بررسی تأثیر عوامل اقتصادی و اجتماعی بر قیمت مسکن در ایران (1391-1350)

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

گروه آموزشی اقتصاد، دانشکده اقتصاد، مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران

چکیده

در این مطالعه، اثر متغیرهای اقتصاد کلان از قبیل نرخ شهرنشینی، نرخ اجاره‌بها، درآمد سرانه، اعتبارات اعطایی بانک مسکن به بخش مسکن، مالیات بر مسکن، نرخ بیکاری، تولید ناخالص ملی، مخارج دولت در فصل تأمین مسکن، شاخص قیمت نهاده­های ساختمانی و تعداد پروانه­های ساختمانی صادرشده بر قیمت مسکن با استفاده از روش برآورد حداقل مربعات معمولی در فاصله زمانی 91-1350 در ایران موردبررسی قرارگرفته است. نتایج این تحقیق نشان می­دهد که نرخ شهرنشینی، نرخ اجاره‌بها، درآمد سرانه، اعتبارات اعطایی بانک مسکن به بخش مسکن، مالیات بر مسکن، نرخ بیکاری، شاخص قیمت مصالح ساختمانی بر قیمت مسکن تأثیر مثبت داشته و اثر تغییرات تولید ناخالص ملی و مخارج دولت در فصل تأمین مسکن و تعداد پروانه­های ساختمانی صادرشده بر قیمت مسکن معکوس برآورد گردیده است. قیمت مسکن در درجه اول تحت تأثیر نرخ شهرنشینی، درآمد سرانه، نرخ اجاره‌بها و تولید ناخالص ملی و در درجه دوم تحت تأثیر هزینه ساخت است و درنهایت سیاست­های پولی و مالی دولت نقش ناچیزی بر قیمت مسکن داشته است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Studying the Effects of Social and Economic Factors on the Housing Prices in Iran (1972-2013)

نویسندگان [English]

  • Jafar Ghaderi
  • Behnam Izady
Department of Economics, Faculty of Economics, Management and Social Sciences, Shiraz University, Shiraz, Iran
چکیده [English]

In this research, the effect of macroeconomic variables on the housing prices in Iran during 1972-2013 is studied using the ordinary least square (OLS) method. To do this, the effects of following variables on the housing prices are taken into account: urbanization rate, rental rate, per capita income, Maskan bank granted credits to housing sector, property tax, unemployment rate, GDP, government expenditures on housing provision, construction materials’ price index, and the number of issued building permits. As the results show, the urbanization rate, per capita income, Maskan bank granted credits to housing sector, property tax, unemployment rate and the construction materials’ price index have positive effects on the housing prices, while GDP Fluctuations, government expenditures on housing provision and the number of issued building permits, have negative effects on the housing prices.
The housing prices are affected by urbanization rate, per capita income, rental rate and GDP in the first place, and secondly by construction costs. Finally government fiscal and monetary policies have insignificant effects on housing prices.

کلیدواژه‌ها [English]

  • Housing Prices
  • Social and economic factors
  • Production factors
  • Government policies

1-  مقدمه

جمعیت و فعالیت­های اقتصادی هر دو به سمت تمرکز در شهرها گرایش دارد. بیشتر نوسانات قیمت مسکن، از نوسان قیمت در مناطق شهری ناشی می­شود؛ بنابراین بررسی علل نوسانات قیمت مسکن شهری، درک ما را در مورد رابطه بین بازار مسکن و اقتصاد کلان افزایش خواهد داد (لیونگ[1]، 2004). در سطح خرد، مسکن بزرگ‌ترین مؤلفه ثروت اغلب خانوارها است. در حقیقت برای اغلب خانوارها، مهم‌ترین معامله مالی، خرید مسکن است (بریتو و پریرا[2]، 2002). همچنین ساخت یک واحد مسکونی، بخش مهمی از مخارج خانوار یا حتی بهتر بگوییم کل ثروت خانوار را شامل می­شود (لیونگ، 2004).

بررسی وضعیت مسکن از دو بعد اقتصادی و اجتماعی حائز اهمیت است. مسکن از دیدگاه اقتصادی، یک کالای اقتصادی است و سرمایه‌گذاری در بخش مسکن به‌طور مستقیم اشتغال و درآمد ملی را تحت تأثیر قرار می­دهد. همچنین مسکن از دیدگاه اجتماعی برآورد کننده یک نیاز اجتماعی است؛ بنابراین بررسی تحولات بخش مسکن و سیاست‌ها و رویکردهای اتخاذشده مربوط به آن می‌تواند تبیین‌کننده وضعیت و راهنمای عاملین بخش مزبور باشد (کیومرثی و کریمی، 1380).

عواملی که بر قیمت مسکن تأثیرگذار هستند به همان میزان که برای خانواده‌ها مهم هستند، برای برنامه‌ریزان شهری، سازندگان، حرفه­های مربوط به دادوستد املاک و تأمین­کنندگان منابع مالی نیز دارای اهمیت است (جاد و وینکلر[3]، 2002).

با استفاده از مدل قیمت هدانیک، مطالعات زیادی در مورد قیمت مسکن صورت گرفته اما مطالعه­ای که به‌صورت همزمان متغیرهای عرضه و تقاضا را بر قیمت مسکن بررسی کند، کمتر انجام‌شده است (جاد و وینکلر، 2002). به‌عبارت‌دیگر در تحقیقات اقتصاد شهری، رابطه بین بازار مسکن و اقتصاد کلان نادیده گرفته‌شده است (لیونگ، 2004). در ایران نیز اگرچه مطالعات معدودی با استفاده از مدل هدانیک انجام‌شده ولی اثرات همزمان عرضه و تقاضا در مطالعات موردتوجه قرار نگرفته است.

در این مقاله که مسکن را یک کالای همگن فرض می­کند، به شناسایی عوامل مؤثر بر عرضه و تقاضای مسکن پرداخته، سپس اثر هر یک‌بر قیمت مسکن موردبررسی قرار می­گیرد. همچنین به بررسی نقش دولت و سیاست­های آن بر بخش مسکن می­پردازیم. در ادامه مروری بر تحقیقات انجام‌شده خواهیم داشت. مبانی نظری در قسمت بعد و سپس محاسبات تجربی ارائه‌شده و در پایان نیز جمع­بندی و نتیجه‌گیری ارائه خواهد شد.

1-1-        پیشینه تحقیق

1-1-1-   پیشینه تحقیق داخلی

قلی­زاده و ملاولی (1391) در مطالعه­ای اثر نقدینگی بر نوسان قیمت بازار مسکن در ایران و بیست کشور عضو سازمان همکاری و توسعه اقتصادی[4] که نوسان­های قیمت مسکن در دهه­های اخیر در آن‌ها بیش از سایر کشورها به چشم می‌خورد را با استفاده از مدل پانل دیتا و با داده­های فصلی 2009 – 1980 بررسی کرده­اند. آن‌ها ابتدا مدل پایه را برای تمام کشورهای منتخب تخمین زده، سپس کشورها را به دو گروه دارای درآمد نفتی و فاقد درآمد نفتی تقسیم و نتایج حاصل از رگرسیون‌ها را باهم مقایسه کردند. نتایج تخمین­ها حاکی از آن است که در مدل موردمطالعه نقدینگی اثر مثبت و معنی‌داری بر قیمت مسکن دارد و ضریب یادشده در گروه اول به‌مراتب بیشتر بوده، سهم عمده­ای از نوسانات قیمت مسکن از طریق نقدینگی موجود در این بخش توضیح داده می­شود. متغیر درآمد نفت در کشورهای گروه اول اثر مثبت و کاملاً معناداری بر نوسان قیمت مسکن دارد و شدت آن بر نوسان قیمت مسکن به‌طور مستقیم و غیرمستقیم (از طریق نقدینگی) 36 درصد بیشتر از کشورهای فاقد درآمد نفت است.

خلیلی عراقی، مهرآرا و عظیمی (1391) به بررسی عوامل مؤثر بر قیمت مسکن در ایران پرداخته­اند. آن‌ها تلاش کرده­اند تا عوامل سمت عرضه و تقاضای مسکن با استفاده از اصول اقتصاد خرد مدل‌سازی و اثر متغیرهای مخارج مصرفی خانوار، تعداد خانوارها، هزینه استفاده، تسهیلات بانکی، قیمت زمین و هزینه ساخت بر قیمت مسکن اندازه‌گیری شود. با توجه به مزیت داده­های ترکیبی، آن‌ها از اطلاعات آماری نامتوازن دوره 1389 – 1370 مربوط به مناطق شهری 30 استان ایران استفاده کرده­اند. همچنین به‌منظور تفکیک اثرگذاری متغیرها در افق زمانی با توجه به الگوی تصحیح خطا و روش حداقل مربعات معمولی پویا[5] معادلات را به‌صورت کوتاه­مدت و بلندمدت تصریح و برآورد کرده­اند. نتایج حاکی از آن است که در بلندمدت مخارج مصرفی، اعتبارات بانکی و قیمت زمین آثار مثبت و هزینه مالکیت اثر منفی بر قیمت حقیقی مسکن دارد. در کوتاه­مدت نیز اثر افزایش مخارج مصرفی، اعتبارات بانکی، قیمت زمین، هزینه ساخت و قیمت با وقفه مسکن، بر قیمت حقیقی مسکن در دوره جاری مثبت و اثر هزینه مالکیت منفی است.

مهرآرا و شهاب لواسانی (1391) در مقاله­ای با عنوان آثار تکانه­های نفتی و سیاست­های پولی بر رفتار چرخه­ای قیمت مسکن ابتدا به معرفی و نحوه اثرگذاری بیماری هلندی بر اقتصاد کشورهای دارای نفت پرداخته و سپس با استفاده از مدل خود رگرسیون برداری[6] به بررسی تعامل میان شش متغیر چرخه­های قیمت مسکن، نرخ ارز واقعی، درآمدهای واقعی نفت، عرضه پول و نرخ بهره پرداخته­اند. نتیجه بررسی آن‌ها حاکی از افزایش در بخش ادواری قیمت مسکن به دنبال بروز شوک­های مثبت در چرخه­های درآمدهای واقعی نفت است.

سوری، حیدری و افضلی (1391) در مقاله­ای به بررسی رابطه بین نرخ سود وام‌های بانکی و قیمت مسکن در ایران پرداخته­اند. برای این منظور از چندین الگوی خود رگرسیون برداری که شامل متغیرهای نرخ سود وام­های بانکی و حجم پول در گردش و نرخ رشد تولید ناخالص داخلی سرانه به‌عنوان متغیرهای تعیین‌کننده طرف تقاضا و
 هزینه­های خدمات ساختمانی و نیز ساخت مسکن جدید به‌عنوان متغیرهای تعیین­کننده سمت عرضه می­باشند، به‌صورت فصلی طی دوره
 1386 – 1370 استفاده کرده‌اند. نتایج مدل‌ها نشان داد که با کاهش نرخ سود وام‌های بانکی هزینه استقراض از سیستم بانکی کاهش‌یافته و درنتیجه، تقاضا برای مسکن توسط خانوار افزایش‌یافته و به عبارتی، سیاست کنترل نرخ‌های سود تسهیلات بانکی که یکی از شیوه‌های سرکوب مالی در اقتصاد است موجب انتقال منابع به بخش مسکن و فرار منابع از بخش بانکی می­شود.

اصلانی و خسروی (1391) به دنبال این بودند که پس از کشف وجود یا عدم وجود حباب قیمت مسکن در تهران با استفاده از مدل پوتربا[7] و
 Q توبین در بازه سال‌های 1387 – 1371 به بررسی عوامل مؤثر بر ایجاد و یا تشدید حباب قیمت مسکن بپردازند. برای این منظور در مرحله اول قیمت بنیادی مسکن توسط الگوی خود توضیح با وقفه‌های توزیعی[8] تخمین زده‌شده و پسماند مدل به‌عنوان مؤلفه حبابی در نظر گرفته‌شده است. در مرحله دوم به‌منظور بررسی اثر عملکرد سایر بازارها و همچنین نوسانات نقدینگی بر ایجاد یا تشدید حباب بازار مسکن تهران ابتدا با استفاده از فیلتر هودریک – پرسکات نوسانات تصادفی متغیرها جداشده و مجدداً مدل خود توضیح با وقفه‌های توزیعی برآورد شده است. روش کار به این صورت است که مؤلفه حبابی مدل اول به‌عنوان متغیر وابسته و جزء سیکلی متغیرهای مؤثر بر حباب

 متغیرهای مستقل وارد مدل شده­اند. یافته اصلی حاکی از این است که در دوره موردبررسی نوسانات نقدینگی از مهم‌ترین عوامل مؤثر در تشکیل حباب قیمت در بازار مسکن تهران به شمار می­رود.

حیدری و سوری (1389) به بررسی رابطه‌ی بین نرخ سود سپرده‌های بانکی و قیمت مسکن در ایران پرداخته­اند. در این راستا از داده­های فصلی سال‌های 1386 – 1370 و مدل خود رگرسیون برداری[9] استفاده‌شده است. نتایج مدل‌ها نشان داد که با کاهش نرخ‌های سود سپرده بانکی جذابیت بازار مسکن به‌عنوان دارایی جایگزین افزایش و تقاضا برای مسکن افزایش می­یابد. افزایش تقاضا نیز منجر به افزایش قیمت مسکن خواهد شد. به عبارتی بین نرخ سود سپرده‌های بانکی و قیمت مسکن، رابطه­ای منفی برقرار است.

عباسی­نژاد و یاری (1388) در مقاله­ای به عوامل تأثیرگذار بر بخش مسکن، با تأکید بر ارتباط شوک‌های نفتی و رشد قیمت مسکن پرداخته­اند و نتایج کار آن‌ها حاکی از آن بود که در طی سال‌های 1384 – 1352 اثر متغیرهای نرخ رشد جمعیت، نرخ رشد نقدینگی، نرخ رشد تسهیلات پرداختی بانک مسکن و شوک‌های مثبت و منفی نفتی بر رشد قیمت مسکن، معنی­دار و موافق تئوری همچنین تأثیر نرخ تورم بر رشد قیمت مسکن در دوره موردبررسی بی‌معنی است.

قلی­زاده و کمیاب (1387) در مقاله­ای اثر سیاست پولی بر حباب قیمت مسکن در دوره‌های رونق و رکود را موردبررسی قراردادند. بر این اساس از روش نسبت قیمت به اجاره برای محاسبه حباب و از تکنیک خود توضیح با وقفه‌های توزیعی به‌منظور برآورد مدل بر اساس داده­های فصلی ایران طی دوره 1385 – 1371 استفاده‌شده است. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که در هر دو دوره رونق و رکود سیاست پولی انبساطی موجب شکل­گیری حباب شده است. در دوره رکود، متغیرهای قیمت دارایی تأثیر بیشتری نسبت به دوره رونق داشته است. در دوره رونق، متغیر نرخ بهره مهم‌ترین متغیر اثرگذار بر حباب قیمت مسکن بوده است و اثر رشد نقدینگی در دوره رکود قویی‌تر از دوره رونق بوده است.

صباغ کرمانی، احمدزاده و موسوی نیک (1387) به بررسی رابطه علیتی میان قیمت مسکن و عوامل تعیین‌کننده آن در تهران طی دوره
 1385 – 1373 به‌صورت فصلی پرداخته­اند. آن‌ها از مدل تصحیح خطای برداری برای برآورد مدل و آزمون والد[10] برای بررسی رابطه علیت در
کوتاه­مدت و بلندمدت استفاده کرده‌اند. نتیجه مطالعه آن‌ها حاکی از این است که همه متغیرهای مدل تصحیح خطا در سطح معنی‌دار، تعیین­کننده قیمت مسکن هستند. در کوتاه­مدت رابطه علیت دوطرفه بین متغیرهای قیمت زمین، شاخص بهای عمده‌فروشی مصالح ساختمانی و قیمت سکه طلا با قیمت مسکن برقرار است. همچنین علیت میان متغیرهای متوسط درآمد خانوار و سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در مسکن با قیمت مسکن، در کوتاه­مدت یک‌طرفه است و علیت گرنجر میان قیمت مسکن و نرخ بهره بانکی تأیید نمی­شود. از سویی دیگر، معنی­داری بالای ضریب جزء تصحیح خطا در همه معادلات برآورد شده و نیز آزمون توأمان با متغیرهای مستقل در مدل، بیانگر برقراری رابطه بلند­مدت است.

صمیمی، علمی و هادی­زاده (1386) به بررسی اثر برخی متغیرهای کلان اقتصادی بر تعیین رفتار شاخص قیمت مسکن در ایران پرداختند. برای این منظور از یک مدل اقتصاد کلان دارای پایه‌های اقتصاد خرد که در آن متغیرهای درآمد سرانه خانوار، شاخص قیمت سهام، شاخص قیمت خدمات ساختمانی، تعداد ساختمان‌های تکمیل‌شده، حجم پول و نرخ تورم به‌عنوان متغیرهای مستقل و شاخص قیمت مسکن به‌عنوان متغیر وابسته استفاده کرده­اند. آن‌ها با استفاده از مدل خود رگرسیونی با وقفه­های توزیعی و داده­های فصلی سال‌های 1384 – 1373 اقتصاد ایران به برآورد پرداختند و به این نتیجه رسیدند که متغیرهای کلان اقتصادی از قدرت توضیح­دهندگی خوبی برای تعیین رفتار شاخص قیمت مسکن در ایران برخوردارند و ضرایب برآورد شده مطابق انتظار تئوری است.

عسگری و قادری (1381) به بررسی عوامل مؤثر بر قیمت مسکن در بلندمدت و نوسان‌های آن در کوتاه‌مدت در بین استان‌های کشور با استفاده از روش داده‌های ترکیبی پرداختند و به این نتایج رسیدند که در بلندمدت قیمت مسکن دوره قبل، تعداد خانوار، شاخص بازار اوراق بهادار، مخارج خانوار، قیمت طلا و زمین و نظیر آن عوامل تعیین‌کننده سطح قیمت­های جاری مسکن هستند و در کوتاه­مدت شاخص قیمت بازار اوراق بهادار، سطح عمومی قیمت­ها در دوره قبل، قیمت زمین، هزینه ساخت، قیمت نفت، مقدار سرمایه­گذاری بخش خصوصی، کل مخارج خانوار و نرخ سود وام‌های بانکی در تعیین نوسانات قیمت مؤثر هستند. یافته‌های این تحقیق نشان داد که در بین عوامل یادشده به ترتیب قیمت زمین، سطح عمومی قیمت‌های دوره قبل، نرخ سود وام‌های بانکی و قیمت نفت بیشترین اثر را داشته­اند.

1-1-2-     پیشینه تحقیق خارجی

تسه، رودگرز و نیکلیوسکی (2014) در پژوهشی به بررسی رابطه بین نرخ بهره حقیقی وام مسکن و قیمت­های حقیقی مسکن در انگلستان و ولز بعد بحران مالی جهانی سال 2007 پرداختند. نتیجه اصلی کار آنان بیانگر این است که بحران جهانی مالی دارای اثر بلندمدت بین سیاست­های پولی و قیمت مسکن می­باشد به‌گونه‌ای که به ازای هر یک درصد افزایش در نرخ بهره حقیقی وام مسکن، قیمت مسکن 4/6 درصد افزایش می‌یابد.

جانسون (2014) به بررسی وجود رابطه علیت بین قیمت مسکن و وضعیت اشتغال زنان در آمریکا با استفاده از یک مدل تعادل عمومی پرداخته است. وی به دنبال پاسخ به این سؤال بود که آیا گران شدن مسکن موجب افزایش اشتغال زنان می­شود یا افزایش اشتغال زنان و به دنبال آن افزایش درآمد خانوار موجب افزایش قیمت مسکن می­شود. نتیجه مطالعه وی نشان می­دهد که هیچ رابطه علیت معناداری بین قیمت مسکن و اشتغال زنان در آمریکا وجود ندارد.

ی، جو و تریپ (2014) به بررسی تأثیرات سیاست‌های بانک مرکزی در نرخ بهره بر قیمت مسکن در نیوزیلند طی دوره 2009-1999 پرداختند. آن‌ها به این نتیجه رسیدند که افزایش در نرخ بهره موجب ایجاد حباب در قیمت مسکن
می­شود و پیشنهاد می­کنند که با تغییر در سیاست‌های نرخ بهره، سازوکارهایی از سوی بانک مرکزی اجرا شود تا از ایجاد حباب در قیمت مسکن جلوگیری شود.

بالاسوبرامانیان و کولسون (2013) به بررسی قیمت مسکن بر شروع کسب‌وکار طی دوره 2009 – 2005 پرداختند. برای نیل به این هدف این رابطه متقابل را به‌صورت کمّی مدل‌سازی کرده و به این نتیجه رسیدند که رابطه بین قیمت مسکن و شروع کسب‌وکار به‌اندازه کسب‌وکار بستگی دارد. جمع­بندی آن‌ها این بود که این ارتباط بین قیمت مسکن و کسب‌وکار کوچک به شکل بسیار قوی وجود دارد درحالی‌که این مسأله در مورد شروع کسب‌وکار بزرگ به‌صورت قوی دیده نمی­شود.

انجی، بروکس و وارد (2013) در مقاله­ای به بررسی تأثیر اقتصاد کلان بر پویایی بازار مسکن و مستغلات در ایالت متحده آمریکا طی دوره 2011 – 1960 پرداختند. نتیجه اولیه کار آن‌ها این بود که حساسیت بازار مسکن نسبت به تغییرات کلان اقتصادی وابسته به دوره‌های اقتصادی است و بیان می‌کنند که سیاست‌گذاران از طریق تغییر در نرخ بهره می­توانند موجب تسریع در تغییر دوره‌های اقتصادی شوند.

بالتراتی و مورانا (2010) در مقاله­ای به بررسی رابطه بین شرایط عمومی اقتصاد کلان و بازار مسکن در منطقه G7 پرداختند. آن‌ها بیان می­کنند که یک رابطه دوطرفه بین نوسانات قیمت مسکن و شوک­های بخش عرضه جهانی وجود دارد.

اگرت و لئونارد[11] (2008) در مقاله­ای به وجود پدیده بیماری هلندی و اثر آن بر اقتصاد ازبکستان در دوره 2005 – 1996 پرداخته­اند. آنان بیان می‌کنند که تغییرات قیمت نفت در دوره موردبررسی تأثیر بسزایی بر نرخ ارز حقیقی، تولیدات صنایع غیرنفتی و قیمت کالاهای غیرمنقول نظیر مسکن داشته است. نتایج رگرسیونی کار آن‌ها بیانگر آن است که افزایش در قیمت نفت تأثیرات معنی‌داری هم بر بخش‌های نفتی و هم بخش‌های غیرنفتی داشته اما افزایش نرخ ارز حقیقی مؤثر باوجودآنکه تأثیر معنی‌داری بر بخش‌های نفتی داشته، هیچ‌گونه تأثیری بر بخش‌های غیرنفتی و کالاهای غیرمنقول نداشته است.

گودهارت و هافمن (2007) بیان می­کنند که باید این نکته را نیز مدنظر داشت که قیمت مسکن
می­تواند نوعی، نمایه‌ از تمایلات و نیازهای بازار را نشان دهد و حتی به‌عنوان پیش‌بینی کننده متغیرهای کلان اقتصادی، نظیر تورم آینده باشد.

دل نگرو و اترک[12] (2007) با استفاده از مدل خود رگرسیون برداری طی دوره 2005 – 1986 میزان اثر سیاست پولی انبساطی بر افزایش قیمت مسکن را موردبررسی قراردادند. نتایج نشان می­دهد که اثر شوک‌های سیاست پولی روی قیمت مسکن در قبال حجم نوسانات اخیر، کم و ناچیز بوده است.

بلک و هو (2007) در مطالعه­ای به بررسی رابطه بین مازاد نقدینگی و قیمت دارایی در مقیاس جهانی طی دوره 2006 – 1984 با استفاده از متغیرهای تولید ناخالص داخلی واقعی، شاخص تعدیل‌کننده تولید ناخالص داخلی، نرخ بهره کوتاه­مدت، عرضه پول، شاخص قیمت محصول، قیمت نفت و شاخص قیمت مسکن برای ده کشور عضو همکاری توسعه اقتصادی و منطقه یورو و مدل خود رگرسیون برداری پرداخته­اند. واکنش‌های پولی نشان می­دهد نقدینگی با کاهش نرخ بهره کاهش می­یابد و تغییر محصول واکنش مثبت پول را در پی دارد. نتایج تحلیل‌ها تأیید می­کنند که نقدینگی و نرخ بهره تعیین­کنندگان مهم قیمت در بخش املاک هستند.

داویدف[13] (2005) قیمت مسکن را تابعی از متغیرهایی چون شاخص قیمت سهام، شاخص قیمت زمین و سرمایه‌گذاری جدید در بخش مسکن دانسته و اقدام به بررسی اثر این متغیرها بر قیمت مسکن کرده است. نتایج تخمین مدل وی نشان‌دهنده حساسیت قیمت مسکن نسبت به شوک‌های متغیرهای کلان اقتصاد است. همچنین عدد نسبتاً بزرگ و معنی­دار کشش قیمت مسکن نسبت به دستمزدها، کشش کوچک و منفی قیمت مسکن نسبت به نرخ‌های واقعی بهره و کشش قیمتی منفی معنی­دار مسکن نسبت به ارزش سهام سرمایه در این مدل، قابل‌توجه است.

اهرن و دیگران[14] (2005) با بررسی 18 کشور صنعتی در دوره 2004 – 1970 با استفاده از مدل VAR و با تمرکز خاص روی بحث سیاست پولی، نوسانات در قیمت مسکن را موردبررسی قراردادند. نتایج کار آن‌ها نشان می­دهد که با اجرای سیاست پولی انبساطی، افزایش قیمت مسکن زودتر اتفاق افتاده، اما پس‌ازآن تورم فزاینده موجب می­شود که مقامات پولی قبل از اینکه قیمت مسکن به اوج خود برسد، سیاست پولی انقباضی را اجرا کنند.

لودویک و اسلاک[15] (2004) به بررسی ارتباط بین شاخص قیمت سهام و قیمت مسکن با مصرف در کشورهای عضو همکاری توسعه اقتصادی پرداختند. آن‌ها با استفاده از آزمون علیت گرنجر[16] به بررسی ارتباط علی متغیرهای مدل نیز پرداختند و به این نتایج رسیدند که درآمد قابل‌تصرف سرانه، شاخص بازار سهام و قیمت مسکن هر سه، علت گرنجر مصرف خصوصی سرانه هستند. علاوه بر این شاخص بازار سهام و درآمد قابل‌تصرف سرانه، علت گرنجر قیمت مسکن هستند ولی مصرف خصوصی سرانه علت گرنجر قیمت مسکن نیست.

تساتسارونیس و ژئو[17] (2004) در مطالعه خود اطلاعات مربوط به هفده کشور صنعتی در دوره 2003 – 1970 را جمع­آوری کرده و با استفاده از روش رگرسیون خود توضیح برداری مهم‌ترین عامل مؤثر بر قیمت مسکن را نرخ تورم شناخته و این عامل به‌طور متوسط، نیمی از تغییرات قیمت مسکن را در کشورهای مختلف توضیح داده و در کوتاه‌مدت، تأثیر این متغیر بیشتر و تا حدود 90 درصد بوده است و سایر عوامل مؤثر به ترتیب اعتبارات بانکی، نرخ بهره کوتاه­مدت و حاشیه سود عنوان می­کند.

لیونگ[18] (2004) در مطالعه خود در کشور هنگ کنگ به ارتباط اقتصاد کلان و بازار مسکن پی برده است. در این مطالعه، قیمت مسکن به‌وسیله رشد جمعیت، تغییرات درآمد، هزینه ساخت و نرخ بهره تحت تأثیر قرار می­گیرد.

1-2-        مبانی نظری

برای بررسی قیمت مسکن که از برابری عرضه و تقاضای مسکن به دست می­آید مفاهیم عرضه و تقاضا و عوامل مؤثر بر آن‌ها را بحث خواهیم کرد. در شرایط بازار رقابت کامل، مقادیر موردتقاضا و نیز مقادیر عرضه‌شده، با فرض ثبات سایر شرایط، تابعی از قیمت است. درواقع به‌طور اصولی توابع عرضه و تقاضای کلی به طریقی شکلمی­گیرند که مقادیر عرضه و تقاضا (به‌عنوان متغیر وابسته)، به قیمت (به‌عنوان متغیر مستقل) بستگی دارند. در این حالت از تأثیر متقابل توابع عرضه و تقاضای کل، قیمت و مقدار تعادلی مشخص می­شود.

درصورتی‌که مسکن را به‌عنوان یک کالای ناهمگن در نظر بگیریم برای برآورد قیمت از روش هدانیک استفاده می­شود ولی در این پژوهش با توجه به اینکه مسکن را به‌عنوان یک کالای همگن در نظر گرفته‌شده است و بر اساس نظریه رفتار مصرف­کننده که سعی در حداکثر کردن میزان مطلوبیت در هر سطح مشخص از درآمد دارد، تابع تقاضای مسکن استخراج می­گردد. همچنین با استفاده از نظریه عرضه لوکاس اقدام به استخراج تابع تقاضای مسکن برای اقتصاد ایران شده است.

شکل اولیه مدل موت[19] (1960) و فولین[20] (1979) در بازار مسکن به‌صورت زیر است.

 (1)

 

 

در معادلات فوق، Ht بیانگر مقدار تقاضای مؤثر مسکن، H't: مقدار عرضه مسکن، Pt: شاخص قیمت واحدهای مسکونی، Yt: درآمد سرانه و Det: جمعیت می­باشند.

شکل ساختاری[21] این سیستم با برابری عرضه و تقاضای مؤثر و استخراج Pt به‌صورت زیر به دست می­آید.

(2)              

فرم ساختاری معادله به‌صورت زیر نشان داده می­شود (مالپزی، و میو؛ 1997)

  (3)

 

ازآنجاکه قیمت تعادلی مسکن از برابری عرضه و تقاضای مؤثر مسکن به دست می­آید، به‌منظور پاسخ به سؤال اصلی پژوهش ضروری است مفاهیم تقاضای بالقوه، تقاضای مؤثر و عرضه واحد مسکونی را تعریف کنیم.

میزان نیاز به مسکن در یک مقطع زمانی (یک سال و یا یک دوره برنامه­ریزی) که برابر با شمار خانوارهای نیازمند مسکن است را تقاضای بالقوه گویند. بااین‌وجود، تقاضای مؤثر[22] برای مسکن، درواقع همان تعریف کلاسیک در متون اقتصادی است. تقاضای مؤثر، نیازی است که با تمایل و قدرت خرید به‌طور توأم همراه باشد و بتواند باقیمت‌های موجود در بازار مسکن برآورده شود.

بدین ترتیب، در شرایط تعادلی، تعداد واحدهای مسکونی عرضه‌شده در هرسال برابر با تقاضای مؤثر برای مسکن است. تفاوت نیاز (تقاضای بالقوه) و عرضه (تقاضای مؤثر) را به‌عنوان کمبود و نارسایی بازار مسکن تعریف می­کنند (رفیعی کاونانی، 1380).

1-2-1-   تقاضای مسکن

تابع تقاضای مسکن نیز مانند سایر کالاها تعریف می­شود. برخی از خصوصیات این کالا باعث شده است تا مسکن، متمایز از سایر کالاها و خدمات مصرفی باشد؛ زیرا مسکن کالایی غیرمنقول و بنابراین استفاده کردن از آن منوط به تغییر مکان مصرف­کننده است. همچنین به لحاظ اینکه متقاضی مسکن، به‌جای فرد، خانوار است، بنابراین مبانی نظری رفتار مصرف­کننده که مبتنی بر رفتار اقتصادی هر فرد است، باید در مورد خانوار مطرح شود، ازاین‌رو خصوصیات خانوار نیز در میزان تقاضای مسکن مؤثر است. ازآنجاکه هر مدل اقتصادسنجی بر اساس یک نظریه اقتصادی شکل می­گیرد تابع تقاضای مسکن نیز از این امر مستثنا نیست و در تخمین آن از روش‌های مختلفی استفاده می­شود.

در تحقیقات، می­توان مسکن را هم به‌عنوان یک کالای همگن و هم یک کالای ناهمگن در نظر گرفت. اگر مسکن را به‌عنوان یک کالای ناهمگن در نظر بگیریم، تفاوت در قیمت واحدهای مسکونی را باید با استفاده از مدل هدانیک قیمت دنبال نماییم. در این تحقیق، مسکن همچون سایر کالاهای معمولی، به‌عنوان یک کالای همگن فرض می­شود و بر اساس نظریه رفتار مصرف­کننده که سعی در حداکثر کردن میزان مطلوبیت خود در هر سطح مشخصی از درآمد دارد، تابع تقاضای مسکن برآورد می­گردد. بر این اساس، متغیرهای اقتصادی و اجتماعی مؤثر در مطلوبیت، از عوامل تأثیرگذار بر تقاضای مسکن هستند.

برای رسیدن به تابع تقاضای مسکن و متغیرهای مؤثر بر آن از تابع مطلوبیت شروع می­کنیم، تابع مطلوبیت خانوار i وابسته به سبد مصرفی مسکن hi و سایر کالاها Ciاست.

(4)                                                  

با حداکثر کردن مطلوبیت نسبت به خط بودجه برای رسیدن به انتخاب بهینه باید شرط زیر صادق باشد:

(5)                                 

ما می‌توانیم MRS را به‌صورت منفی نسبت مطلوبیت نهایی بیان کنیم، با جایگزینی و حذف علامت منفی از دو طرف خواهیم داشت.

(6)                                               

 انتخاب بهینه هر خانوار به این صورت است که با توجه به قید بودجه، درآمدش را به Ci و hi تخصیص می­دهد.

(7)                                           

به‌عبارت‌دیگر بر اساس نظریه رفتار مصرف­کننده، هر مصرف‌کننده (خانوار)، با مفروض دانستن تابع مطلوبیت خود، سعی در حداکثر کردن آن با توجه به قید بودجه دارد (فولین و جیمینز[23]، 1985).

در اینجا Pc قیمت مصرف سایر کالاها به یک نرمالایز شده و Ph قیمت واحد خدمات خانه است. فرد با توجه به قید بودجه، مطلوبیت خود را حداکثر می­کند. با حل قید بودجه برای C1 و جانشین کردن در تابع مطلوبیت، به تابع مطلوبیت غیرمستقیم می­رسیم.

(8)                         

از تابع مطلوبیت غیرمستقیم با توجه به اتحاد روی[24]، تابع معکوس تقاضای مسکن به دست می‌آید.

(9)                                                            درصورتی‌که شکل خاصی را برای تابع مطلوبیت در نظر بگیریم، می­توان تابع تقاضای روشن‌تری را به دست آورد. به‌طور نمونه با تعریف شکل خاصی برای تابع مطلوبیت، معادله لگاریتمی- خطی[25] تقاضای مسکن برای خانوار  iام به‌صورت زیر نتیجه می­شود:

(10)              

این معادله می­تواند به‌عنوان معادله تقاضای مسکن در نظر گرفته شود. در معادله فوق  کشش قیمتی و درآمدی تقاضا می­باشند. تابع فوق نشان می­دهد که تقاضای مسکن تابعی از قیمت مسکن و درآمد خانوار است.

اگرچه تابع تقاضای مسکن به‌دست‌آمده، برای یک خانوار است ولی اگر جامعه را در هر دوره، مجموعه­ای از n خانوار در نظر بگیریم که هر خانوار متقاضی مسکن و سایر کالاها هستند بنابراین تابع تقاضای خانوار iام برابر است با:

(11)               

در تابع فوق hi(P,yi) کل تقاضای خانوار iام،  تقاضای خانوار iام برای مسکن و  تقاضای خانوار iام برای سایر کالاها است.

به ازای i=1,2,…,n خانوار، تابع تقاضای جامعه به‌صورت زیر است:

(12)                 

اگرY  بردار درآمد خانوارها  باشد، تابع تقاضای جامعه برای مسکن به‌صورت  خواهد بود.

درصورتی‌که در تابع مطلوبیت غیرمستقیم، سایر متغیرهای اجتماعی و اقتصادی مؤثر بر مطلوبیت را نیز وارد کرده و یا علاوه بر قیمت، عوامل مؤثر بر قیمت نیز وارد شود، شکل کلی مدل تقاضای مؤثر مسکن را می­توان در عبارات ریاضی زیر خلاصه نمود:

(13)    

که در آن (Ht) تقاضای مؤثر مسکن، (Pt) قیمت واحد مسکونی، (Mgt) ضریب شهرنشینی، (Yt) درآمد سرانه، (CRIt) دسترسی خریداران مسکن به اعتبارات مالی، (Th­t) مالیات بر مسکن، (UNt) نرخ بیکاری، (Ret)  نرخ اجاره‌بها و (Ut) نرخ شهرنشینی است.

قیمت مسکن

قیمت مسکن یکی از اجزای اصلی توابع تقاضا و عرضه مسکن است و تاکنون در خصوص قیمت آن آمار و اطلاعاتی به‌صورت سری زمانی تهیه نشده است. آمار انتشاریافته بانک مرکزی در خصوص بخش ساختمان و مسکن نشان می­دهد که این آمار و اطلاعات به‌طور عمده مربوط به شاخص بهای مسکن است. این شاخص دربرگیرنده (1) شاخص بهای کرایه‌خانه‌های مسکونی (ویلایی و آپارتمانی)، (2) هزینه تعمیر و نگهداری خانه‌های شخصی و (3) خدمات ساختمانی است که بیشتر معرف شاخص بهای اجاره مسکن است.

جمعیت

جمعیت چه به لحاظ اندازه، چه به خاطر ترکیب سنی و جابه­جایی آن در مناطق مختلف، بر تقاضای مسکن تأثیر فراوان دارد. به‌عبارت‌دیگر افزایش جمعیت به‌صورت کلی تقاضای مسکن را افزایش می­دهد و از طرف دیگر افزایش جمعیت جوان و افزایش نرخ ازدواج و تراکم جمعیت منطقه خاص، تقاضای مسکن را افزایش خواهد داد (بلکی[26]، 1999).

درآمد سرانه

بلکی (1999)، فولین (1979)، کنی[27] (1999)، لی وانگ آنگ[28] (2005) بیان می­کنند که افزایش درآمد موجب افزایش در تقاضای مسکن می­شود. افزایش درآمد تقاضا برای خانه‌های بزرگ‌تر که مطلوبیت بیشتری دارد و در حومه شهر واقع‌شده را افزایش داده و باعث عدم تمرکز جمعیت در مرکز شهر می‌شود، زیرا با افزایش درآمد، خانوارها قادر خواهند بود از عهده هزینه‌های ایاب و ذهاب جهت مراجعه به محل کار برآیند (گبریل، متی و واسچر[29]،  1999).

اعتبارات پرداختی به خریداران مسکن

تقاضا در مرحله اول تابعی از قیمت کالا و درآمد است. به‌طورمعمول پرداخت وام، قدرت مالی افراد را افزایش می­دهد. بنابراین میزان وام و یا نرخ بهره آن به‌عنوان یکی از متغیرهای تأثیرگذار بر تقاضا محسوب می­شود (بنیتو[30]، 2006). نظرات آئوکی، پرودمن و ولیگ[31] (2004) دربردارنده این مطلب است که سهولت در تأمین اعتبارات، منجر به افزایش در تقاضای واحدهای مسکونی می­شود، بااین‌وجود رفیعی (1383) بیان می­کند که افزایش تسهیلات فقط در همان دوره منجر به افزایش تقاضای مسکن می‌شود، ولی در سال‌های بعد به دلیل تورم موجود، عملاً سقف تسهیلات اعتباری ازلحاظ اقتصادی کارآمد نخواهد بود.

در ایران با توجه به اینکه تابع تقاضای اعتبارات به دلیل پایین بودن نرخ سود بانکی چندان تحت تأثیر تغییرات این نرخ نیست، خود میزان اعتبارات را در مدل وارد می‌کنیم. البته در شرایط محدودیت منابع مالی، با افزایش تقاضای وام و منابع مالی جدید، نرخ بهره وام افزایش می­یابد که این امر هزینه نهایی سرمایه­گذاری را افزایش خواهد داد (خلیلی عراقی و موسوی، 1379).

مالیات

یکی از عوامل مؤثر بر تقاضای مسکن هزینه خالصی است که مالک مسکن، ملزم به پرداخت آن است. هزینه استفاده از مسکن به‌طور پایه­ای، مبلغ پولی هزینه خالص نگهداری مسکن برای یک دوره است. برای مسکن، این هزینه خالص تفاوت بین هزینه ناخالص (بهره رهنی، استهلاک، مالیات بر دارائی و حفظ و نگهداری ساختمان) و سود ناویژه (سود سرمایه) است (گبریل، متی و واسچر، 1999). بنا به نظرات بلکلی (1999)، هارتر و دریمن[32] (2004) ولستریپس (2002) افزایش مالیات بر مسکن موجب می­شود تا تقاضا برای واحد مسکونی کاهش یابد.

نرخ بیکاری

افزایش اشتغال باعث افزایش درآمد خانوار می‌شود و درنتیجه تقاضا برای مسکن و به دنبال آن قیمت مسکن افزایش می­یابد (آبراهام و هندرشوت[33]، 1996).

اجاره‌بها

شاخص مذکور معرف قیمت کالای جایگزین مسکن است، یعنی هر خانوار یا دارای واحد مسکونی شخصی است یا این‌که با اجاره واحد مسکونی، نیاز مسکن خود را با پرداخت قیمت (اجاره) برطرف می­سازد. افزایش قیمت کالای جایگزین مسکن، موجب انتقال تقاضای مسکن به سمت راست می­شود.

با توجه به مطالب فوق می­توان گفت که عواملی مانند قیمت مسکن، اجاره‌بها، نرخ بیکاری، مالیات، اعتبارات پرداختی به خریداران مسکن، درآمد سرانه از بعد اقتصادی و جمعیت از بعد اجتماعی بر تقاضای مسکن مؤثر هستند.

1-2-2-   عرضه مسکن

قیمت مسکن لزوماً توسط متغیرهای طرف تقاضا تعیین نمی­شود بلکه از متغیرهای طرف عرضه نیز تأثیر می‌پذیرد. تغییرات قیمت مسکن به چگونگی واکنش سازندگان به تغییرات تقاضای واحدهای مسکونی وابسته است (سومرویل[34]، 1999). ازآنجاکه قیمت تعادلی مسکن علاوه بر تقاضا، تحت تأثیر عوامل مؤثر بر عرضه نیز هست، لازم است که به عوامل مؤثر بر عرضه مسکن نیز اشاره شود (بلکلی، 1999). برخلاف تقاضا، در مورد عرضه مسکن، مطالعات کمتری صورت گرفته است. در مقاله لی و انگ اونگ[35] (2005) عرضه مسکن به‌عنوان ارزش بازاری ساخت خانه­های جدید و تعمیر و بهبود خانه‌های موجود تعریف می­شود.

در ابتدا مبانی نظری برگرفته از نظریه عرضه لوکاس را مطرح کرده و با استفاده از آن مدلی را برای عرضه مسکن در ایران مطرح می­کنیم. در ادامه، روند عوامل اصلی تولید و عرضه موردبررسی قرار می­گیرند. تابع تولید مسکن تابعی از نهاده‌های اولیه نیروی کار، سرمایه و در برخی موارد فن­آوری است. در این مدل‌ها هزینه نهایی سرمایه­گذاری، صفر در نظر گرفته می­شود.

طبق نظریه عرضه لوکاس تابع تولید، تابعی از دو عامل سرمایه و نیروی کار است.

(14)                                              

با تعمیم این نظریه برای تابع تولید مسکن خواهیم داشت:

(15)                                 

که در آن Crt, Mt, Lt, Kt به ترتیب سرمایه (زمین)، نیروی انسانی شاغل در بخش مسکن، مصالح ساختمانی و اعتبارات این بخش است.

هدف بنگاه حداکثر کردن ارزش پولی دریافتی­های خالص در یک افق نامحدود است (کنی[36]، 2003).

(16)                  

که  Pبردار قیمت­ها، شامل w قیمت نهاده­ها و p قیمت ستاده­های بنگاه است.

در اینجا با توجه به اینکه یک ستاده (مسکن) داریم، اگر تابع تولید مسکن را با f(x) نمایش دهیم، تابع سود را می­توان برای یک دوره به‌صورت زیر بازنویسی کرد.

(17)                                

p قیمت (اسکالر) ستاده است و w بردار قیمت عوامل و X(x1,…xn) خود نهاده­ها که به‌صورت برداری غیر منفی اندازه­گیری شده­اند.

شرط مرتبه اول برای حداکثر کردن سود این است که ارزش تولید نهایی هر عامل با هزینه آن عامل برابر باشد. به‌عبارت‌دیگر در نقطه حداکثر سود، شیب تابع تولید  با شیب تابع سود  برابر است.

(18)                         

ارزش تولید نهایی برای هر یک از نهاده­های تولید به‌صورت زیر محاسبه خواهد شد.

(19)                                            

 

 

شرط مرتبه دوم برای حداکثر کردن سود ایجاب می‌کند که مشتق دوم تابع تولید نسبت به نهاده­ها غیر مثبت باشد، یعنی:

 

 

با این فرض که مشتق  وجود دارد و Piنیز بزرگ‌تر از صفر باشد، با استفاده از قضیه هوتلینگ[37] می­توانیم تابع عرضه را استخراج کنیم:

(20)              

که yi(P) عرضه کالای i است. به‌این‌ترتیب می­توان تابع عرضه مسکن را که تابعی از قیمت مسکن و قیمت نهاده­ها است به دست آورد:

(21)                              

درنتیجه شکل کلی مدلی عرضه مسکن را
می­توان در عبارات ریاضی زیر خلاصه نمود:

(22)            

که در آن (Ht) عرضه مسکن، (Pt) شاخص قیمت مسکن، (CRt) اعتبارات ساختمانی پرداختی به تولیدکنندگان، (GNPt) تولید ناخالص ملی، (Gt) مخارج ساختمانی دولت، (d1) شاخص بهای مصالح ساختمانی، (Prt) مجوز ساخت‌وساز و (Ut) نرخ شهرنشینی است.

قیمت مسکن

فولین (1979)، پنگ و ویتون[38] (1994)، بلکی (1999)، خلیلی عراقی و سایه موسوی (1379) بیان می­کنند که افزایش قیمت از طریق افزایش سطح دریافتی تولیدکننده و افزایش سود، انگیزه تولید و عرضه بیشتر را فراهم می­کند.

اعتبارات اعطایی ساختمانی به تولیدکنندگان

به عقیده خلیلی عراقی و سایه موسوی (1379) و دلال پورمحمدی (1379) به نقل از رفیعی اعطای اعتبارات و وام مسکونی به بخش خصوصی باعث افزایش ساخت مسکن می­شود.

محققان دیگری نرخ بهره را مؤثر بر عرضه مسکن می­دانند. نرخ بهره هزینه به‌کارگیری سرمایه توسط سازندگان است. افزایش نرخ واقعی بهره، ساخت مسکن را کاهش خواهد داد. به‌عبارت‌دیگر
می­توان گفت که افزایش نرخ بهره اعتبارات پرداختی به تولیدکننده با کاهش خالص سود، عرضه مسکن را کاهش می­دهد (بلکلی، 1999).

تولید ناخالص ملی

مسکن سهم زیادی از اقتصاد کلان را به خود اختصاص داده است. نظرات لیونگ (2004) بیانگر این مطلب است که نرخ رشد تولید ناخالص ملی بر قیمت مسکن تأثیرگذار است. همین‌طور دلال پورمحمدی (1379) به نقل از رفیعی، نرخ رشد تولید ناخالص ملی را عامل مؤثری بر عرضه مسکن
 می­داند.

مخارج دولت در فصل تأمین مسکن

تحت شرایطی که رشد درآمد خانوارها ناچیز یا حتی صفر است، دولت باید برای خانوارهای مذکور، محل سکونت فراهم کند. ازآنجاکه این طرح‌ها به‌خودی‌خود تأمین مالی نمی­شوند، دولت باید شکاف بین هزینه نهایی و ارزش نهایی طرح‌ها را عهده­دار شود. در دوره‌ی رکود اقتصادی تأکید سیاست‌های عمومی باید بیشتر به ساخت واحدهایی با اندازه­های کوچک‌تر باشد تا بدین‌وسیله امکان اسکان تعداد خانوارهای بیشتری فراهم گردد (فولین، لیم و ریناود[39]،1980).

شاخص قیمت نهاده­های ساختمانی

بلکلی (1999)، سمرویل[40] (1999) و خلیلی عراقی و سایه موسوی (1379) بیان می­کنند که افزایش قیمت نهاده‌های ساختمانی نظیر دستمزد کارگران و مصالح ساختمانی، با افزایش هزینه تولید ساختمان تأثیر منفی بر تولید دارند؛ البته اگر افزایش دستمزدها و قیمت مصالح از افزایش قیمت مسکن کمتر باشد، نمی­توان انتظار کاهش تولید را داشت. همین‌طور با فرض ثابت ماندن سایر شرایط افزایش قیمت نهاده­ها منجر به کاهش تولید خواهد شد.

پروانه­های ساختمانی صادرشده

ویژگی‌های محلی مانند محدودیت زمین قابل ساخت‌وساز، بر ساخت واحدهای مسکونی جدید اثرگذار است (بلکلی، 1999). دوکینز و نلسون[41] (2002) بیان می­کنند سیاست جلوگیری از توسعه محدوده شهر باعث می­شود قیمت زمین افزایش یابد، ولی سازندگان خانه همیشه به زمین با قیمت بالاتر واکنش نشان نمی­دهند. به‌عبارت‌دیگر آن‌ها با افزایش تراکم واحدهای مسکونی، کمبود زمین را جبران می‌کنند. بااین‌وجود اختصاص زمین‌های حومه شهر به تولید واحدهای مسکونی باعث افزایش عرضه مسکن می­شود.

با توجه به مطالب فوق می­توان گفت که عواملی مانند قیمت مسکن، میزان اعتبارات اختصاص‌یافته به بخش ساختمان و بهره آن، درآمد ملی، مخارج دولت در فصل تأمین مسکن، شاخص قیمت نهاده‌های ساختمانی از بعد اقتصادی و پروانه‌های ساختمانی صادرشده از بعد اجتماعی بر عرضه مسکن مؤثر هستند.

2-   روش تحقیق

-        ارائه الگو و برآوردها

با توجه به مطالعات انجام‌شده، معادلات اولیه عرضه و تقاضا به‌صورت زیر بسط داده می­شود:

(23) 

                                                                                                        

درنتیجه قیمت تعادلی برابر خواهد بود با:

                                             (24)

در این تحقیق برای تخمین مدل از برآوردگر حداقل مربعات معمولی استفاده می­شود و سپس
آزمون­های متفاوتی روی آن انجام می­گیرد. برای آزمون قابل‌اعتماد بودن نتایج و عدم وجود رگرسیون‌های کاذب از آزمون ایستایی دیکی- فولر[42]، دیکی– فولر تعمیم‌یافته[43]، آزمون فیلیپس- پرون[44] و روش انگل- گرنجر[45] استفاده خواهیم کرد.

متغیرهای به‌کاررفته در الگو، داده­های سالانه اقتصاد ایران طی دوره 1391-1350 است. علاوه بر متغیرهای فوق، از متغیر مجازی کاهش شدید قیمت نفت طی سال‌های 1364 تا 1366 در تخمین مدل استفاده‌شده است. دلیل انتخاب این متغیر این بوده است که کمبود مصالح ساختمانی به‌ویژه مصالح فلزی، قیمت این نهاده را در دوره کاهش شدید قیمت نفت به‌شدت افزایش داده است. پایین بودن واردات مصالح ساختمانی به علت حجیم بودن و ماهیت خاص این کالاها و کاهش شدید واردات مصالح ساختمانی از سال 1364 به دلیل سیاست‌های انقباضی دولت در خصوص تجارت خارجی به علت کاهش مخارج ارزی، به حدی بوده است که قیمت مصالح ساختمانی فلزی در دوره موردنظر، متوسط رشد سالانه 1/36 درصد داشته است. درحالی‌که این نرخ برای مصالح غیرفلزی 9/17 درصد در سال بوده است.

نماد متغیرها و تعریف آن‌ها به‌صورت زیر است:

 LP: لگاریتم شاخص قیمت مسکن به قیمت ثابت سال 1369

 LMg: لگاریتم نرخ شهرنشینی

 LRe: لگاریتم شاخص قیمت اجاره‌بهای واحدهای مسکونی به قیمت ثابت سال 1369

 LY: لگاریتم درآمد سرانه به قیمت ثابت سال 1369

 LCR: لگاریتم تسهیلات بانک مسکن به بخش مسکن به قیمت ثابت سال 1369

 LTh: لگاریتم مالیات بر مسکن به قیمت ثابت سال 1369

 LUN: لگاریتم نرخ بیکاری

 LGNP: لگاریتم تولید ناخالص ملی به قیمت ثابت سال 1369

 LG: لگاریتم کل هزینه­های دولت در فصل تأمین مسکن به قیمت ثابت سال 1369

 Ld: لگاریتم شاخص قیمت مصالح ساختمانی، به قیمت ثابت سال 1369

 LPr: لگاریتم تعداد پروانه­های ساختمانی صادره در کلیه مناطق شهری

 DUOil: متغیر مجازی کاهش شدید قیمت نفت طی سال‌های 1364-1366

3-                یافته های تحقیق

3-1-        بررسی ایستایی سری­ها

قبل از هر برآوردی، لازم است که متغیرها را ازنظر ایستایی مورد آزمون قرار دهیم. برای این کار از آزمون دیکی- فولر تعمیم‌یافته (ADF) استفاده نموده‌ایم. نتایج به‌دست‌آمده حاکی از این است که لگاریتم تمام متغیرها با یک‌بار تفاضل‌گیری ایستا می‌شوند.

اگر یک سری زمانی پایا باشد می­توان مدل را با روش حداقل مربعات برآورد کرد، در غیر این صورت‌مسئله هم­جمعی مطرح می‌شود. اگر سری‌ها دارای خاصیت هم­جمعی باشند، یعنی ترکیب خطی آن‌ها ایستا باشد نیز می­توانیم مدل را با استفاده از روش برآوردگر حداقل مربعات تخمین بزنیم.

درنتیجه برای دستیابی به نتایج قابل‌اعتماد در قالب رگرسیون‌های صحیح و به‌منظور مواجه نشدن با مشکل رگرسیون جعلی، به نظر می‌رسد علاوه بر انجام آزمون ایستایی، انجام آزمون هم‌جمعی نیز در مورد متغیرهای مدل، لازم است.

برای آزمون‌های هم­جمعی، روش‌های متعددی وجود دارد که روش انگل–گرنجر[46]، روش استوک- واتسن[47] و روش حداکثر درستنمایی یوهانسن[48] ازجمله این روش‌ها است.

نتایج آزمون انگل-گرنجر نشان می‌دهد که معادله قیمت مسکن در سطح ایستا بوده و بنابراین تخمین دچار رگرسیون کاذب نیست و آماره‌های آزمون F و t از اعتبار لازم برخوردار خواهند بود.

3-2-        نتایج تخمین معادله

نتایج تخمین معادله قیمت مسکن در جدول (1) آورده شده است.

جدول (1). نتایج تخمین معادله

احتمال

مقدار آماره

ضریب

متغیر

00/0

15/3

27/1

LMg

00/0

42/13

56/0

LRe

00/0

51/3

13/1

LY

05/0

05/2

05/0

LCR

00/0

91/2

12/0

LTh(-1)

02/0

48/2

08/0

LUN(-2)

00/0

15/3-

09/1-

LGNP

02/0

35/2-

04/0-

LG(-1)

00/0

91/10

41/0

Ld

03/0

30/2-

07/0-

LPr

02/0

47/2

10/0

Duoil

 

R-Squared:99/0

Adjusted R Squared:99/0

Durbin-Watson Stat:77/1

در معادله قیمت مسکن، ضرایب برآورده شده همگی متغیرها در سطح 95 درصد معنی­دار است، روابط به‌دست‌آمده از تخمین الگوی موردنظر، آزمون شد که نتایج حاصله نشان از ثبات پارامترهای مدل دارد.

انجام آزمون‌های ناهمسانی واریانس[49]، خودهمبستگی[50] و حذف متغیر اضافی نشان­دهنده این است که معادله قیمت مسکن، دارای واریانس همسان می­باشد و مشکل خودهمبستگی ندارد. علاوه بر آن متغیر مجازی استفاده‌شده در الگوی قیمت مسکن، اثر معنی­داری بر متغیر وابسته دارد.

3-3- نتایج حاصل از برآورد الگو

آنچه مطالعه حاضر را از سایر مطالعات انجام‌شده در ایران متمایز می­کند، در نظر گرفتن همزمان طرف عرضه و تقاضای مسکن برای تعیین قیمت مسکن است. درواقع علاوه بر بررسی تأثیر متغیرهای اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر قیمت مسکن به بررسی هرکدام از متغیرها در قالب سیاست­های دولت، قیمت نهاده‌های تولیدی و سایر عوامل، پرداخته‌شده است. به دلیل تعدد متغیرها از برآوردگر حداقل مربعات معمولی استفاده‌شده است.

نتایج حاصل از تخمین الگو به‌وسیله برآوردگر حداقل مربعات معمولی نشان­دهنده تأثیر مثبت متغیرهای لگاریتم نرخ شهرنشینی، نرخ اجاره‌بها، درآمد سرانه، اعتبارات تخصیص‌یافته به بخش مسکن، مالیات بر مسکن با یک وقفه، نرخ بیکاری با دو وقفه و شاخص قیمت مصالح ساختمانی بر قیمت مسکن شهری به‌عنوان متغیر وابسته است. علاوه بر این تأثیر متغیرهای تولید ناخالص ملی، مخارج دولت در فصل تأمین مسکن با یک وقفه و مجوزهای ساخت‌وساز بر متغیر وابسته (لگاریتم قیمت مسکن در نقاط شهری) منفی است و با اطمینان 95% فرضیه صفر مبنی بر عدم تأثیر این متغیرها بر روی متغیر وابسته پذیرفته نمی­شود.

به‌طورکلی می­توان گفت که تفاوت فرصت‌های اقتصادی مانند نرخ بیکاری در نقاط شهری و روستایی، با توجه به اینکه اکثر فعالیت‌های اقتصادی در شهرها وجود دارد، موجب گرایش جمعیت به سمت شهرها شده است. افزایش نامتناسب جمعیت شهری به‌ویژه در شهرهای بزرگ و متوسط همراه با افزایش نرخ بیکاری، با توجه به محدودیت عرضه و عدم واکنش سریع عرضه نسبت به تقاضا، موجب مازاد تقاضای مسکن می­شود. این امر افزایش تعداد مستأجران و اجاره‌بها را به همراه دارد. درنتیجه موجب افزایش قیمت مسکن در کلان‌شهرها شده و با توجه به مازاد تقاضای بالقوه نسبت به عرضه مسکن، این تورم محدود به کلان‌شهرها نمی­شود و قیمت واحدهای مسکونی در کل شهرها را افزایش خواهد داد. در یک شرایط رکودی، هجوم نقدینگی از سایر بخش‌های اقتصادی به بخش مسکن ازیک‌طرف، تقاضا را افزایش داده و از طرف دیگر عرضه چندان تغییری نمی­کند، لذا رابطه مستقیم نرخ بیکاری و قیمت مسکن شاید از این طریق قابل تفسیر باشد.

از طرفی دولت سیاست­هایی را در امر مسکن اتخاذ می­کند که شامل سیاست‌های پولی و مالی
است. به علت کافی نبودن اعتبارات تخصیص داده‌شده جهت ساخت و عدم تکمیل یک واحد مسکونی در همان دوره، افزایش قیمت مسکن را در پی خواهد داشت. به دلیل کافی نبودن منابع پولی، طول دوره ساخت افزایش می­یابد و منابعی مصرف می­شود اما عملاً عرضه­ای صورت نمی‌گیرد. این موضوع در مورد مخارج دولت در امر تأمین مسکن برای خانوارهای کم­درآمد و کارمندان نیز مصداق دارد. در شهرها اگرچه شلوغی وجود دارد اما سیستم مالیاتی، کالاهای عمومی بیشتری در اختیار افراد قرار داده است و همین امر موجب گرایش افراد به سمت کلان‌شهرها شده است. به عبارتی افزایش درآمد خانوار، موجب نقل‌مکان آن‌ها به مکان بهتر می­شود. این امر تقاضا را برای واحدهای مسکونی در شهرها افزایش خواهد داد.

بنابراین قیمت مسکن در درجه اول تحت تأثیر نرخ شهرنشینی، درآمد سرانه، نرخ اجاره‌بها و تولید ناخالص ملی، در درجه دوم تحت تأثیر هزینه ساخت است و درنهایت سیاست‌های پولی و مالی دولت نقش ناچیزی بر قیمت مسکن داشته­اند. ازنقطه‌نظر دیگر می­توان گفت که میزان تأثیرگذاری متغیرهای طرف تقاضا نسبت به‌طرف عرضه بیشتر بوده است.

در بین سیاست‌های دولت، مالیات بر مسکن، بیشترین نقش و مخارج دولت در فصل تأمین مسکن کمترین نقش را بر قیمت مسکن داشته است. بااین‌وجود از سیاست‌های مالی، مخارج دولت در فصل تأمین مسکن نسبت به مالیات بر مسکن تأثیر کمتری داشته است به‌این‌ترتیب مشاهده می­گردد که سیاست‌های مالی می­تواند به‌طور بالقوه تأثیر نسبتاً بیشتری نسبت به سیاست­های پولی بر بازار مسکن داشته باشد که به دلایل مختلف تاکنون استفاده مؤثری از آن در راستای مدیریت تقاضا در بخش مسکن نشده است.

4- نتیجه­گیری و پیشنهادها

در این پژوهش به بررسی عوامل اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر عرضه، تقاضا و قیمت مسکن طی دوره 1391-1350 برای اقتصاد ایران با استفاده از روش برآورد حداقل مربعات معمولی پرداخته‌شده است. همان‌طور که بیان شد دخالت در بازار مسکن به دو صورت امکان‌پذیر است، یکی با تعدیل متغیرهای طرف تقاضا که بیشترین تأثیر را بر قیمت مسکن داشته­اند و دیگری تقویت متغیرهای طرف عرضه که تأثیر چندانی بر بازار مسکن نداشته­اند. البته باید توجه داشت که به علت جوان بودن جمعیت و پایین بودن تقاضای مؤثر، افزایش قیمت مسکن به‌منظور افزایش تولید، به صلاح کشور نیست.

با توجه به اینکه در تابع قیمت مسکن، حساسیت قیمت مسکن به نرخ شهرنشینی، درآمد سرانه، نرخ اجاره‌بها و تولید ناخالص ملی نسبت به هزینه ساخت و سیاست‌های پولی و مالی دولت بیشتر است، درنتیجه توصیه می­شود به‌منظور کنترل تورم، با ایجاد فرصت‌های اقتصادی و ارائه کالاهای عمومی بیشتر در شهرهای کوچک و روستاها از مهاجرت بیشتر به سمت کلان‌شهرها جلوگیری به عمل آید. اعطای اعتبارات در شهرهای کوچک یک سیاست کاربردی در این زمینه می­تواند باشد. بررسی انجام‌شده نشانگر آن است که توزیع عادلانه‌تر مسکن بین خانوارها می‌تواند تا حدی ثبات را به این بازار برگردانده و سطح کارایی آن را افزایش دهد.

تأثیر کمتر متغیرهای طرف عرضه نسبت به‌طرف تقاضا نشان­دهنده کم­توجهی به متغیرهای طرف عرضه مسکن است. با توجه به تأثیر مهم تولید ناخالص ملی بر کاهش قیمت مسکن، پیشنهاد می‌شود شرایط فعالیت برای بخش خصوصی مانند تسهیل در اعطای مجوزهای ساخت‌وساز در شهرهای کوچک تسهیل گردد.

با توجه به تأثیر نسبتاً مهم قیمت مصالح ساختمانی بر قیمت مسکن، توصیه می‌شود از طریق کوچک‌سازی، انبوه­سازی و کاهش دوره ساخت، قیمت تمام‌شده مسکن کاهش داده شود.

با توجه به اینکه اعطای اعتبارات به افراد، تأثیر مثبت بر قیمت مسکن داشته است پس توصیه
 می­شود که این اعتبارات به انبوه­سازان با ملزم کردن آن‌ها برای ساخت واحد مسکونی برای خانوارهای کم­درآمد داده شود، یا اینکه مبلغ اعتبارات پرداختی افزایش یابد تا با کاهش دوره ساخت و تکمیل واحد مسکونی در همان سال، آثار تورمی افزایش اعتبارات به حداقل برسد.

با توجه به اینکه متغیر مالیات، تأثیر ناچیزی بر قیمت مسکن داشته است پس باید بپذیریم که توجه همه‌جانبه به سیاست مالیاتی نشده است. اگر بپذیریم که بخشی عمده نوسانات بازار مسکن ناشی از فعالیت‌های سوداگرانه است، آنگاه می­توان گفت که اعمال سیاست مالیاتی از قبیل مالیات ترجیحی می‌تواند با کاستن از سطح تقاضای سوداگرانه، بازار مسکن را از بی‌ثباتی نجات داده و کارایی آن را ارتقاء بخشد. یکی از این سیاست‌های پیشنهادی افزایش مالیات بر زمین­های رهاشده و خانه­های خالی از سکنه و ملزم کردن مالکان آن‌ها به ساخت و یا فروش زمین و اجاره یا فروش واحدهای مسکونی موردنظر است.



[1]. Leung

[2]. Brito and Pereira

[3]. Jud and Winkler

[4]. Organisation for Economic Co-operation and Development

[5]. Dynamic Ordinary Least Squares

[6]. Vector Auto Regressive

[7]. Poterba

[8]. Autoregressive Distributed lag

[9]. Vector Autoregressive

[10]. Wald Test

[11]. Egert and Leonard

[12]. Del Negro and Otrok

[13]. Davidoff

[14]. Ahearne et all.

[15]. Ludwing and Slok

[16]. Granger Causality Test

[17]. Tsatsaronis and Zhu

[18]. Leung

[19]. Muth

[20]. Follain

[21]. Reduced Form

[22]. Effective Demand

[23]. Follain and Jimenez

[24]. Roy's Identity

[25]. Log - Linear

[26] .Blackley

[27]. Kenny

[28]. Lee and Eng Ong

[29]. Gabriel, Mattey and Wascher

[30]. Benito

[31]. Aoki, Proudman and Vlieghe

[32]. Harter and Dreiman

[33]. Abraham and Hendershott

[34]. Somerville

[35]. Lee and Eng Ong

[36]. Kenny

[37]. Hotelling Lemma

[38]. Peng and Wheaton

2. Follain, Lim and Renaud

[40]. Somerville

[41]. Dawkins and Nelson

[42]. Dickey-Fuller

[43]. Augmented Dickey-Fuller

[44]. Phillips-Perron Test

[45]. Engle-Granger

[46]. Engel-Granger Procedure

[47]. Stock-Watson Procedure

[48]. Johanson Maximum Likelihood Procedure

[49]. Heteroskedasticity Test

[50]. Autocorrelation

اصلانی، پروانه؛ خسروی، تقوا. (1391). تحلیل عوامل مؤثر بر حباب قیمت مسکن در تهران. فصلنامه پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی، 20(61)، 132- 105.

جعفری صمیمی، احمد؛ علمی، زهرا و هادی زاده، آرش.  (1386). عوامل مؤثر بر تعیین رفتار شاخص قیمت مسکن در ایران. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی ایران، 9(32)، 53- 31.

حیدری، حسن؛ سوری، امیررضا. (1389). بررسی رابطه نرخ سود سپرده­های بانکی و قیمت مسکن در ایران. مجله تحقیقات اقتصادی، 45(3)، 92- 65.

خلیلی عراقی، سید منصور؛ مهرآرا، محسن و عظیمی، سیدرضا. (1391). بررسی عوامل مؤثر بر قیمت مسکن در ایران با استفاده از داده های ترکیبی. فصلنامه پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی، 20(63)، 50- 33.

خلیلی عراقی، منصور؛ موسوی، سایه. (1379). تابع عرضه مسکن در ایران. نشریه تحقیقات اقتصادی، 57، 29- 1.

دلال­پور محمدی، محمدرضا. (1379). برنامه‌ریزی مسکن. تهران: انتشارات سمت.

رفیعی کاونانی، خدیجه. (1380). تخمین تابع تقاضای مؤثر مسکن شهری و تعیین شکاف میان تقاضای مؤثر و بالقوه در مناطق شهری کشور. فصلنامه پژوهش و سیاست‌های اقتصادی، 9(19)، 114- 85.

رفیعی، خدیجه. (1383). ارزیابی میزان پوشش دهی تسهیلات اعطایی (وام مسکن) در هزینه ساخت‌وساز. مجله اقتصادی، 27 و 28، 7- 4.

سوری، امیررضا؛ حیدری، حسن و افضلی، حسین. (1391). بررسی رابطه متغیرهای طرف تقاضا و عرضه مؤثر بر بخش مسکن بر قیمت مسکن در ایران. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 12(1)، 140- 113.

صباغ کرمانی، مجید؛ احمدزاده، خالد و موسوی نیک، سیدهادی. (1387). عوامل تعیین‌کننده قیمت مسکن با رویکرد روابط علیتی در مدل تصحیح خطای برداری: مطالعه موردی تهران. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 10(2)، 293-267.

عباسی­نژاد، حسین؛ یاری، حمید. (1387). تأثیر شوک­های نفتی بر قیمت مسکن در ایران. فصلنامه
پژوهش­های اقتصادی
، 9(1)، 77- 59.

عسگری، علی؛ قادری، جعفر. (1381). مدل هدانیک تعیین قیمت مسکن در مناطق شهری ایران. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 3(4)، 73- 51.

قلی زاده، علی اکبر؛ ملاولی، طاهره. (1391). بررسی اثرات نقدینگی بر نوسان قیمت مسکن در کشورهای نفتی و غیرنفتی. فصلنامه پژوهش­ها و سیاست­های اقتصادی، 20(63)، 104- 83.

قلی­زاده، علی­اکبر؛ کمیاب، بهناز. (1387). بررسی اثر سیاست پولی بر حباب قیمت مسکن در دوره­های رونق و رکود در ایران. فصلنامه اقتصاد مقداری، 5(3)، 77- 49.

کیومرثی،  مسعود؛ کریمی، صمد. (1380). تحولات بخش ساختمان و مسکن کشور در سال 1379.
 مجله روند، 32 و 33،  149- 134.

مهرآرا، محسن؛ شهاب لواسانی، کیوان. (1391). آثار تکانه‌های نفتی و سیاست­های پولی بر رفتار چرخه­ای قیمت مسکن. فصلنامه تحقیقات مدل­سازی اقتصادی، 7، 26- 1.

Abrahan, J.M., & Hendershott, P.H. (1996). Bubbles in Metropolitan Housing Market. Journal of Housing Reseaarch, 7(2), 191-207.

Ahearne, A. G., Ammer, J., Doyle, B. M., Kole, L. S., & Martin, R. F. (2005). House Prices and Monetary Policy: A Cross-Country Study. International finance discussion papers, 841.

Aoki, K., Proudman, J., & Vlieghe, G. (2004). House Prices, Consumption, and Monetary Policy:A Finacial Accelerator Approach. Journal of Financial Intermediation, 1,1-22.

Balasubramanyan, L., & Coulson, E. (2013). Do House Prices Impact Business Starts?. Journal of Housing Economics, 22(1), 36-44.

Beltratti, A., & Morana, C. (2010). International House Prices and Macroeconomic Fluctuations. Journal of Banking & Finance34(3), 533-545.

Benito, A. (2006). The Down –Payment Constraint and UK HousingMarket: Does The Theory Fit The Facts? Journal of Housing Economics, 15(1), 1-20.

Blackley, D. (1999). The Long-run Elasticity of New Housing Supply in The United States. Journal of Real Estate Finance and Economics, 18(1), 25- 42.

Brito, P., & Alfredo M. P. (2002). Housing and Endogenous Long-Term Growth. Journal of Urban Economics, 51(2), 246-271.

Chi-man Hui, E., & Vivian Sze-mum, H .(2003). Does The Planning System Affect Housing Prices? Theory and with Evidence from Hong kong. Habitat International, 27(3), 339-359.

Davidoff, T. (2005). Income sorting: Measurement and Decomposition. Journal of Urban Economics, 58(2), 289-303.

Dawkins, C.J.,  & Nelson, A.C. (2002). Urban Containment Policies and Housing Prices: An Intenational Comparison with Implications for Future Research. Land Use Policy, 19(1),1-12.

Del Negro, M., & Otrok, C. (2007). 99 Luftballons: Monetary Policy and the House Price Boom Across US States. Journal of Monetary Economics, 54(7), 1962-1985.

Égert, B., & Leonard, C. S. (2008). Dutch Disease Scare in Kazakhstan: Is it Real?. Open Economies Review, 19(2), 147-165.

Follain, J.R., & Jimenez, E. (1985). The Demand for Housing Characteristics in Developing Countries. Urban Studies, 22(5), 421-432.

Follain, J., Lim, G., & Renaud, B.(1980). The Demand for Housing in Developing Countries: The Case of Korea. Journal of Urban Economics, 7(3), 315-336.

Follain, J. (1979). The Price Elasticity of the Long-Run Supply of New Housing Construction. Land Economics, 55(2), 190-199.

Gabriel, S., Mattey, J.P., & Wascher, W. (1999). House Price Differentials and Dynamics: Evidence from the Los Angeles and San Francisco Metropolitan Areas. Economic Review, 1,3-22.

Harter Dreiman, M. (2004). Drawing Inferences about Housing Supply Elasticity from House Price Responses to Income Shocks. Journal of Urban Economics, 55(2), 316-337.

Hu, H. T., & Black, B. (2007). Hedge Funds, Insiders, and the Decoupling of Economic and Voting Ownership: Empty Voting and Hidden (Morphable) Ownership. Journal of Corporate Finance, 13(2-3), 343-367.

Johnson, W. R. (2014). House Prices and Female Labor Force Participation. Journal of Urban Economics, 82, 1- 11.

Jud, D., & Daniel, W. (2002). The Dynamics of Metropolitian Housing Prices. The Journal of Real Estste Research, 23(1-2), 29-46.

Kenny, G. (1999). Modelling the Demand and Supply Sides of The Housing Market: Evidence from Ireland. Economic Modelling, 16(3), 389-409.

Lee, N.J ., & Eng Ong, S. (2005). Upward Mobility, House Price Volatility, and Housing Equity. Journal of Housing Economics, 14(2), 127-146.

Leung,  C. (2004). Macroeconomics and Housing: A Review of The Literature. Journal of Housing Economics, 13(4), 249-267.

Ludwig, A., & Slok, T. (2004). The Relationship Between Stock Prices, House Prices and Consumption in OECD Countries. The B.E. Journal of Macroeconomics, 4(1), 1- 28.

Nneji, O., Brooks, C., & Ward, C. W. (2013). House Price Dynamics and Their Reaction to Macroeconomic Changes. Economic Modelling, 32, 172-178.

Peng, R., &. Wheaton, W.C. (1994). Effects of Restrictive Land Supply on Housing in Hong Kong:An Econometric Analysis. Journal of Housing Research, 5(2), 263-291.

Price, S. (2008). Discussion of  House Prices, Money, Credit, and the Macroeconomy by Charles Goodhart and Boris Hofmann. Oxford Review of Economic Policy, 24(1), 206-209.

Shi, S., Jou, J. B., & Tripe, D. (2014). Can Interest Rates Really Control House Prices? Effectiveness and Implications for Macroprudential Policy. Journal of Banking & Finance, 47, 15- 28.

Somerville, C.T. (1999). Residential Construction Costs and the Supply of New Housing. Endogeneity and Bias in Construction Cost Indexes. Journal of  Real Estate Financeand Economics.18(1), 43- 62.

Tsatsaronis, K., & Zhu, H. (2004). What Drives Housing Price Dynamics: Cross-Country Evidence. Bis Quarterly Review, 3, 65-78.

Tse, C. B., Rodgers, T., & Niklewski, J. (2014). The 2007 Financial Crisis and the UK Residential Housing Market: Did the Relationship Between Interest Rates and House Prices Change?. Economic Modelling, 37, 518-530.