نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشیار اقتصاد، گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد، مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران
2 دانشجوی دکترا اقتصاد پولی، گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد، مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران
چکیده
کلیدواژهها
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The main purpose of this paper is to estimate and analyze the role of housing facility interest rates on the relationship between housing facilities and the housing price index in Iran. To do so, we verify the variables affecting housing prices and then by using the threshold regression technique presented by Hansen (1996, 2000), the threshold interest rate for housing facilities has been determined.
The results indicate that there is a non-linear and significant relationship between housing facilities and housing prices. Moreover, the threshold interest rate of housing facilities is estimated at 14.79%. That means, when the interest rate of the facility exceeds the estimated threshold rate, due to the increase in the cost of obtaining the facility, the demand for it has decreased.
کلیدواژهها [English]
مقدمه
بخش مسکن از مهمترین ارکان هر اقتصادی بوده است کـه با توجه به نقشداشتن در تولید ناخالص داخلی و همچنین سهمداشتن در تغییرات شاخصهای کلان اقتصادی همچون تورم، اشتغال و رشد اقتـصادی، در بعد خرد نیز بر سبد هزینهای خانوار نقش برجستهای دارد.
با توجه به جایگاه این بخش باید این نکته مدنظر قرار گیرد که رونق سریع و رشد شتابان قیمت بهدلیل تأثیر شدید آن بر افـزایش هزینـههـای خـانوار و نارضـایتی اجتمـاعی ناشی از آن و همچنین رکود این بازار بهدلیل تأثیر منفی بر سرمایهگذاری در این بخـش و کاهش رشد اقتصاد برای سیاستگذاران اقتصادی و دولتمردان پدیدهای ناخوشـایند است.
بنابراین، چنین اهمیتی باعث شده است رشد معقول و منطقی قیمت و سرمایهگذاری و افزایش عرضه مسکن
بهعنوان هدفی مطلـوب و سیاسـتی قابـل تعقیب در نظر گرفته شود.
سیاستگذاران پولی به بازار مسکن برای دستیابی به دو هدف ثبـات قیمـت و کاهش سـطح بیکاری توجه ویژه داشتهاند؛ زیرا ادعا میشود سیاسـت پـولی انبـساطی کـه توسط فدرال رزرو آمریکا در سالهای ابتدایی قرن بیست و یک انجام شده، در ایجاد حباب قیمت مسکن مـؤثر بوده است. طرفداران این دیدگاه نقش چشمگیری برای سیاست پولی در جلوگیری از ایجاد حبـابهـا در قیمـت مسکن و سایر داراییها در نظر میگیرند؛ در مقابل، عدهای مخالف بودهاند و معتقدند سیاست پولی دلیل اصلی حبـاب قیمـت مـسکن و ابـزار مناسـب برای کنترل افزایش قیمت مسکن نیست.
همچنین، از دید دولتیها این بخش شایان توجه بوده است؛ زیرا اسـتمرار چـالش مـسکن عـلاوه بـر معضلات اقتـصادی بـر گـسترش نارضـایتیهـای اجتمـاعی و سیاسی نیـز تأثیرگـذار اسـت و تعـداد چشمگیری از خانوارهای شهری برای تأمین هزینه اجاره مسکن مجبورند از بسیاری از هزینههای ضروری خود مانند آموزش، بهداشت، تغذیه و ... صرفنظر کنند که خروجی آن کاهش تـوان جسمی و ذهنی جمعیت و درنتیجه محدودیت رشد اقتصادی بهخصوص در کشورهای درحال توسعه است.
گفتنی است در دهههای گذشته بحث اثرات نامتقارن سیاستهای پولی از سوی اقتصاددانان مکتب کینزیهای جدید وارد ادبیات اقتصادی شده است؛ بهطوریکه وجود اثرات نامتقارن سیاستهای پولی، لزوم دقت در وضع و اعمال سیاستگذاریها را در هر اقتصادی دوچندان میکند؛ زیرا ممکن است بدون توجه به آثار نامتقارن سیاست پولی که میتواند ناشی از اندازه و جهت تکانه پولی یا شرایط حاکم بر اقتصاد در زمان اعمال سیاست باشد، اهداف مدنظر محقق نشوند؛ درنتیجه برای افزایش کارایی سیاستهای پولی لازم است مقامات پولی اطلاعات کافی در خصوص میزان اثر، کانالهای اثرگذاری، مدت زمان لازم برای شروع اثرگذاری، ماندگاری اثر و زمان به اوج رسیدن اثر سیاستهای پولی در شرایط مختلف اقتصادی داشته باشند (Walsh, 2010: 271-275).
با توجه به اهمیت بخش مسکن در اقتصاد ایران، در این مقاله ضمن بررسی و معرفی متغیرهای مؤثر بر قیمت مسکن تلاش شده است با تأکید بر نقش تسهیلات اعطایی بر این بخش و اثر آن بر قیمت مسکن، به دنبال پاسخ به این سؤالات باشیم: آیا تسهیلات اعطایی به بخش مسکن بر قیمت مسکن مؤثر می باشد. آیا متغیر دیگری مانند نرخ بهره تسهیلات بر رابطه بین تسهیلات اعطایی به بخش مسکن و قیمت مسکن مؤثر است. آستانه نرخ بهره تسهیلات مسکن چند درصد است. آیا تسهیلات بخش مسکن، رابطه غیرخطی با قیمت مسکن دارد و درنهایت اینکه رفتار متغیر تسهیلات تحت رژیمهای بالا و پایین نرخ بهره آستانهای به چه صورت است.
مبانی نظری
مسکن یکی از مهمترین بخشهای توسعه در یک کشور است؛ بهطوریکه با ابعاد وسیع اقتصادی، اجتماعی، فرهنگی، زیستمحیطی خود، اثرات گستردهای در ارائه ویژگیهای جامعه میگذارد. اهمیت اقتصادی و اجتماعی مسکن، آن را در کانون توجهات عمومی قرار داده است و در زمینة اشتغالزایی ارتباط آن با بسیاری از بخشهای دیگر اقتصادی، بهعنوان ابزاری مناسب برای تحقق سیاستهای اقتصادی تلقی میشود. گفتنی است مسکن ازجمله مسائلی است که انسان همواره با آن دست به گریبان بوده و به دنبال رفع این مسئله و همچنین یافتن پاسخی مناسب برای آن بوده است (ساسانپور و همکاران، 1398: 31).
برای بررسی قیمت مسکن، یک رویکرد، مطالعه و تحلیل عوامل مؤثر بر عملکرد عرضهکنندگان و متقاضیان است. تقاضای مسکن دو نوع مصرفی و دارایی است (خلیلیعراقی و همکاران، 1391: 43).
تقاضای مصرفی مسکن برای متقاضیان بهمنظور تأمین سرپناه بوده که تابع قیمت و درآمد است. کشش قیمت تقاضا بهدلیل اینکه همواره وجود دارد بسیار پایین بوده است و این احتمال وجود دارد که با توجه به تغییر قیمت خانه و درآمد متقاضیان، موجب تغییر در نوع مسکن مورد تقاضای خانوارها خواهد شد (ایزدخواستی و همکاران، 1398: 55-54).
بین درآمد و قیمت مسکن، نرخ تعادل بلندمدت وجود دارد. این فرضیه براساس نظریه درآمد دائمی استدلال میکند در هر دوره خاص، مصرف مسکن تابع ثابت و پایدار از درآمد متوسط طی چرخه فعلی است؛ ازاینرو این نظریه، نوسانات قیمت مسکن را به خوبی اثبات نمیکند. این موضوع میتواند به این دلیل باشد که مسکن، یک کالای چندبعدی است و هم بهعنوان کالای صرفاً بادوام و مصرفی و هم بهعنوان دارایی برای سرمایهگذاری و حفظ ارزش پول و قدرت خرید شایان توجه قرار میگیرد (Chen & et al, 2007: 249).
بخش مسکن متأثر از تورم است. هزینه ساخت یک واحد مسکن برای سازندگان در شرایط تورمی، به دو دلیل افزایش مییابد. یکی اینکه کارگران ساختمانی با لحاظکردن تورم واقعی و انتظارات تورمی، تقاضای دستمزد بالاتری میکنند و دیگری نیز افزایش قیمت مصالح ساختمانی است. از دید تئوریک و با قبول ثبات سایر شرایط مؤثر، بهدلیل اینکه مسکن یک کالای نرمال است، با افزایش درآمد سرانه خانوار، تقاضا برای مسکن افزایش خواهد یافت که چند دلیل دارد: نخست، تمایل خانوارها به صاحبخانهشدن با افزایش درآمد بهویژه در کلانشهرها افزایش مییابد که قیمت نسبی اجاره مسکن در آنها بالا است. این بخش افزایش تقاضای مسکن، معطوف به تقاضای مصرفی مسکن است. با توجه به اینکه با افزایش درآمد، میل نهایی به پسانداز افزایش مییابد، میتوان انتظار داشت با افزایش پسانداز تمایل خانوارها به سرمایهگذاری نیز افزایش یابد (جعفریصمیمی و همکاران، 1386: 27-26).
علاوه بر درآمد و قیمت، هزینههای معاملاتی، سیاستهای پولی، ترجیحات، تسهیلات پرداختی برای خرید از سوی بانکها و مؤسسات مالی و تحولات جمعیتی بر تقاضای مسکن مؤثر هستند.
تقاضا برای مسکن بهعنوان یک دارایی زمانی شکل میگیرد که در مقایسه با سایر داراییها خرید مسکن سوددهی بیشتری داشته باشد. سوددهی در بازارها وقتی شکل میگیرد که سوداگران پیشبینی داشته باشند حباب در بازار مسکن شکل خواهد گرفت و قیمت بازاری مسکن از قیمت بنیادی آن بیشتر خواهد شد. میزان این نوع تقاضا که با هدف سرمایهگذاری است، با انحراف از قیمتهای بنیادی رابطه مستقیمی دارد (Chien, 2010: 83).
سیاست پولی و قیمت مسکن
سیاست پولی به سیاستی گفته میشود که توسط مقام پولی با استفاده از ابزارهای کنترل کمی مانند عملیات بازار باز، نرخ تنزیل مجدد و نرخ ذخایر قانونی و همچنین ابزارهای کنترل کیفی همچون تخصیص و سهمیهبندی اعتبارات بین بخشهای اقتصادی با هدف کنترل نقدینگی اعمال میشود (فطرس و همکاران، 1394: 79).
بانک مرکزی تلاش میکند با تغییر در ساختار و میزان نرخ بهره و ازطریق کنترل یا تغییر حجم پول یا سایر شرایط تسهیلات مالی و اعطای اعتبار به اهداف اقتصادی مدنظر و پیشبینیشده برسد (قلیزاده و کامیاب، 1387: 64).
اسمال و دیجاگر (2001) سه کانال را معرفی کردند که ازطریق آنها سیاستهای پولی بر تقاضای کل اثر میگذارند که عبارتاند از کانال نرخ بهره، کانال قیمت دارایی و کانال اعتبار. میشکین (2004) نیز بیان میکند نرخ بهره، نرخ ارز، ثروت، کانال ترازنامه و وامدهی بانکها سازوکارهای انتقال اثرات سیاستهای پولی به بخشهای مختلف اقتصادیاند. اقتصاددانان کینزی معتقدند نرخ بهره نقش اساسی در انتقال سیاست پولی ایفا میکند. این انتقال از سه طریق مخارج سرمایهگذاری، مخارج مصرفی کالاهای بادوام و حساب سرمایه امکانپذیر است. پرداختهای بهره بخش عمدهای از هزینه خرید مسکن را تشکیل میدهند؛ بنابراین، تقاضای مسکن و درنتیجه قیمت آن با نرخ بهره رابطه معکوس دارد. همچنین مبلغی که یک شخص مایل و قادر است برای مسکن هزینه کند، بهطور مستقیم با قابلیت پرداخت اولیه بهره ارتباط دارد (البورن، 2008) و با توجه به اینکه خانوارها با درآمد جاری نسبت به آنچه میتوانند قرض کنند محدودند، نرخ بهره جاری از عوامل تعیینکنندة تقاضا برای مسکن و درنتیجه قیمت مسکن است. براساس این، تقاضا برای مسکن با نرخ بهره ارتباط منفی دارد؛ زیرا نخست، هزینه بهره بخش عمدهای از هزینه خرید مسکن را تشکیل میدهد؛ دوم، قابلیت پرداخت اولیه بهره توسط متقاضی بهطور مستقیم با قیمت مسکن ارتباط دارد.
همانطور که اشاره شد، بخش مسکن تأثیرگرفته از
سیاستهای پولی است؛ زیرا مسکن و سرپناه همانند سـایر دارایـیهـا به بازدهی مکتسبه توسط سایر داراییهای مالی نظیر اوراق بهادار و ... حساس است. اگـر بـازدهی اوراق قرضـه افزایش یابد (با افزایش نرخ بهره)، دارنـدگان دارایـی بخـشی از سبد دارایی خـود را بـه اوراق قرضـه تبـدیل میکنند و از سایر اموال مانند خانه و مسکن دوری خواهند کرد. این موضوع موجب میشود وقتی بازدهی ناشی از حفظ سایر داراییها با مدنظر قراردادن ریـسکهـای گوناگون و متعدد برابـر مـیشـود، قیمـت مـسکن کاهش یابد. دوم، تقاضا برای مسکن با نرخهای بهره ارتباط معکوس داشته است؛ زیرا پرداختیها برای بهره و سود، بخـش عمـدهای از هزینه خرید خانه را مشمول میشود. سوم، مبلغی که متقاضی توانایی و تمایل دارد برای تأمین مـسکن صرف کنـد، بهطورمستقیم با قابلیت پرداخت بهـره مرتبط است (البـورن، 2008(. بنا به نظر روزن، متقاضیان با توجه به درآمد جاری خود نسبت به توانایی قرضکردن با محدودیت مواجهاند. به مرور که دستمزد حقیقی افزایش مییابد و تورم علت کاهش ارزش واقعی بدهی میشـود، فـشار ناشـی از پرداخـت بهـره کاهش مییابد. از مهمترین عوامل تعیینکننـدة قیمـت مـسکن، نرخ بهره فعلی است (بهشتی و محسنی زنوزی، 1389: 203-199).
در این خصوص میتوان به مطالعات اشنایدر و وال[1] (2022)، کامینگ[2] (2022)، روزنبرگ[3] (2019)، بانتی و فیلاکتیس[4] (2019)، فانک، کرکبی و میهایلووسکی[5] (2018)، بائویر[6] (2017)، خوشهگل و افشاری (1399)، احمدی و همکاران (1399)، عابدینی و همکاران (1395)، قادری و ایزدی (1395)، قلیزاده و ملاولی (1391) و مهرآرا و شهاب لواسانی (1391) اشاره کرد.
آثار نرخ بهره بر عرضه مسکن
با توجـه بـه اینکه خانهسازها، ساختمانها را نسبتاً سریع میسازند، نرخ بهره هزینه تأمین مالی ساخت مسکن نرخ بهره کوتاهمدت است. نرخهای بهره کوتاهمدت بالاتر هزینه ساخت مسکن را افـزایش و سرمایهگذاری در فعالیتهای ساختوساز مسکن جدید را کاهش میدهند. مطالعه مک کارتی و پیچ (2002) تأیید میکنند که چرا نرخهای بهره کوتاهمدت آثـار مهمـی بـر سـاختوسـاز مـسکن دارنـد. کاهش در عرضه مسکن نیز میتواند به افزایش قیمت آن منجر شود (Mishkin, 2007: 73-79). در این خصوص میتوان به مطالعات کارپستام و یوهانسون[7] (2019)، سوئستاس[8] (2017)، احمدی و همکاران (1399)، قادری و ایزدی (1395)، خلیلیعراقی، مهرآرا و عظیمی (1391)، مهرآرا و شهاب لواسانی (1391) و سوری، حیدری و افضلی (1391) اشاره کرد.
آثار اعتبارات بخش مسکن بر تقاضای مسکن
تسهیلات دریافتی مسکن توسط متقاضیان از دو کانال بالقوه، ازطریـق اثر بـر تقاضا کار میکنند. کانال اول بیان میکند هم نرخ بهره اسمی و هم واقعی میتوانند بر تقاضا برای خرید خانه تأثیر بگذارند. نـرخهـای اسـمی بـالاتر، حتی اگر نرخ واقعی بدون تغییر باقی بماند، تفاوت بین مخارج و درآمد را کاهش میدهند. این کاهش موجب میشود تقاضـا بـرای مـسکن با کاهش روبهرو شود؛ زیرا جریان پرداخت بهره بهدلیل نرخ تورم انتظاری بالاتر به زمان حال منتقل میشود. مقدار مبلغ رهنی که متقاضیان در قبال تسهیلات میتوانند تهیه کنند با کاهش جریان پول نقد کاهش مییابد؛ بنابراین، اندازه مسکنی کـه آنهـا میتوانند تقاضا کنند کاهش مییابد. در چـارچوب دیدگاه نئوکلاسـیکی، فقط نرخ بهره در بلندمدت میتواند بر تقاضای مسکن مؤثر باشد و اهمیتی ندارد خانوارها با نرخ ثابت یا متغیر رهن روبهرو باشند؛ زیرا هزینه مربوط به استفاده از سرمایه همچنان نـرخ بهـره بلنـدمـدت است (پول، 1972؛ کیرل 1979). کانال دوم بیان میکند اگر خانوارها فشار وام را کنترل کنند در ایـن صـورت اهمیت دارد که آنها با نرخ متغیر رهن مواجه باشند. به دنبال آن، تغییر در نرخ بهـره کوتـاهمـدت توانایی آن را دارد که بر تقاضا برای مسکن تأثیر بگذارد. اگر قسم اعظم خانوارها با نرخ متغیـر، مسکن مهیا کنند در این صورت افزایش در نرخهای کوتاهمدت بهره میتواند بهصورت معناداری بر تقاضا برای مسکن تأثیر بگذارد. با توجه بـه اینکـه نرخهای متغیر رهن تمایل دارند با نرخ کوتاهمدت حرکت کنند، سیاستگذاران پولی برای اثربخشی از نـرخ متغیر بهره بهعنوان ابزار سیاستی بهره میبرند. پس در اقتصادهایی واکنش به تغییرات سیاست پولی بیشتر است که نـسبت بیـشتری از متقاضیان از نرخ متغیر رهن استفاده میکنند (Mishkin, 2007: 73-79).
بیشتر تحقیقات در مدلسازی قیمت مسکن در چارچوب خطی انجام شدهاند؛ اما متغیرهای کلان اقتصادی بسیاری بهویژه در سیکلهای تجاری، خواص غیرخطی دارند. چنانچه قیمت مسکن با افزایش فعالیتهای اقتصادی به همان اندازه کاهش نیابد، این رابطه غیرخطی را میتوان در تفکیک اثرات مثبت و منفی عوامل مؤثر بر قیمت مسکن نشان داد. این احتمال وجود دارد که مدلهای خطی قادر نیستند برای تعیین عوامل اثرگذار بر قیمت مسکن مؤثر باشند و به شواهد و نتایج گمراهکنندهای منجر میشوند. نکته دیگر آن است که پاسخ بازار مسکن به شوکهای مثبت این عوامل از پاسخ به شوکهای منفی متفاوت است (خیابانی و شجری، 1399: 11).
در این خصوص میتوان به مطالعات آیبرک و اوندر[9] (2022)، ملک و همکاران (1399)، عابدینی و همکاران (1395)، قادری و ایزدی (1395) و سوری، حیدری و افضلی (1391) اشاره کرد.
روش تحقیق
همانطور که اشاره شد و با توجه به مبانی نظری ارائهشده در مطالعه کاترکیلیدیس و تراچناس (2012)، متغیرهای مختلفی بر قیمت مسکن مؤثرند که با افزایش این متغیرها ممکن است قیمت مسکن به همان اندازه افزایش یابد؛ اما با کاهش آنها ضرورتاً قیمت مسکن به همان اندازه کاهش نخواهد یافت و این همان بحث اثرات نامتقارن است که در این مقاله تلاش شده با استفاده از مدل رگرسیون آستانهای، اثرات نامتقارن تسهیلات اعطایی به این بخش بر قیمت مسکن در اقتصاد ایران با توجه به نرخهای سود متفاوت تسهیلات بخش مسکن بررسی شود تا بتوان آستانهای از نرخ سود تسهیلات مذکور را محاسبه کرد، بهگونهایکه در این نرخ سود آثار تسهیلات بر قیمت مسکن نامتقارن باشد.
در این تحقیق با استفاده از روش رگرسیون آستانهای که یک روش غیرخطی است، فرضیه غیرخطیبودن ارتباط تسهیلات اعطایی به بخش مسکن و قیمت مسکن آزمون شده است. برای این منظور، از دادههای سری زمانی در دوره 1399-1370 استفاده شده است.
مدل آستانهای نوعی از مدلهای غیرخطی محسوب
میشود که چندآستانهای )نقطه شکست( را برآورد میکند؛ برای مثال، منحنی لافر یک منحنی یک آستانه است. به عبارت دیگر، در منحنی لافر یک نرخ مالیاتی وجود دارد که درآمدهای مالیاتی را بیشینه میکند و قبل و بعد از این نرخ، نحوه اثرگذاری نرخ مالیات بر درآمدهای مالیاتی کاملاً متفاوت است. تا قبل از این نرخ آستانه ای با افزایش نرخ مالیات، درآمدهای مالیاتی افزایش مییابند؛ اما پس از عبور از این نرخ آستانهای با افزایش نرخ مالیات، درآمدهای مالیاتی کاهش مییابند. با استفاده از روش رگرسیون آستانهای میتوان اینچنین مدلها و میزان آستانهای را برآورد کرد. درواقع، این مدل بخشی از مدلهای مشهور رژیم چرخشی است که شامل دو رژیم است.
یک مدل رگرسیونی مانند yi=β’xi+ei را در نظر بگیرید؛ در رویکرد رگرسیون آستانهای، پارامتر مدل تابعی از وضعیت رژیمی است که در آن قرار دارد. در این تحقیق، پارامتری که نشاندهندة اثر تسهیلات اعطایی به بخش مسکن بر قیمت مسکن بوده، در دو رژیم نرخهای بالا و پایین بهره تسهیلات بخش مسکن متفاوت است. به عبارت دیگر مدل رگرسیونی به دو مدل زیر تجزیه میشود:
qi =<ɳ yi=Ɵ’1xi+ei
yi =Ɵ’2xi+ei
که در آن، qi متغیر آستانه مدل و در اینجا، نرخ بهره تسهیلات بخش مسکن است که در آن برای تفکیک نمونه به دو گروه استفاده میشود و میتوان آن را رژیم نرخ بهره بالا و پایین نامید. متغیر تصادفی ei جمله اخلال رگرسیون است (هانسن 1996 و 2003).
نمونه مشاهدهشده شامل {yi , xi , qi} که در آن، yi و qi بهترتیب متغیر وابسته و متغیر آستانهای هستند و xi برداری از متغیرهای توضیحی اثرگذار بر متغیر وابسته است. متغیر آستانهای qi ممکن است عضوی از xi باشد یا نباشد. برای نوشتن مدل بهصورت یک معادله، میتوان متغیر مجازی را بهصورت{qi=<yi}di(ʒ)= تعریف کرد (هانسن 1996 و 2003).
yi =Ɵ’xi+ ʒ’ xi(£i)+ei
معادله 3 اجازه میدهد تمامی پارامترهای رگرسیون بین رژیمها عوض شوند. پارامترهای رگرسیون Ɵ، £ و ʒ هستند:
Sn (Ɵ , £ , ʒ)= e’e=(y- Ɵ’x+ ʒ’ xi(£))’ (y- Ɵ’x+ ʒ’ xi(£))
با حداقلکردن مجموع مربع خطاها، برآوردگرهای Ɵ، £ و ʒ در معادله 5 به دست خواهند آمد. تابع مجموع مربعات خطاها بهصورت زیر است:
Sn (ʒ) = Sn(Ɵ(ʒ) , £(ʒ) , ʒ)=Y’Y-Y’X(X’X)-1X’Y
ʒ مقداری است که Sn(ʒ) را مینیمم میکند. بهدلیل اینکه Sn(ʒ) کمتر از n مقدار مجزا را میگیرد، ʒ میتواند بهصورت منحصربهفرد زیر تعریف شود (هانسن 1996 و 2003).
ʒ= arg min Sn (ʒ)
آستانهای که متناظر با کمترین میزان مربع خطاهاست بهعنوان آستانه بهینه انتخاب میشود.
معرفی مدل و متغیرها
معرفی متغیرهای استفادهشده در مدل:
جدول 1- معرفی متغیرهای استفادهشده در تحقیق
|
تعریف متغیر |
نماد |
|
شاخص قیمت مسکن |
Hpi |
|
نرخ بهره تسهیلات اعطایی به بخش مسکن |
Ir |
|
تسهیلات اعطایی به بخش مسکن |
Loan |
|
شاخص قیمت کالا و خدمات مصرفی |
Cpi |
|
تعداد پروانه صادره ساخت مسکن |
Certificate |
|
زیربنای ساختمانهای ساختهشده |
Area |
|
ارزش افزوده بخش مسکن |
Vah |
|
تعریف گسترده پول |
M2 |
|
متغیر دامی برای سالهای دارای نوسان شدید قیمت |
Dum |
با توجه به مطالب نظری ارائهشده، نرخ بهره تسهیلات بخش مسکن در میزان تقاضا برای اخذ تسهیلات و قیمت تمامشده مسکن مؤثر بوده و به همین دلیل بهعنوان متغیر آستانهای در نظر گرفته شده است. شاخص قیمت مصرفکننده که به نوعی بیانکنندة تورم در اقتصاد نیز هست، میتواند بهعنوان محرک قیمت مسکن عمل کند. تعداد پروانههای صادرشده و زیربنای مسکنهای موجود نیز بیانکنندة موجودی و میزان عرضه مسکن در کشور است.
برآورد مدل خطی
نتایج برآورد خطی مدل برای بازه زمانی دوره تحقیق به روش حداقل مربعات معمولی در جدول 2 ارائه شدهاند:
جدول 2- نتایج برآورد مدل خطی
|
HPI = C(1)*IR + C(2)*LOAN + C(3)*CPI + C(4)*M2 + C(5)*CERTIFICATE + C(6)*AREA + C(7)*VAH + C(8)*DUM |
||||
|
Prob |
t-Static |
Std. Error |
Coefficient |
Variable |
|
00039/0 |
38/4- |
68/1 |
59/1- |
C(1) |
|
0000/0 |
40/5 |
62/1 |
66/8 |
C(2) |
|
0000/0 |
60/29 |
05/0 |
91/1 |
C(3) |
|
0091/0 |
11/2- |
45/6 |
01/3- |
C(4) |
|
0003/0 |
62/4- |
33/6 |
82/33- |
C(5) |
|
0419/0 |
16/2 |
82/6 |
06/15- |
C(6) |
|
0068/0 |
03/3 |
08/1 |
01/25 |
C(7) |
|
05624/0 |
35/2 |
81/0 |
49/2 |
C(8) |
|
R- squared =0/9967 Durbin-Watson stat = 04/2 |
||||
نمودار 1- نتایج حاصل از جدول
با افزایش یک درصدی نرخ بهره تسهیلات، شاخص قیمت مسکن 59/1 واحد کاهش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده است و از لحاظ نظری با افزایش نرخ بهره تسهیلات و به تبع آن افزایش هزینه دریافت تسهیلات برای متقاضیان، تمایل و توانایی متقاضیان، کاهش و درنتیجه شاخص قیمت مسکن نیز کاهش مییابد.
با افزایش یک درصدی تسهیلات اعطایی به بخش مسکن، شاخص قیمت مسکن 66/8 واحد افزایش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده است و از لحاظ نظری با افزایش تسهیلات، تقاضا برای خرید مسکن، افزایش و به تبع آن شاخص قیمت مسکن نیز افزایش مییابد.
با افزایش یک واحدی شاخص کالا و خدمات مصرفی، شاخص قیمت مسکن 91/1 واحد افزایش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار است.
با افزایش یک درصدی تعریف گسترده پول، شاخص قیمت مسکن 01/3 واحد کاهش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده و از لحاظ نظری افزایش حجم پول و نقدینگی باعث شده است این افزایش یا صرف کالاهای مصرفی بیدوام شود یا در صورت افزایش بیشازحد آن به سمت بازارهای موازی مسکن ازجمله ارز، طلا و ... با هدف حفظ و افزایش دارایی حرکت کند.
با افزایش یک درصدی پروانههای مسکونی صادرشده، شاخص قیمت مسکن 82/33 واحد کاهش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده است و از لحاظ نظری یعنی با افزایش عرضه مسکن به دنبال آن شاخص قیمت مسکن کاهش مییابد.
با افزایش یک درصدی مساحت زیربنای ساختمانهای ساختهشده، شاخص قیمت مسکن 06/15 واحد افزایش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده است و لحاظ نظری یعنی با افزایش متراژ زیربنا و به دنبال آن افزایش مبلغ هر واحد مسکونی موجب افزایش شاخص قیمت مسکن میشود.
با افزایش یک درصدی ارزش افزوده بخش مسکن، شاخص قیمت مسکن 01/27 واحد افزایش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار است.
همچنین شوکهای واردشده به بخش مسکن که توسط متغیر مجازی در مدل گنجانده شدهاند، اثر مثبت و معنیدار بر شاخص قیمت مسکن دارند.
جدول 3- نتایج آزمون تشخیصی مدل خطی
|
احتمال |
آماره |
آزمون |
|
F(18و1)=6101/0 |
295/0 |
آزمون رمزی |
|
F(17و2)=5967/0 |
4127/0 |
LM آزمون خودهمبستگی |
|
F(18و8)=7444/0 |
6627/0 |
آزمون واریانس ناهمسانی Breusch-Pagan-Godfrey |
در جدول 3 نیز نتایج آزمونهای تشخیصی ارائه شدهاند؛ واضح است مدل خطی برآوردی مشکل واریانس ناهمسانی و خودهمبستگی بین جملات اخلال را ندارد. همچنین با توجه به نتایج آزمون رمزی فرم تبعی مدل به درستی انتخاب شده است.
برآورد مدل آستانهای
جدول 4- نتایج برآورد مدل آستانهای
|
HPI = (IR<14.79)*C(1)*LOAN + (IR>=14.79)*C(2)*LOAN + C(3)*CPI + C(4)*CERTIFICATE + C(5)*AREA + C(6)*VAH + C(7)*M2 + C(8)*DUM |
||||
|
Prob |
t-Static |
Std. Error |
Coefficient |
Variable |
|
0000/0 |
19/7 |
95/1 |
31/10 |
C(1) |
|
0000/0 |
99/6 |
67/1 |
83/11 |
C(2) |
|
0000/0 |
62/27 |
03/1 |
19/1 |
C(3) |
|
0000/0 |
69/7- |
83/9 |
86/41- |
C(4) |
|
095/0 |
18/4 |
01/7 |
01/20 |
C(5) |
|
0000/0 |
66/3 |
27/4 |
80/24 |
C(6) |
|
0000/0 |
01/3- |
66/1 |
91/3- |
C(7) |
|
0004/0 |
74/3 |
73/2 |
60/3 |
C(8) |
|
R- squared =0/9967 Durbin-Watson stat = 27/2 |
||||
نمودار 2- نتایج حاصل از جدول 4
برآورد مدل غیرخطی که با روش رگرسیون آستانهای انجام شده، نرخ بهره آستانهای را 79/14 درصد نشان داده است؛ یعنی در رژیم پایین نرخ بهره، افزایش یک درصدی تسهیلات اعطایی به بخش مسکن موجب افزایش شاخص قیمت مسکن به میزان 83/11 واحد شده است و در رژیم بالای نرخ بهره، افزایش یک درصدی آن موجب افزایش 31/10 واحدی شاخص قیمت مسکن خواهد شد که تأییدکنندة رابطه غیرخطی بین تسهیلات و شاخص قیمت مسکن است؛ بهطوریکه افزایش مکرر نرخ بهره موجب افزایش هزینه اخذ تسهیلات برای متقاضیان میشود، تمایل آنها برای دریافت وام، کاهش و درنتیجه تقاضا برای خرید مسکن کاهش مییابد. این امر موجب میشود تسهیلات اثر محدودتری بر شاخص قیمت مسکن به جای گذارد.
با افزایش یک واحدی شاخص کالا و خدمات مصرفی، شاخص قیمت مسکن 19/1 واحد افزایش می یابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار است.
با افزایش یک درصدی تعریف گسترده پول، شاخص قیمت مسکن 91/3 واحد کاهش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده و از لحاظ نظری افزایش حجم پول و نقدینگی باعث شده است این افزایش یا صرف کالاهای مصرفی بیدوام شود یا در صورت افزایش بیشازحد آن به سمت بازارهای موازی مسکن ازجمله ارز، طلا و ... با هدف حفظ و افزایش دارایی حرکت کند.
با افزایش یک درصدی پروانههای مسکونی صادرشده، شاخص قیمت مسکن 86/41 واحد کاهش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده است و از لحاظ نظری یعنی با افزایش عرضه مسکن به دنبال آن شاخص قیمت مسکن کاهش مییابد.
با افزایش یک درصدی مساحت زیربنای ساختمانهای ساختهشده، شاخص قیمت مسکن 01/20 واحد افزایش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده است و از لحاظ نظری یعنی با افزایش متراژ زیربنا و به دنبال آن افزایش قیمت هر واحد مسکونی، موجب افزایش شاخص قیمت مسکن میشود.
با افزایش یک درصدی ارزش افزوده بخش مسکن، شاخص قیمت مسکن 80/24 واحد افزایش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار است.
با افزایش یک درصدی تعریف گسترده پول، شاخص قیمت مسکن 91/3 واحد کاهش مییابد که این نتیجه از لحاظ آماری معنیدار بوده است و از لحاظ نظری افزایش حجم پول و نقدینگی باعث شده است این افزایش یا صرف کالاهای مصرفی بیدوام شود یا در صورت افزایش بیشازحد آن به سمت بازارهای موازی مسکن ازجمله ارز، طلا و ... با هدف حفظ و افزایش دارایی حرکت کند. همچنین شوکهای واردشده به بخش مسکن که با متغیر مجازی در مدل گنجانده شدهاند، اثر مثبت و معنیدار بر شاخص قیمت مسکن دارند.
جدول 5- نتایج آزمون تشخیصی مدل آستانهای
|
احتمال |
آماره |
آزمون |
|
F(18و1)=49634/0 |
49/0 |
آزمون رمزی |
|
F(17و2)=2019/0 |
60/1 |
LM آزمون خودهمبستگی |
|
F(18و8)=8909/0 |
53/0 |
آزمون واریانس ناهمسانی Breusch-Pagan-Godfrey |
در جدول 5 نیز نتایج آزمونهای تشخیصی ارائه شدهاند که بیان میکنند مدل آستانهای برآوردی مشکل واریانس ناهمسانی و خودهمبستگی بین جملات اخلال را ندارد. همچنین با توجه به نتایج آزمون رمزی فرم تبعی مدل به درستی انتخاب شده است.
نتیجهگیری
در مقاله حاضر وجود ارتباط غیرخطی بین تسهیلات اعطایی به بخش مسکن و شاخص قیمت مسکن با توجه به نرخهای متفاوت بهره تسهیلات اعطایی به بخش مسکن با استفاده از رگرسیون آستانهای در دوره 1399-1370 در ایران بررسی شده است. نتایج حاصل از برآورد نشان میدهد ارتباط غیرخطی بین متغیرهای مطرحشده وجود داشته است؛ بهطوریکه با حرکت از رژیم نرخ بهره پایین به رژیم بالا (نرخ بهره آستانهای 79/14 درصد)، کاهش اثر مثبت تسهیلات بر شاخص قیمت مسکن مشاهده میشود و دلیل اصلی آن این است که با افزایش نرخ بهره تسهیلات، چون متقاضیان اصلی این تسهیلات خانوادههای با درآمد متوسط به پاییناند، توان آنها برای دریافت و بازپرداخت تسهیلات کاهش مییابد که موجب کاهش تقاضا برای خرید مسکن و به تبع آن افزایش کمتر شاخص قیمت مسکن میشود.
همچنین با توجه به مفروضات و سؤالات تحقیق میتوان اذعان کرد تسهیلات اعطایی به بخش مسکن اثر مثبت و معنیدار بر شاخص قیمت مسکن دارد. همچنین نرخ بهره تسهیلات مسکن بهدلیل اینکه موجب افزایش هزینه اخذ تسهیلات میشود، بر میزان و نحوه اثرگذاری تسهیلات بر قیمت مسکن مؤثر است.
[1] Snyder & Vale
[2] Cumming
[3] Rosenberg
[4]Banti & Phylaktis
[5] Funke., Kirkby & Mihaylovski
[6] Bauer
[7] Karpestam & Johansson
[8] Cuestas
[9] Ayberk & Onder.
)