)節(jié)資金供求關(guān)系的作用，進(jìn)而提高利率機(jī)制影響購房者的行為有效性。

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