پیوندهای مفید
اخبار و اعلانات
آمار
| تعداد نشریات | 43 |
| تعداد شمارهها | 1,639 |
| تعداد مقالات | 13,339 |
| تعداد مشاهده مقاله | 29,949,232 |
| تعداد دریافت فایل اصل مقاله | 11,980,130 |
تعیین نرخ بهینه تسهیلات مسکن و بررسی نقش آن بر پیوند تسهیلات و شاخص قیمت مسکن در ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اقتصاد شهری | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مقاله 8، دوره 5، شماره 2 - شماره پیاپی 8، آبان 1399، صفحه 113-122 اصل مقاله (482.68 K) | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نوع مقاله: مقاله پژوهشی | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/ue.2022.131969.1201 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نویسندگان | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| ابراهیم هادیان* 1؛ بهنام ایزدی2 | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 1دانشیار اقتصاد، گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد، مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 2دانشجوی دکترا اقتصاد پولی، گروه اقتصاد، دانشکده اقتصاد، مدیریت و علوم اجتماعی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| چکیده | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| بخش مسکن در اقتصاد از جایگاه ویژهای برخوردار بوده است و همواره یکی از نیازهای ضروری خانوادهها محسوب میشود. در ایران همواره شاهد شکاف بین عرضه و تقاضا و افزایش قیمت مسکن طی چند دهه اخیر بودهایم؛ ازاینرو برای تأمین مسکن اقشار مختلف جامعه و کاهش شکاف بین تقاضا و عرضه مسکن در ایران و در راستای کنترل رشد قیمت آن، باید عوامل تعیینکنندة قیمت این بخش بهطور علمی بررسی شود؛ بنابراین، در تحقیق حاضر ابتدا متغیرهای مؤثر بر قیمت مسکن معرفی میشوند و سپس نقش نرخ بهره تسهیلات اعطایی به بخش مسکن بر رابطه بین تسهیلات این بخش و قیمت مسکن بررسی میشود و همچنین نسبت به تعیین نرخ آستانهای بهره تسهیلات مسکن در دوره 1399-1370 برای ایران اقدام شده است. برای رسیدن به این هدف از اطلاعات اقتصادی بانک مرکزی و گزارشهای اقتصادی مرکز آمار ایران و تکنیک رگرسیون آستانهای ارائهشده توسط هانسن (2000) بهره برده شده است. نتایج مدل آستانهای نشان میدهند بین تسهیلات مسکن و قیمت مسکن ارتباط غیرخطی و معناداری وجود دارد؛ بهطوریکه نرخ بهره آستانهای تسهیلات مسکن 79/14 درصد برآورد شده است؛ یعنی زمانی که نرخ بهره تسهیلات از میزان آستانه برآوردی بیشتر شود، آنگاه تسهیلات مسکن اثر مثبت و معنادار کمتری نسبت به حالتی دارد که نرخ بهره فوق از میزان آستانه برآوردی کمتر باشد؛ زیرا با افزایش نرخ بهره تسهیلات، بهدلیل افزایش هزینه اخذ تسهیلات، تقاضا برای آن کاهش مییابد که درنتیجه توان و تقاضا برای خرید مسکن نیز کاهش مییابد و موجب اثر کمتر تسهیلات بر قیمت مسکن میشود. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| کلیدواژهها | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| قیمت مسکن؛ نرخ بهره تسهیلات مسکن؛ تکنیک رگرسیون آستانهای | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اصل مقاله | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
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 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 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 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
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
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
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
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
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. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مراجع | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
احمدی، سید وحید و همکاران (1399). «بررسی اثر شوک سیاست پولی و رفتار بازار داراییها بر توانپذیری قیمت مسکن شهری در ایران»، پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، دوره 28، شماره 95، ص 305-271. ملک، هومن و همکاران (1399). «بررسی آثار شوکهای اقتصادی با لحاظ تأمین مالی مسکن در یک مدل dsge»، پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، دوره 28، شماره 94، ص 331-289. خوشهگل، معصومه و زهرا افشاری (1399). «تأثیر شوکهای اقتصاد کلان بر سرمایهگذاری در بخش مسکن در ایران با استفاده از روش خودرگرسیونی برداری بیزین»، نشریه اقتصاد و مدیریت شهری، دوره 8، شماره 2، ص 51-65. ساسانپور، فرزانه و همکاران (1398). «تحلیل شاخصهای کمی و کیفی مسکن در سطح محلات منطقه 6 تهران»، چهاردهمین کنگره انجمن جغرافیایی ایران. ایزدخواستی، حجت و همکاران (1398). «تحلیل عوامل کلان اقتصاد مؤثر بر شاخص توانپذیری مسکن خانوار در مناطق شهری ایران با تأکید بر نقش دولت»، نشریه مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، سال 8، شماره 29، ص 71-41. خیابانی، ناصر و شقایق شجریپور (1399). «رونق و رکود قیمتهای مسکن در ایران: رویکرد جابهجایی مارکف - خودرگرسیون برداری»، نشریه برنامهریزی و بودجه، شماره 22، ص 32-3. عابدینی، جواد و همکاران (1395). «حباب قیمتی در بازار مسکن ایران مبتنی بر مدل ساختاری تعیین قیمت مسکن»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، سال 21، شماره 67، ص 210-181. قادری، جعفر و بهنام ایزدی (1395). «بررسی تأثیر عوامل اقتصادی و اجتماعی بر قیمت مسکن در ایران (1391-1350)»، فصلنامه اقتصاد شهری، شماره اول، زمستان 1395، ص 75-55. فطرس، محمدحسن و همکاران (1394). «تأثیر تکانههای پولی و مالی بر متغیرهای کلان اقتصادی با رهیافت تعادل عمومی تصادفی پویای کینزی جدید 1391-1340». فصلنامه علمی و پژوهشی رشد و توسعه اقتصادی، سال پنجم، شماره 19، ص 94-73. قلیزاده، علیاکبر و طاهره ملاولی (1391). «بررسی اثرات نقدینگی بر قیمت مسکن در کشورهای غیرنفتی و نفتی»، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، سال 19، شماره 36، ص 100-79. خلیل عراقی، سید منصور و همکاران (1391). «بررسی عوامل موثر بر قیمت مسکن در ایران با استفاده از دادههای ترکیبی»، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، سال 20، شماره 63، ص 50-33. مهرآرا، محسن و کیوان شهاب لواسانی (1391). «آثار سیاستهای پولی و تکانههای نفتی بر رفتار قیمت مسکن»، فصلنامه تحقیقات مدلسازی اقتصادی، شماره 9، زمستان 1393، ص 29-2. سوری، امیررضا و همکاران (1391). «بررسی رابطه متغیرهای عرضه و تقاضا مؤثر بر بخش مسکن بر قیمت مسکن در ایران»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی، سال 11، شماره 2، ص 138-110. بهشتی، محمدباقر و فخریسادات محسنیزنوزی (1389). «بررسی بازار مسکن در مکانیسم انتقال پولی»، فصلنامه تحقیقات مدلسازی اقتصادی، شماره 1، ص 211-187. قلیزاده، علیاکبر و بهناز کمیاب (1387). «بررسی نقش سیاست پولی بر حباب قیمت مسکن در دورههای رکود و رونق در ایران»، فصلنامه اقتصاد مقداری، شماره 3، دوره 5، ص 78-50. جعفری صمیمی، احمد و همکاران (1386). «عوامل مؤثر بر تعیین رفتار قیمت مسکن در ایران»، فصلنامه پژوهشهای اقتصادی ایران، سال 10، شماره 43، ص 35-19. Ayberk, İ., & Önder, Z. (2022). House prices and bank loan portfolios in an emerging market: The role of bank ownership. Economic Modelling, 106, 105683. Cumming, F. (2022). Mortgage cash-flows and employment. European Economic Review, 144, 104019. Snyder, T. C., & Vale, S. (2022). House prices and household credit in the Eurozone: A single monetary policy with dissonant transmission mechanisms. The Quarterly Review of Economics and Finance, 84, 243-256. Rosenberg, S. (2019). The effects of conventional and unconventional monetary policy on house prices in the Scandinavian countries. Journal of Housing Economics, 46, 101659. Banti, C., & Phylaktis, K. (2019). Global liquidity, house prices and policy responses. Journal of Financial Stability, 43, 79-96. Karpestam, P., & Johansson, S. (2019). Interest-only-mortgages and housing market fluctuations in Denmark. Journal of Housing Economics, 46, 101627. Bauer, G. H. (2017). International house price cycles, monetary policy and credit. Journal of International Money and Finance, 74, 88-114. Cuestas, J. C. (2017). House prices and capital inflows in Spain during the boom: Evidence from a cointegrated VAR and a structural Bayesian VAR. Journal of Housing Economics, 37, 22-28. Chien, M. S. (2010). Structural breaks and the convergence of regional house prices. The Journal of Real Estate Finance and Economics, 40(1), 77-88. Chen, M. C., Tsai, I. C., & Chang, C. O. (2007). House prices and household income: Do they move apart? Evidence from Taiwan. Habitat International, 31(2), 243-256. | |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
آمار تعداد مشاهده مقاله: 1,623 تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 276 |
|||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||