胡蓉 鄭軍

摘? ?要：限購(gòu)令是目前我國(guó)最嚴(yán)厲的房地產(chǎn)調(diào)控政策，其政策效果一直存在爭(zhēng)議。本文首先通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型模擬了各外生政策沖擊對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響，然后通過貝葉斯估計(jì)方法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行了估計(jì)和校準(zhǔn)，最后通過脈沖響應(yīng)和方差分解考察了外生沖擊的均衡房?jī)r(jià)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，購(gòu)房?jī)A向和抵押率對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大，分別為63.67%和29.23%;非富裕家庭通過富裕家庭增加的儲(chǔ)蓄間接地獲得融資，進(jìn)而助推房?jī)r(jià)上漲;而房?jī)r(jià)過快上漲將導(dǎo)致家庭財(cái)富差異擴(kuò)大，最終影響房地產(chǎn)相關(guān)政策的有效性。

關(guān)鍵詞：限購(gòu)限貸;購(gòu)房?jī)A向異質(zhì);動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡;貝葉斯估計(jì)

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2021.06.002

中圖分類號(hào)：F293.30文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? ? ? ? ?文章編號(hào)：1003-9031（2021）06-0014-13

一、引言及文獻(xiàn)綜述

自1998年住房分配制度改革以來，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展迅速。對(duì)應(yīng)于房?jī)r(jià)變化趨勢(shì)，我國(guó)實(shí)施了貨幣政策、土地政策、財(cái)政政策以及行政手段等四大類與房地產(chǎn)行業(yè)相關(guān)的房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策。但從房?jī)r(jià)整體走勢(shì)來看，房地產(chǎn)調(diào)控政策效果并不明顯，有時(shí)甚至與預(yù)期目標(biāo)相悖。本文聚焦于2010年后出臺(tái)的“限購(gòu)令”政策及其效果。“限購(gòu)令”包含限購(gòu)政策與限貸政策，這兩類政策生效的條件受哪些因素制約，它們?nèi)绾螌?duì)經(jīng)濟(jì)和房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生影響，這些問題依然懸而未決。從具體條款來看，當(dāng)前“限購(gòu)令”主要是調(diào)控居民的購(gòu)房能力，而真實(shí)購(gòu)房行為主要由購(gòu)房能力和購(gòu)房?jī)A向兩個(gè)并非完全獨(dú)立的因素共同決定。因此，考察購(gòu)房?jī)A向?qū)ο拶?gòu)限貸政策實(shí)施效果的影響具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

不同家庭的購(gòu)房?jī)A向大相徑庭。Gale&Allen（1994）將傾向于購(gòu)買某類資產(chǎn)的家庭定義為該類資產(chǎn)的自然買家（natural buyers hypothesis）。Fostel&Geanakoplos（2014）進(jìn)一步認(rèn)為，某類家庭傾向于購(gòu)買房產(chǎn)的原因有以下幾點(diǎn)：相比其他家庭，此類家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度更低;具有更好的對(duì)沖技術(shù)，房地產(chǎn)資產(chǎn)對(duì)于此類家庭而言風(fēng)險(xiǎn)程度更低;能從中獲得更高的效用;能更有效率地利用其所擁有的住房資產(chǎn)獲得更高的收益;具有特殊消息;更樂觀。

由于住房是一種重要抵押品，家庭購(gòu)房?jī)A向異質(zhì)性會(huì)對(duì)資產(chǎn)抵押率（即杠桿）產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響其價(jià)格，且杠桿的周期性會(huì)導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)率變化。Geanakoplos（2003）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)家庭對(duì)住房資產(chǎn)未來價(jià)格的樂觀程度異質(zhì)時(shí)，通過構(gòu)建一般均衡模型可獲得經(jīng)濟(jì)中的均衡杠桿率，而該均衡杠桿率會(huì)對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生巨大影響。此外，F(xiàn)ostel&Geanakoplos（2014）認(rèn)為，當(dāng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)持樂觀態(tài)度的家庭數(shù)量增多時(shí)，一般均衡狀態(tài)下的居民杠桿水平將隨之提高。Kubler et al（2014）則指出，若家庭通過持有房產(chǎn)所得效用具有異質(zhì)性時(shí)，家庭會(huì)傾向于加大借貸并持有較少的抵押品，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)中的均衡杠桿水平偏高，經(jīng)濟(jì)無法達(dá)到帕累托最優(yōu)。Fostel et al（2015）將模型拓展至全球經(jīng)濟(jì)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)不同國(guó)家的杠桿水平異質(zhì)時(shí)，外國(guó)投資者會(huì)傾向于投資杠桿水平較高的國(guó)內(nèi)資產(chǎn)（特別是住房資產(chǎn)），從而導(dǎo)致該國(guó)家房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格偏高。關(guān)于杠桿周期的資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)率效應(yīng)，當(dāng)家庭持有房產(chǎn)的效用異質(zhì)時(shí)，均衡杠桿可以在均衡中內(nèi)生決定，但相比于完全市場(chǎng)中的房?jī)r(jià)，不完全市場(chǎng)中房?jī)r(jià)波動(dòng)率更大。Fostel&Geanakoplos（2008）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)杠桿周期會(huì)導(dǎo)致焦慮型經(jīng)濟(jì)。基于同樣的模型，Thurner et al（2012）發(fā)現(xiàn)當(dāng)家庭擁有房產(chǎn)的效用異質(zhì)時(shí)，若其均衡杠桿處于較高水平，高杠桿會(huì)帶來房?jī)r(jià)高波動(dòng)。Fostel&Geanakoplos（2012）則發(fā)現(xiàn)壞消息雖然能夠降低家庭的均衡杠桿，但同時(shí)也會(huì)進(jìn)一步地增加房?jī)r(jià)的波動(dòng)性，對(duì)經(jīng)濟(jì)造成危害。

上述文獻(xiàn)集中考察了融資杠桿對(duì)房?jī)r(jià)的影響，但較少涉及購(gòu)房?jī)A向在房?jī)r(jià)波動(dòng)中所發(fā)揮的作用。盡管Fostel&Geanakoplos（2014）采用歸納的方法給出了購(gòu)房?jī)A向的定義，但并未具體探究購(gòu)房?jī)A向在房?jī)r(jià)波動(dòng)中所發(fā)揮的作用。更為重要的是，任何一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的價(jià)格演變都是多種因素共同作用的結(jié)果。為較準(zhǔn)確地刻畫購(gòu)房?jī)A向與限購(gòu)令政策效果之間的關(guān)系，針對(duì)限購(gòu)令主要涉及利率、抵押貸款及土地政策等方面的具體條款，本文在一個(gè)動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型中研究利率、抵押率、土地政策以及購(gòu)房?jī)A向的沖擊對(duì)主要經(jīng)濟(jì)變量和房?jī)r(jià)的影響，并衡量哪種政策對(duì)住房市場(chǎng)的沖擊更大。研究發(fā)現(xiàn)，購(gòu)房?jī)A向沖擊和抵押率沖擊對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大，分別為63.67%和29.23%。因此，合理引導(dǎo)居民的購(gòu)房?jī)A向，調(diào)整最低首付比能較為有效地調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格。

二、異質(zhì)家庭一般均衡模型

限購(gòu)政策主要針對(duì)我國(guó)已有住房居民，使其無法繼續(xù)購(gòu)買房產(chǎn)。限貸政策對(duì)有資格買房的居民施加了限制，加大其融資成本，降低其貸款額度。為了分析有房家庭和無房家庭的購(gòu)房?jī)A向，我們借鑒Iacoviello&Minetti（2008）的建模思路，假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在兩類代表性家庭，他們的消費(fèi)傾向存在差異。有房家庭擁有較高的折現(xiàn)因子，無房家庭的折現(xiàn)因子較低，因而更傾向于當(dāng)前消費(fèi)，并傾向于從有房家庭獲得消費(fèi)貸款，這與我國(guó)受到限購(gòu)的家庭情況相似。擁有房產(chǎn)的富裕家庭由于不能買房，會(huì)選擇存儲(chǔ)，并通過金融中介機(jī)構(gòu)將存款貸給沒有房產(chǎn)的非富裕家庭，非富裕家庭通過抵押貸款買房和消費(fèi)。

假定富裕家庭本身擁有住房，限購(gòu)政策無法再次購(gòu)買房產(chǎn)，他們通過銀行等中介間接地貸款給非富裕家庭，從而積累資本。非富裕家庭利用從富裕家庭處獲得的貸款購(gòu)買房產(chǎn)，但面臨信貸約束，且不能累積資本。記富裕家庭的比例為，非富裕家庭的比例為1-？棕。我們假設(shè)一般消費(fèi)品部門由壟斷競(jìng)爭(zhēng)廠商組成，他們生產(chǎn)同質(zhì)且可分的商品。此外，一般消費(fèi)品的價(jià)格存在黏性。

（一）有房富裕家庭部門

為了引入金融加速器機(jī)制，居民部門的效用函數(shù)參考Iacoviello&Minetti（2008）的模型。富裕家庭通過理性地選擇一般消費(fèi)品需求Ci，t、住房需求Hi，t、家庭勞動(dòng)供給Li，t、向非富裕家庭的貸款Bi，t、一般消費(fèi)品部門資本投入Ii，c，t以及房地產(chǎn)部門資本投入Ii，h，t，以最大化自身效用。其中，富裕家庭的勞動(dòng)供給參考Horvath（2000）的模型，將其設(shè)定為一個(gè)復(fù)合的總勞動(dòng)Li，t，復(fù)合總勞動(dòng)是一般消費(fèi)品部門勞動(dòng)供給Li，c，t和房地產(chǎn)部門勞動(dòng)供給Li，h，t的函數(shù)。同時(shí)，在富裕家庭的效用函數(shù)中加入住房需求沖擊Sh，t和勞動(dòng)供給沖擊Sl，t。

因此，富裕家庭i的購(gòu)房?jī)A向由以下效用函數(shù)定義：

效用函數(shù)中？字為住房需求參數(shù)，？漬為家庭i的真實(shí)工資彈性的倒數(shù)。假設(shè)勞動(dòng)供給不能在生產(chǎn)部門之間隨意流動(dòng)，復(fù)合總供給中的？子為不同部門之間勞動(dòng)投入的替代彈性，？孜c為穩(wěn)態(tài)時(shí)家庭在房地產(chǎn)部門的勞動(dòng)供給占勞動(dòng)總供給的比重，？孜h為穩(wěn)態(tài)時(shí)家庭在消費(fèi)品部門的勞動(dòng)供給占勞動(dòng)總供給的比重。富裕家庭的目標(biāo)是終生效用最大化：

其中，？茁i為富裕家庭的主觀折現(xiàn)因子。富裕家庭可將其財(cái)富投資于一般消費(fèi)品部門和住房部門，但面臨如下預(yù)算約束：

式（6）左側(cè)為富裕家庭在t時(shí)刻的總支出，包括消費(fèi)支出、購(gòu)買住房支出、資本投資支出以及向非富裕家庭的貸款，其中，Pt為t時(shí)刻的房?jī)r(jià)，it為t時(shí)刻的名義利率，πt為t時(shí)刻的通貨膨脹。等式右側(cè)為富裕家庭在t時(shí)刻的總收入，包含從一般商品部門和房地產(chǎn)部門所獲得的工資收入、從一般商品部門和房地產(chǎn)部門獲得的資本收益、債券價(jià)值、房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)值以及上一期向非富裕家庭貸款所得的利息收入。其中，Wc，t和Wh，t分別為一般消費(fèi)品部門和住房部門中的真實(shí)工資，Rc，t和Rh，t分別為資本在一般消費(fèi)品部門和住房部門的真實(shí)租金。

富裕家庭i的資本存量分別按照如下方式變化：

三、模型參數(shù)的貝葉斯估計(jì)

為了獲得上面描述的DSGE模型中的參數(shù)值，我們根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)的歷史數(shù)據(jù)，通過貝葉斯估計(jì)方法獲得模型參數(shù)。對(duì)于家庭在消費(fèi)品部門的勞動(dòng)供給比重和在房地產(chǎn)部門的勞動(dòng)供給比重，根據(jù)侯成琪和龔六堂（2014）的估計(jì)分別設(shè)定為0.95和0.05。根據(jù)《中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告》，我們將我國(guó)自有房率設(shè)置為0.7。根據(jù)Wang and Yao （2003），將兩個(gè)生產(chǎn)部門的資本折舊率設(shè)為0.05。根據(jù)劉明和劉斌（2005）的研究，一般消費(fèi)品之間的替代彈性賦值為6，而一般消費(fèi)品資本份額和住房資本份額設(shè)為相等，均為0.5。最后，抵押率根據(jù)中國(guó)商業(yè)銀行限購(gòu)時(shí)的70%來定義。對(duì)于富裕家庭的折現(xiàn)因子采用Iacoviello and Minetti（2008）的賦值，為0.98;根據(jù)馬亞明和劉翠（2014）研究，非富裕家庭的折現(xiàn)因子設(shè)為0.90。富裕城市、欠富裕城市、非富裕城市居民對(duì)房屋需求參數(shù)分別選取0.14、1.20和0.32，并根據(jù)我國(guó)自有房率來進(jìn)行校準(zhǔn)。

其他參數(shù)我們利用貝葉斯估計(jì)來估算，數(shù)據(jù)選取我國(guó)2008-2019年間的GDP、CPI環(huán)比增長(zhǎng)率、銀行間同業(yè)拆借利率、70個(gè)大中城市的房?jī)r(jià)指數(shù)的季度數(shù)據(jù)，采用HP濾波剔除長(zhǎng)期趨勢(shì)。表1列出了各個(gè)待估參數(shù)及其含義、先驗(yàn)分布、先驗(yàn)分布均值、先驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)差、后驗(yàn)分布均值和置信區(qū)間。先驗(yàn)分布的選擇基于參數(shù)的取值區(qū)間，對(duì)于取值在（0，1）區(qū)間的參數(shù)，選取其先驗(yàn)分布函數(shù)為beta分布，對(duì)于取值大于0的參數(shù)，選取其先驗(yàn)分布函數(shù)為Gamma分布，對(duì)于外生沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差，選取其先驗(yàn)分布函數(shù)為Inv-gamma分布。先驗(yàn)分布均值和先驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)差參考侯成琪和龔六堂（2014）的研究。用準(zhǔn)牛頓法（BFGS）加上通用全局優(yōu)化法，利用軟件1stopt7.0進(jìn)行迭代，迭代數(shù)為628時(shí)得到了模型中經(jīng)濟(jì)變量的穩(wěn)態(tài)值。并對(duì)一階條件進(jìn)行對(duì)數(shù)線性化（因?yàn)槠鶈栴}，這里未列出線性化后的方程組）。本文在MATLAB R2014b環(huán)境中運(yùn)行Dynare來進(jìn)行估計(jì)，其估算結(jié)果如表1所示。

四、實(shí)證分析

（一）脈沖響應(yīng)分析

DSGE模型具有堅(jiān)實(shí)的微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟(jì)中各部門根據(jù)自己的行為方程和約束條件選擇最大化自身效用或利潤(rùn)的最優(yōu)路徑。此外，根據(jù)DSGE模型特點(diǎn)，本文將進(jìn)行比較分析，進(jìn)一步分析房地產(chǎn)政策相關(guān)沖擊的傳導(dǎo)途徑。

1.調(diào)控政策對(duì)總消費(fèi)的影響

對(duì)比富裕城市、欠富裕城市、非富裕城市可以發(fā)現(xiàn)，在一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊下，總消費(fèi)對(duì)幾類房地產(chǎn)政策的響應(yīng)情況如圖1所示?？傮w來說，購(gòu)房?jī)A向、抵押率和利率沖擊下的總消費(fèi)水平都有一個(gè)明顯的跳升，其中購(gòu)房?jī)A向沖擊下的跳升最為明顯，總消費(fèi)對(duì)購(gòu)房?jī)A向沖擊的響應(yīng)水平更高，說明引導(dǎo)居民降低買房熱情對(duì)于刺激消費(fèi)在短期內(nèi)是有效的。而土地沖擊的作用相反，當(dāng)土地供給下降一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，由于供給減少導(dǎo)致房?jī)r(jià)升高，家庭會(huì)在購(gòu)買房產(chǎn)中花費(fèi)更多的資金，導(dǎo)致消費(fèi)的減少。

2.調(diào)控政策對(duì)房?jī)r(jià)的影響

在給定沖擊下，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)幾類政策的響應(yīng)情況如圖2所示?？傮w而言，利率下降會(huì)帶來房?jī)r(jià)攀升。利率下降意味著融資成本降低，居民對(duì)住房的消費(fèi)需求和投資需求變大，因而推高了均衡房?jī)r(jià)。而欠富裕城市和非富裕城市的房?jī)r(jià)在0時(shí)刻對(duì)利率變動(dòng)的響應(yīng)要比富裕城市更大，但趨于穩(wěn)態(tài)的速度更快，在第7期后超過富裕城市，最終趨于穩(wěn)態(tài)。抵押率提高會(huì)導(dǎo)致住房?jī)r(jià)格短期內(nèi)下降，這是因?yàn)樗拗屏司用褓?gòu)買住房資產(chǎn)的準(zhǔn)入資格，降低了需求，但這種抑制作用是短期的，長(zhǎng)期來看，由于被抑制的需求包含大量住房剛需，因此房?jī)r(jià)最終將會(huì)穩(wěn)定在一個(gè)比0時(shí)刻高的水平上。其中，非富裕城市對(duì)于抵押率沖擊的響應(yīng)幅度最大，欠富裕城市最小。這是因?yàn)榉歉辉３鞘械慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，居民存款相對(duì)較少，因此個(gè)人住房抵押貸款首付比的高低對(duì)非富裕城市居民的購(gòu)房需求影響更大。欠富裕城市的收入房?jī)r(jià)比與其他城市相比更合理，因此住房需求對(duì)抵押率沖擊的敏感程度稍低。至于土地政策的沖擊，富裕城市對(duì)收緊的土地政策的響應(yīng)呈現(xiàn)出先降后漲趨勢(shì)，而土地政策沖擊對(duì)于欠富裕城市和非富裕城市的房?jī)r(jià)影響不大。這可能因?yàn)樵诟辉３鞘校》康墓┙o遠(yuǎn)低于需求，房地產(chǎn)市場(chǎng)是賣方市場(chǎng)，供給會(huì)直接影響價(jià)格，收緊的土地政策會(huì)導(dǎo)致住房供給減少，從而對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格有提升效果。

3.名義利率與通貨膨脹

由于幾類城市關(guān)于名義利率和通貨膨脹的響應(yīng)函數(shù)趨勢(shì)類似，以富裕城市的模型結(jié)果為例，如圖3所示。緊縮型貨幣政策會(huì)導(dǎo)致名義利率提升和通貨膨脹降低，這將導(dǎo)致實(shí)際利率提高，從而帶動(dòng)了實(shí)際消費(fèi)減少和房?jī)r(jià)下跌。

（二）方差分解

表2描述了各變量波動(dòng)的方差分解，其中，第一行是外生沖擊，h、l、a、i、d、phi分別為購(gòu)房?jī)A向沖擊、勞動(dòng)力沖擊、技術(shù)沖擊、利率沖擊、土地政策沖擊、抵押率沖擊。

從整體上看，技術(shù)沖擊的作用最大，而抵押率沖擊的作用最小。就房?jī)r(jià)而言，在無限期，技術(shù)沖擊能夠解釋64.74%，而購(gòu)房?jī)A向沖擊解釋了20.15%。排除技術(shù)沖擊因素，對(duì)住房?jī)r(jià)格貢獻(xiàn)率最大的是抵押率的沖擊，能夠解釋10.10%，利率的沖擊能夠解釋4.3%。由此可見，購(gòu)房?jī)A向沖擊是我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的重要原因，貨幣政策次之?？赡艿脑蚴欠康禺a(chǎn)市場(chǎng)不同于其他商品市場(chǎng)，它既是消費(fèi)品也是投資品，且對(duì)房地產(chǎn)的購(gòu)買具有羊群效應(yīng)。因此，家庭居民的購(gòu)房?jī)A向提高，會(huì)導(dǎo)致住房?jī)r(jià)格猛增。這相當(dāng)于當(dāng)一個(gè)新的限購(gòu)政策出現(xiàn)后，家庭居民基于對(duì)以往政策效果的不信任和不確定因素，反而會(huì)認(rèn)為住房是稀缺資源而加大購(gòu)買力度，從而推高了房?jī)r(jià)。此外，抵押率的沖擊對(duì)住房?jī)r(jià)格影響極大，這主要是因?yàn)閭€(gè)人住房抵押貸款的資產(chǎn)信貸比直接影響居民買房的準(zhǔn)入資格。

再就住房產(chǎn)量而言，在無限期，土地沖擊和技術(shù)沖擊能夠解釋絕大部分住房供給的波動(dòng)。另外我們也發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對(duì)于住房的產(chǎn)量?jī)H能解釋0.14%，貨幣政策對(duì)于住房供給的調(diào)節(jié)作用不大。

五、結(jié)語

我國(guó)居民家庭具有特殊的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，房地產(chǎn)資產(chǎn)占家庭財(cái)富的比重極大，家庭的富裕程度主要由家庭持有的房地產(chǎn)數(shù)量來決定。本文假設(shè)富裕家庭擁有的房地產(chǎn)數(shù)量較高，受到限購(gòu)政策影響，富裕家庭會(huì)加大當(dāng)前的消費(fèi)，并將其財(cái)富貸給非富裕家庭助其買房。而非富裕家庭持有的房地產(chǎn)數(shù)量較小，不受購(gòu)房數(shù)量的限制，可繼續(xù)依靠抵押貸款購(gòu)房。本文通過構(gòu)建異質(zhì)家庭財(cái)富的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，模擬了購(gòu)房?jī)A向沖擊、限購(gòu)政策沖擊、限貸政策沖擊、土地政策沖擊等外生政策沖擊對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響，并將富裕城市、欠富裕城市以及非富裕城市的購(gòu)房?jī)A向分別帶入模型，對(duì)比研究了不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的城市對(duì)于政策的響應(yīng)程度?；趯?shí)證結(jié)果，本文得到以下結(jié)論：

一是總消費(fèi)對(duì)購(gòu)房?jī)A向沖擊的響應(yīng)水平最高，引導(dǎo)居民降低購(gòu)房熱情對(duì)刺激消費(fèi)在短期內(nèi)是有效的。與欠富裕城市和非富裕城市相比，富裕城市的房?jī)r(jià)對(duì)于幾類房地產(chǎn)相關(guān)政策的響應(yīng)程度更高，非富裕城市較弱但趨勢(shì)與富裕城市相同。

二是利率和抵押率的降低都會(huì)導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格的上漲。抵押率限制居民購(gòu)買住房資產(chǎn)的準(zhǔn)入資格，降低了住房總需求，但這種抑制作用是短期的，從長(zhǎng)期來看，由于被抑制住的需求包含大量住房剛需，房?jī)r(jià)最終會(huì)上漲到更高水平。此外，非富裕城市的房?jī)r(jià)對(duì)于利率變動(dòng)的響應(yīng)要比富裕城市更快趨于穩(wěn)態(tài);非富裕城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，居民存款相對(duì)較少，個(gè)人住房抵押貸款首付比的高低對(duì)購(gòu)房需求的影響更大，且非富裕城市對(duì)抵押率沖擊的響應(yīng)幅度最大。

三是富裕城市住房供給遠(yuǎn)低于需求，房地產(chǎn)市場(chǎng)為賣方市場(chǎng)，房?jī)r(jià)的變動(dòng)呈現(xiàn)出先降后漲趨勢(shì)，而土地政策沖擊對(duì)于欠富裕城市和非富裕城市的房?jī)r(jià)影響不大。

比較幾類房地產(chǎn)相關(guān)政策沖擊的貢獻(xiàn)率，技術(shù)沖擊整體上的作用最大，而抵押率沖擊的作用最小。排除技術(shù)沖擊的因素，購(gòu)房?jī)A向沖擊對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大，其次是抵押率的沖擊和利率的沖擊。由此可見，購(gòu)房?jī)A向的沖擊是我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的重要原因。家庭居民的購(gòu)房熱情提高，會(huì)導(dǎo)致住房?jī)r(jià)格猛增。

（責(zé)任編輯：夏凡）

參考文獻(xiàn)：

[1]鄧柏峻，李仲飛，張浩.限購(gòu)政策對(duì)房?jī)r(jià)的調(diào)控有效嗎[J].統(tǒng)計(jì)研究，2014，31（11）：50-57.

[2]方興.中國(guó)房地產(chǎn)限購(gòu)政策能夠有效抑制房?jī)r(jià)上漲嗎——基于70個(gè)大中城市的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2018（1）：41-53.

[3]郭文偉.中國(guó)多層次房?jī)r(jià)泡沫測(cè)度及其驅(qū)動(dòng)因素研究——兼論我國(guó)房地產(chǎn)調(diào)控政策的實(shí)施效果[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2016（10）：30-37.

[4]侯成琪，龔六堂.貨幣政策應(yīng)該對(duì)住房?jī)r(jià)格波動(dòng)作出反應(yīng)嗎——基于兩部門動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型的分析[J].金融研究，2014（10）：15-33.

[5]劉明，劉斌.利率調(diào)控房?jī)r(jià)的效應(yīng)分析[J].上海金融，2005（11）：16-18.

[6]馬亞明，劉翠.房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與我國(guó)貨幣政策工具規(guī)則的選擇——基于DSGE模型的模擬分析[J].國(guó)際金融研究，2014（8）：24-34.

[7]湯韻，梁若冰.限購(gòu)為何無法控制房?jī)r(jià)——來自婚姻市場(chǎng)的解釋[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2016（11）：45-56.

[8]余泳澤，張少輝.城市房?jī)r(jià)、限購(gòu)政策與技術(shù)創(chuàng)新[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（6）：98-116.

[9]Allen F，Gale D.Limited Market Participation and Volatility of Asset Prices[J].Weiss Center Working Papers，1991，84（4）：933-955.

[10]Avinash K.Dixit，Joseph E.Stiglitz. Monopolistic Competition and Optimum Product Diversity[J].The American Economic Review，1977，67（3）：297-308.

[11]Calvo G A.Staggered prices in a utility-maximizing framework[J].Journal of Monetary Economics，1983，12（3）：383-398.

[12]Fostel A，Geanakoplos J.Endogenous Collateral Constraints and the Leverage Cycle[J].Annual Review of Economics，2014，6（1）：771-799.

[13]Fostel A，Geanakoplos J.Leverage and Default in Binomial Economies：A Complete Characterization[J].Econometrica，2015，83（6）：2191-2229.

[14]Fostel A，Geanakoplos J.Leverage Cycles and the Anxious Economy[J].American Economic Review，2008，98（4）：1211-1244.

[15]Fostel A，Geanakoplos J.Tranching，CDS，and asset prices：How financial innovation can cause bubbles and crashes[J].American Economic Journal：Macroeconomics，2012，l4（1）：190-225.

[16]Geanakoplos J.Liquidity，default，and crashes endogenous contracts in general[C].Advances in economics and econometrics： theory and applications：eighth World Congress，Vol.170.2003.

[17]Horvath M.Sectoral Shocks and Aggregate Fluctuations[J].SSRN Electronic Journal，2000，45（1）：69-106.

[18]Iacoviello M，Minetti R.The credit channel of monetary policy：Evidence from the housing market[J].journal of macroeconomics，2008，30（1）：69-96.