貨幣政策對購房者行為的影響分析

康文

（河南財經政法大學國際經濟貿易學院 鄭州 450011）

1 貨幣政策影響購房者行為的機制述評

（1）利率渠道。相當一部分的購房者在購房時受自己的財力限制，需采用按揭的方式進行交易，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致一部分準備購房者推遲購房計劃；當貸款利率降低時，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行購房消費。對于投資性需求或投機性需求而言，利率上升時，貸款融資產生財務費用加上轉手的交易費用，投資者或投機者很可能改變房價走勢預期。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性需求產生的抑制作用會被強化和加劇，投資者或投機者將撤離房地產市場，尋求其它的投資渠道。

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

（3）預期機制。預期機制指貨幣政策通過影響購房者對政策變化的預期以實現其政策操作目標的過程，在市場機制環境下，任何商品的價格不僅取決于當前影響因素如貨幣和實際經濟活動等，也取決于市場對這些因素未來變化的預期。貨幣政策變化在直接影響資產價格的同時，可能對市場主體行為產生很大的作用，從而引發其需求變化，導致支出發生相應變化。住房經濟學理論指出,住房所有權成本是影響居民住房需求的本質變量，從資本成本的角度考慮,居民在進行購房決策時,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會成本,從而得到其擁有住房的年資本成本,即住房所有權成本，住房作為一種資本性商品,其所有權成本中融合了居民對未來房價增長預期的影響。

2 我國貨幣政策對購房者行為影響的實證檢驗

2.1 變量、數據的選擇及處理

(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）、消費者信心指數（xz）、消費者預期指數（yz）、商品房空置面積指數（kz）作為控制變量。考慮消費者信心指數僅有1999年以后的數據，故所有變量均取1999～2009年8月的月度數據，數據均來源于中經網數據庫。

(2)數據的處理及檢驗

經考察，商品房銷售面積（ss）變量存在明顯的季節波動，用X—Ⅱ方法對它變量作季節調整，調整后的變量為sssa，同時對相關變量取自然對數，變換后的變量分別為Lrlsa、Lm2、Lsssa、Lxz、Lyz、Lkz。對相關變量做單位根檢驗發現：Lrlsa、Lm2、Lsssa、xz、yz、kz的檢驗t統計量都大于10%顯著性水平臨界值，表明他們都含有單位根，是非平穩時間序列，但其一階差分的t統計量都小于1%顯著水平的臨界值，從而可判斷他們是I(1)序列。采用Johansen協整檢驗法對其進行檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 Johansen協整檢驗結果

從結果可以看出，這7個變量之間存在協整關系，跡檢驗和最大特征根檢驗均表明變量之間存在一個協整變量，經標準化后，協整方程可寫成：

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

2.2 VEC模型的設立及分析

(1)模型的設立

根據“多數原則”確定模型的滯后期數為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VEC模型的結果顯示：模型統計性質尚可，擬合優度較大，方程的標準差SE很小（0.01），DW統計量顯示序列不存在序列相關，F統計量較大，顯著性較好，故模型形式正確。基于該VEC模型我們可以對貨幣政策相關變量的變動對購房者行為的影響進行Grange因果分析、脈沖響應分析和方差分解。

(2)貨幣政策變量與購房者行為變量間的Grange因果檢驗

利用前述VEC模型生成的對象進行格蘭杰檢驗的結果如表2所示。

從結果來看，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均不能拒絕原假設，即難以說明它們存在格蘭杰因果關系。

(3)購房者行為變量對貨幣政策變量的脈沖響應函數分析

在做脈沖響應函數之前需先對前述VEC模型的穩定性作檢驗，通過AR根圖檢驗，VEC模型的全部根的倒數值都在單位圓內，可得VEC模型是穩定的。為觀察Lm2、r5、Lrlsa對Lsssa、Lxz、Lyz、Lkz的短期動態影響我們可基于上述VEC模型運用脈沖反應函數計算一個信息沖擊的影響情況，用Eviews5.0生成脈沖響應圖如圖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，其中Lrlsa強度最大，其次是r5，Lm2沖擊力度最小。圖1（c）顯示，對于Lm2的沖擊，Lsssa一開始就有較強的正向反應，在第二期后保持了較為穩定（函數值約0.015）的正向沖擊反應；對于r5的沖擊，Lsssa在剛開始具有較強的正向反應但隨后在第四期即轉為負反應，并一直維持負向反應，對于Lrlsa的沖擊Lsssa保持較強的負向響應。圖1（d）顯示，對于Lr5、Lrlsa的沖擊，Lkz在相當長一段時間內均保持較強的正向反應，Lm2的負向沖擊力度較小。

表2 格蘭杰因果檢驗結果

(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模型進行方差分解，結果如圖2所示。

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

圖1 脈沖響應函數圖

圖2 脈沖響應函數圖

3 結論及對策建議

前文實證分析表明，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、消費者信心指數、消費者預期指數、商品房空置指數影響均有明顯的沖擊，商品房銷售面積、商品房空置指數、消費者信心指數、消費者預期指數、預測誤差波動來自于個人住房貸款額的貢獻度分別為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測誤差波動除來自自身影響外，個人住房貸款額的貢獻度均較大，說明個人住房貸款額的變動通過影響購房者行為進而影響房價。貨幣供給量變動長期內對消費者信心指數、消費者預期指數、商品房空置面積指數影響不明顯，短期內對商品房銷售面積變化的正向影響較為顯著，對商品房空置指數具有負向影響，對消費者信心指數及消費者預期指數保持持續的正向影響。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者信心指數影響的有效性較高，對其他行為變量影響較小，通過利率政策調整影響購房者行為的有效性較低。

因此，在當前房價高企不下的情況下，一方面可從對商業銀行個人住房貸款業務加強監管、嚴格個人住房貸款對象篩選、銀行對消費型和投資、投機型需求應區別對待，有保有壓等方面加強對個人住房貸款的管理；另一方面從保證貨幣政策實施主體的獨立性、充分考慮貨幣政策效果的時滯、充分估計微觀主體對貨幣政策預期等方面加以完善，提供貨幣政策的執行力及對購房主體傳導的有效性；同時，可從加強金融機構的利率定價機制建設、加強中央銀行利率管理制度建設、建立多層次多種類的利率體系等方面加強利率定價機制建設，發揮利率調節資金供求關系的作用，進而提高利率機制影響購房者的行為有效性。

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