信贷市场发展对商品房价格影响

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摘要：本文将选用2000-2016年的数据，以信贷市场发展的角度，运用实证的方法研究信贷市场发展与广西商品房价格之间的影响关系，并且根据实证结论提出相应的合理性建议。

关键词：信贷；广西；商品房；价格；实证

一、实证分析

（一）数据的选取和来源

本文选取的广西商品房价格Y由国家统计局和广西统计年鉴整理的出，信贷市场发展指标X选取房地产贷款余额。

（二）实证的方法

1.模型的假设

通过观察Eviews9.0建立广西信贷市场发展和商品房价格两个时间序列的图形，对两者关系进行初步的分析，我们可以发现Y随着X的增加而增加，初步可以判定两者存在着一定的直线关系，假设信贷市场发展的指标序列X为解释变量，商品房价格指标Y为被解释变量，于是建立下列假设模型：Y=αX+c

2.序列平稳性检验

为了避免非平稳时间序列引起的伪回归等问题，我们首先将利用Eviews9.0分别对时间序列Y和X分别进行ADF平稳性检验。从检验结果来看，原序列X和Y及其一阶差分序列的ADF值都高于10%的临界值，序列是不平稳。经过二阶差分后，△²Y和△²X均在1%的水平显著，Y-I(2)、X-I(2)，所以两个变量是同阶单整序列，其可能存在协整关系。

3.基于回归残差的协整检验（E-G检验）及修正模型

运用Eviews9.0建立新的工作表，将数据导入进行回归分析得到以下结果。从回归分析结果可以看出，拟合度的值为0.977249说明该模型的拟合较好度，信贷市场投入房地产信贷量X的P值为0，小于0.05，说明线性关系在95%的置信度下是显著的。由回归结果可以看到商品房价格与信贷市场的发展呈正向关系，回归方程为：Y=1.246076X+1717.943+e笔者对所得到的回归方程的残差e进行ADF单位根检验，结果显示残差序列e在1%的显著水平下接受不存在单位根的结论，所以残差序列e是平稳序列。上述检验结果表明Y和X之间存在着协整关系，也就是长期均衡关系。信贷市场每向房地产市场投入100亿元的信贷额，商品房价格就会上涨约124.60元。商品房价格与信贷市场的发展呈正向线性关系。通过修正误差模型的分析后，我们可以估计得出修正模型的方程如下：△Y=12.92137+0.567923△X-1.008853ECMt-1从上述分析可以看出短期内房地产开发贷款变动1%，商品房价格就会变动0.567923，从系数估计值（-1.008853）来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以-1.008853的力度将非均衡状态拉回来。

4.格兰杰检验和因果关系分析

前文回归模型分析了信贷市场发展对广西商品房价格的线性关系，现在将通过格兰杰因果关系检验来分析信贷市场发展对广西商品房价格之间的内部作用关系。运用Eviews9.0软件对信贷市场发展对广西商品房价格进行了格兰杰因果关系检验。笔者对滞后5期进行检验，滞后5期的格兰杰因果检验表明，房地产信贷量的投放增长是导致广西商品房价格上涨的原因之一。

二、实证结论

从回归模型来看，金融机构在房地产领域投放的信贷量是导致房地产上涨的因素之一，对开发商来说，宽松的信贷政策可以降低其融资难度，使其资金能更好地周转，市场上议价能力得到提高。通过协整检验和格兰杰因果检验可以看出，房地产信贷量与商品房价格存在长期均衡影响，滞后5期的格兰杰因果检验表明，从长期来看房地产信贷量的投放增长是导致广西商品房价格上涨的原因之一。

三、对策建议

（一）差异化信贷政策，调整商品房市场需求

调控商品房价格可以从信贷市场的信贷政策入手，但是不可以盲目采取“一刀切”的模式，应该根据购房者的需求实行差异化贷款政策，既要支持居民购房的刚性需求，同时又要打击投机性购房需求。

（二）调整房地产业信贷规模和结构，促进房地产业健康发展

针对不同层次的楼盘采取不同的信贷政策，增加对中小房型以及经济适用房项目的房地产企业实施优惠的贷款政策，对于中高档住宅应该严格审查企业自有资金的比例，对开发贷款的利率适当提高，促进房地产市场形成合理健康的供给结构，缓解居民对中小型住宅的需求矛盾，促进房地产行业的健康发展。

（三）拓宽房地产开发企业融资渠道，实现融资多元化

引导房地产企业在金融市场上寻求多种融资渠道，提高融资的效率以及质量。我们可以借鉴国外房地产企业采取信托基金和直接上市进行融资的方法，可以明确信托、证券在房地产融资中的地位，鼓励房地产企业利用金融创新来提高自身融资能力，促进房地产行业更好地发展。

参考文献：

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[2]黄宏林.南宁市房地产信贷对房地产价格影响研究[D].广西大学,2011.

[3]王涛,黄丽,许盈兰,张莎莎,陈罗华.我国中小城市的房价波动与房地产信贷关系研究[J].区域金融研究,2013(01):76-80.

作者:王升华 单位:广西财经学院金融与保险学院