差別化住房信貸政策執行效應分析

吳敏

摘要：本文運用VAR模型，對2010年以來差別化住房信貸政策在長沙、岳陽、常德的執行效應進行分析得出：第一，在住宅用地出讓均價、個人住房貸款余額等其他影響房價變動的因素不變的情況下，差別化住房信貸政策短期內對房價有一定影響；第二，差別化首付政策的執行效應比差別化利率政策的執行效應更明顯；第三，差別化首付政策與差別化利率政策在長沙、岳陽、常德三市執行效應均較為明顯，但效應程度、時滯長短等存在一定的差異。

關鍵詞：差別化住房信貸政策；差別化首付；差別化利率

一、引言

為限制投資、投機性購房需求，促進房價合理平穩增長，2010年，國家開始實施差別化住房信貸政策，其中，差別化首付款和差別化利率是差別化住房信貸政策最為核心的內容[1]。為了全面掌握2010年以來差別化住房信貸政策在湖南省的執行效應，為進一步改進和完善差別化住房信貸政策提供參考和依據，本文選取長沙、岳陽、常德三個典型城市，根據三市2010-2013年的月度時間序列數據，對差別化住房信貸政策的執行效應進行分析。

二、我國差別化住房信貸政策的主要內容

我國差別化住房信貸政策自2003年下半年提出以來，逐步經歷了萌芽——明確——危機應對——政策回歸并從嚴調控等四個階段，目前的政策規定自2011年初開始實施。2011年，國務院辦公廳在《關于進一步做好房地產市場調控工作有關問題的通知》（國辦發〔2011〕1號）中提出“要強化差別化住房信貸政策，合理引導住房消費，抑制投資投機性購房需求，通過結構性調整遏制房價、擠出泡沫”。今年，國務院辦公廳《關于繼續做好房地產市場調控工作的通知》（國辦發〔2013〕17號）中明確“要繼續嚴格實施差別化住房信貸政策，嚴格執行第二套（及以上）住房信貸政策”。差別化住房信貸政策內容如表1所示：

首付款比例：對貸款購買首套商品住房的借款人家庭，執行30%（含）以上的首付款比例；對貸款購買第二套商品住房的借款人家庭，首付款比例不得低于60%（含）；

貸款利率：對貸款購買首套商品住房的借款人家庭，給予優惠利率支持，鼓勵銀行機構在貸款利率下限與基準利率之間合理定價；對貸款購買第二套商品住房的借款人家庭，貸款利率水平不得低于基準利率的1.1倍；

限貸：暫停對購買第三套及以上商品住房的借款人發放貸款；對不能提供一年以上當地納稅證明或社會保險繳納證明的非本地居民暫停發放個人住房貸款。

三、差別化住房信貸政策執行效應的實證分析

（一）政策執行概況

差別化首付、差別化利率和限貸是差別化住房信貸政策最為核心的內容。從差別化住房信貸政策執行情況監測數據以及調查走訪情況來看，自2010年1月以來，長沙、岳陽、常德三市銀行機構均較好地執行了差別化住房信貸政策，不斷改善首套住房信貸服務，對符合條件的首套房貸加快審批進度，促進住房剛性需求有效釋放，政策執行情況如表2所示。

一是政策執行情況總體較好。從調查反饋的情況看，長沙、岳陽、常德三市銀行機構均較好地執行了差別化住房信貸政策：對貸款購買首套住房的家庭，首付款比例不低于30%，貸款利率根據基準利率變動情況適時調整，大多執行基準利率。

二是住房貸款主要支持首套購房消費。長沙、岳陽、常德三市銀行機構個人住房貸款中，首套住房貸款占比均在90%以上，岳陽、常德占比更高，在93%以上，比長沙占比平均高出3-5個百分點，三市住房貸款都主要支持了首套購房消費。

（二）實證過程

1. 模型選取

差別化住房信貸政策的執行效應主要體現在信貸政策執行對房價的影響上，為了全面分析差別化住房信貸政策對房價的影響程度、影響時滯以及政策在不同地區執行的差異，首先要對房價的主要影響因素進行分析，然后對相關變量進行平穩性檢驗，最后構建向量自回歸模型（VAR），進行協整檢驗[2][3]。綜合數據的科學性、可得性以及2010年以后本輪房地產宏觀調控政策密集出臺等因素考慮，最終選取長沙、岳陽、常德三市（全國70個大中城市）2010 -2013年的數據樣本進行實證分析。

2. 指標解釋

（1）被解釋變量

住房均價指數P。根據國家統計局70個大中城市新建商品住宅價格指數同比和環比數據，以2010年1月為基期，將當月長沙、岳陽、常德三市住房均價指數基期值設定為100，建立定基比序列（如表3）。

（2）解釋變量

1）二套房貸款首付款比例loan。衡量差別化首付的指標主要有首套房貸款首付款比例、二套房貸款首付款比例等。實證結果顯示，差別化首付政策中的首套房貸款首付款比例對房價影響不顯著、二套房貸款首付款比例對房價影響顯著。

2）二套房貸款利率上浮比例Δr。衡量差別化利率的指標主要有首套房貸款利率、二套房貸款利率、二套房貸款利率上浮比例等，由于目前我國首套房貸款基本執行基準利率，而二套房貸款一般參考基準利率上浮，因此需要剔除基準利率因素變動，使差別化利率政策的衡量更加精準，故選取二套房貸款利率上浮比例來衡量差別化利率政策。二套房貸款利率上浮比例Δr=（二套房貸利率 - 首套房貸利率）/首套房貸利率*100%。

3）限購令order。限購令目前以限制購買90平米以下二套房為主，長沙已于2011年3月開始實行限購政策，岳陽、常德暫未實行限購政策。由于限購令政策本身難以量化，故將限購令設置為虛擬變量，即2010年1月-2011年2月限購令的值設為0；2011年3月至2013年限購令的值設為1。

（3）控制變量

1）住宅用地出讓均價Cland。Cland（定基比）直接反映房地產供給成本。

2）個人住房貸款余額Qloan。住宅銷售額、個人住房貸款余額Qloan等指標直接反映房地產市場的需求，由于住宅銷售額與個人住房貸款余額存在多重共線性，本文選取Qloan（定基比）來衡量房地產市場需求。

3. 實證過程

（1）單位根檢驗

通過相關性分析、多重共線性檢驗、顯著性檢驗等最終確定loan、Δr、Cland、Qloan四個解釋變量對P存在顯著影響，而order由于推出時間較短，推廣地區較少（僅長沙），對P的影響暫不顯著。由于回歸模型要求樣本數據必須是平穩時間序列，因此首先需要對變量時間序列進行平穩性檢驗。結果顯示，長沙樣本各變量二階差分在99%顯著性水平下均通過平穩性檢驗。由此可知，回歸模型對長沙樣本數據不適用（可能出現偽回歸），需要構建VAR模型。同理，岳陽、常德均需要構建VAR模型。

（2）向量自回歸（VAR）模型構建

首先，選取P、loan、Δr作為內生變量，選取Cland、Qloan、截距項c為外生變量，選擇滯后期為3，對長沙樣本構建VAR（3）模型，此時VAR模型通過平穩性檢驗，可以進一步做協整檢驗。同理，岳陽構建VAR（3）模型，常德構建VAR（2）模型。

（3）協整檢驗

為了檢驗各變量之間是否存在長期、穩定的均衡關系，需要對各變量之間的關系進行協整檢驗。選取指標同VAR模型，設置檢驗水平為0.05，滯后階數為2階，對其進行Johanson協整檢驗，結果顯示P、loan、Δr三個變量間存在協整方程。同時，為了檢驗各變量之間是否存在時間上的因果關系及差別化政策工具的時滯，需要對各變量之間的關系進行Granger因果檢驗。協整檢驗與Granger因果檢驗結果如表4所示：

在Cland、Qloan等其他影響房價變動的因素不變的情況下，長沙市loan每上升1個百分點，可在2個月后使房價（P）下降3.6389個百分點，每上升1個百分點，可使房價2個月后下降0.2223個百分點。同樣情況下，岳陽市loan每上升1個百分點，可在2個月后使房價下降1.7347個百分點，Δr每上升1個百分點，可使房價2個月后下降0.4271個百分點。常德市loan每上升1個百分點，可在2個月后使房價下降1.9082個百分點，Δr每上升1個百分點，可使房價1個月后下降0.4698個百分點。

（三）實證結論

1. 差別化住房信貸政策短期內對房價有一定影響。房價變動受房地產市場供給、需求、政策等多重因素的影響，在住宅用地出讓均價Cland、個人住房貸款余額Qloan等其他因素不變的情況下，差別化首付款、差別化利率等政策工具的運用短期內將對房價產生一定程度的影響。

2. 差別化首付政策的執行效應比差別化利率政策的執行效應更明顯。以長沙為例，在住宅用地出讓均價Cland、個人住房貸款余額Qloan等其他影響房價變動因素不變的情況下，二套房貸款首付款比例loan每上升1個百分點，可在2個月后使房價（住房均價指數P）下降3.6389個百分點，二套房貸款利率上浮比例Δr每上升1個百分點，可在2個月后使房價下降0.2223個百分點。

3. 差別化政策在三市執行效應均較為明顯，但效應程度、時滯長短等存在一定的差異。差別化首付政策在長沙的執行效應最為明顯，常德、岳陽次之，分析可能的原因為長沙房價相對岳陽、常德較高，首付門檻相對較高。差別化利率政策在常德的執行效應最為明顯，岳陽、長沙次之，分析可能的原因為利率對月供影響較大，而常德、岳陽居民收入水平低于長沙，因此對利率的敏感性更高。從政策時滯來看，常德政策執行的時滯為1個月，相比長沙、岳陽2個月的時滯更短。

參考文獻：

[1] 楊子強等.差別化金融調控的目標、方式與工具選擇[C].中國人民銀行金融研究重點課題獲獎項目，2009.

[2] 中國人民銀行泉州市中心支行課題組.差別化個人住房貸款政策對房價影響的實證分析[J].西部金融，2013，（3）.

[3] 謝艷，覃琪.差別化住房信貸政策及其實施效應評估[J].區域金融研究，2012，（2）.