در این مقاله مدل عامل پویا با بهره گرفتن از روش بیزین[۷۱] برای تفکیک اهمیت نسبی عامل مشترک تغییرات قیمت مسکن در سطح ملی و مناطق با بهره گرفتن از داده‌های فصلی از ۱۹۸۴ الی ۲۰۰۴ تخمین زده شده است. نتایج نشان داده است قیمت مسکن به‌طور تاریخی از نوسانات قیمت محلی آن فاصله گرفته است. حباب‌های قیمت محلی در برخی از ایالت‌ها مهم ارزیابی شده اما افزایش عمومی قیمت مسکن پدیده ملّی تلقی می‌شود. نتایج تخمین مدل VAR بیانگر آن است که سیاست مالی انبساطی عامل مشترک افزایش قیمت مسکن در سطح ملّی بشمار می­رود. البته اثر سیاست پولی انبساطی بر افزایش قیمت مسکن بسیار کوچک و ناچیز است.

(( اینجا فقط تکه ای از متن درج شده است. برای خرید متن کامل فایل پایان نامه با فرمت ورد می توانید به سایت feko.ir مراجعه نمایید و کلمه کلیدی مورد نظرتان را جستجو نمایید. ))

۲-۱۴-۹- تضمین ثبات مالی: ساختار مالی و اثرات سیاست پولی بر قیمت دارائی­ها
اسن مکر و سچه و جرلاچ [۷۲] (۲۰۰۸) در مقاله­ای واکنش­های قیمت املاک، تورم و فعالیت اقتصادی را به شوک­های سیاست پولی در ۱۷ کشور در طی سال­های ۲۰۰۶-۱۹۸۶ با داده ­های فصلی بررسی می­ کند. از مدل PVAR[73]، VAR برای بررسی تمایز بین این گروه کشورها بر اساس خصوصیات سیستم مالی­ آنها استفاده می­ کند. ۱۷ کشور مورد مطالعه عبارتند از: استرالیا، بلژیک، کانادا، فنلاند، آلمان، ایرلند، ایتالیا، ژاپن، اسپانیا، سوئد، انگلستان، امریکا، سوئیس، هلند و نروژ. در این مطالعه از متغیرهای قیمت واقعی املاک، قیمت واقعی اکویتی، GDP واقعی، نرخ بهره و CPI استفاده می­ شود.
نتایج آزمون ریشه واحد نشان می­دهد که همه متغیرها در سطح نامانا بوده و با تفاضل یک مانا می­شوند. با طول وقفه چهار، وجود یک بردار هم­انباشتگی تأیید می­ شود. مدل VAR را در سطح متغیرها بررسی می­ کند. طول وقفه چهار برای مدل VAR بر اساس مدل آکائیک[۷۴] انتخاب می­ شود. نتایج VAR برای تک تک کشورها به شرح ذیل است:
بعد از شوک سیاست پولی، CPI در بلندمدت و کوتاه­مدت در بیشتر کشورها کاهش می­یابد و در کشورهای استرالیا، سوئیس و انگلستان در کوتاه­مدت CPI افزایش می­یابد. GDP واقعی بعد از شوک پولی در بیشتر کشورها کاهش می­یابد. نکته قابل توجه این است که GDP سریعتر از CPI به شوک پولی واکنش نشان می­دهد. به جز آلمان و اسپانیا، قیمت املاک مسکونی در واکنش به شوک سیاست پولی کاهش می­یابد. در بعضی کشورها مانند امریکا، انگلیس و فنلاند قیمت املاک مسکونی سریعا به شوک سیاست پولی واکنش نشان می­دهد، در حالی که در کشورهایی مانند بلژیک و اسپانیا واکنش آرام­تر و دائمی­تر می­باشد.
برای قیمت­های اکویتی، واکنش به شوک سیاست پولی منفی و معنی­دار است، اما بعد از دو فصل کم ­اهمیّت می­ شود. به علت اینکه نتایج VAR برای کشورها نامناسب به نظر می­رسد، بار دیگر PVAR برآورد می­ شود. نتایج این روش نشان می­دهد که بعد از شوک سیاست پولی، CPI بعد از شش فصل کاهش یافته و این اثر تا دو سال ادامه می­یابد. تولید در حدود شش فصل در واکنش به شوک سیاست پولی بطور آرام کاهش می­یابد. قیمت اکویتی تا ده فصل سریعا کاهش یافته و بعد از آن به سطح قبلی برمی­گردد.
در بخش دیگر این نکته بررسی می­ شود که با وجود تمایز بین کشورها در خصوص نرخ بهره ثابت رهنی یا نرخ متغیر، چه تغییراتی در مدل ایجاد می­ شود. اثر سیاست پولی بر GDP و قیمت املاک مسکونی، هنگامی که نرخ رهن متغیر است، بزرگ بوده و واکنش قیمت اکویتی به سیاست پولی بزرگتر از آن است. واکنش کشورهای دارای نرخ ثابت رهن، دائمی­تر به نظر می­رسد. بنابراین این نتیجه با این عقیده سازگار است که در کشورهای دارای نرخ ثابت رهن، تأمین مالی کردن سرمایه­ها امر مهمی است، نرخ­های بهره کوتاه­مدت در نرخ بهره رهن ریشه دارد و اثر آن بر GDP و قیمت املاک با تأخیر خواهد بود.
بحث دیگر در خصوص باز پس گرفتن اکویتی مسکن است. اگر خانوارها قادر به باز پس گرفتن اکویتی باشند، از طریق انتظاراتی که راجع به واکنش به قیمت املاک مسکونی دارند، این کار را انجام خواهند داد. این رفتار مخارج مصرفی و تقاضای کل را افزایش داده و ممکن است به افزایش بیشتر املاک مسکونی بیانجامد. در اقتصادهایی که باز پس گرفتن اکویتی ممکن است، GDP کاهش فوری را بعد از شوک سیاست پولی نشان می­دهد که نسبت به گروه دیگر کمتر معنی­دار است. واکنش متغیرهای دیگر به شوک سیاست پولی مانند تحلیل­های قبلی است.
خصویت مهم دیگر سیستم مالی، نسبت LTV است. نسبت LTV بالا، این معنی را می­دهد که خانوارها می­توانند نسبتاً راحت­تر سرمایه لازم برای خرید املاک را تهیه کنند. واکنش قیمت املاک در گروه LTV بالا به شوک سیاست پولی اندکی بالاتر از گروه دیگر است، هر چند تفاوت مابین این دو گروه اندک است.
نسبت بدهی رهن به GDP، هم می ­تواند عامل تمایز کشورها باشد.GDP واقعی در واکنش به شوک سیاست پولی سریعا در کشورهایی که این نسبت بالاتر است کاهش یافته و این دوره طولانی­تر می­باشد. واکنش قیمت املاک مسکونی در گروه نسبت بدهی رهن به GDP پایین، بزرگتر است.
وجه تمایز دیگر کشورها ارزیابی این نکته است که وام­های رهنی به صورت اوراق بهادار باشد. قیمت املاک در واکنش به شوک سیاست پولی در کشورهایی که وام به صورت اوراق بهادار رایج نیست نسبت به کشورهایی که اوراق بهادار نقش مهمی را بازی می­ کند، بیشتر کاهش می­یابد.GDP در این کشورها کاهش یافته و این نشان می­دهد که کاهش قیمت املاک مسکونی بر اقتصاد این کشورها اثر­گذاری بیشتری دارد.
در مجموع این یافته­ ها نشان­ می­ دهند که تفاوت در ساختارهای مالی در خصوص اثرگذاری سیاست پولی بر قیمت املاک مسکونی و همچنین اقتصاد اهمیت کمی دارد. این تحلیل­ها به توانایی سیاست پولی در واکنش به[۷۵] رونق قیمت املاک مسکونی و قیمت اکویتی اشاره دارد. همچنین سیاست پولی می ­تواند بطور بالقوه به آرام کردن افزایش قیمت املاک کمک کند.
۲-۱۴-۱۰- عوامل تعیین کننده قیمت مسکن در ایران
خیابانی (۱۳۸۲) در مطالعه یاد شده تلاش کرده است چارچوب الگوی پویای توزیع وقفه‌های اتورگرسیو (ARDL) که توسط پسران و شین در سال‌های ۱۹۹۵و ۱۹۹۸ توسعه یافته است را مورد استفاده قرار دهد و اثرات متغیرهای کلان اقتصادی، ازجمله:رشد نقدینگی ،نرخ واقعی ارز، تولید وشاخص قیمت سهام بر نوسانات قیمت مسکن را مورد تجزیه وتحلیل قرار دهد.همچنین دراین مطالعه برای تفکیک اثرات شوک های منفی ومثبت روی قیمت مسکن ازالگوهای تعدیل شده (ARDL) استفاده شده است. همچنین با استفاده ازداده های فصلی وبا استفاده از الگوهای (ARDL) معادله زیر برآورد می‌شود. ماکزیمم وقفه در الگوی (ARDL) چهار در نظر گرفته شده و مرتبه وقفه‌های هر متغیر در الگو بر حسب معیار اطلاع شوارتز به صورت ARDL(1,0,2,1,1) شناسایی شده است.

(۳٫۶) (۷) (۳٫۷) (۰٫۲۵) (-۰٫۵۱) (۰٫۲۵) (-۰٫۱۵)

(-۳٫۸) (۷٫۹) (-۲٫۸) (۷٫۳) (-۲٫۷)

(۲-۲۷)
معادله تعادلی بلندمدت قیمت مسکن به صورت ذیل برآورد شده است:

(۷٫۱) (۴٫۶) (-۴٫۳) (-۲٫۸) (۸٫۴) (۳٫۸) (-۲٫۳)
(۲-۲۸)
معادله تصحیح خطا برای قیمت مسکن عبارتست از:

(۲-۲۹)

همچنین به منظور آگاهی از چگونگی اثرات شوک­های منفی و مثبت روی قیمت مسکن، معادله زیر برآورد شده است.

(-۰٫۵) (۲٫۳) (۲٫۳) (۷٫۳) (۸٫۷) (-۳٫۳)

(-۴٫۲) (-۴٫۶)

(۲-۳۰)

که در روابط فوق:rph : لگاریتم قیمت واقعی، rm: لگاریتم تراز واقعی پول، y: لگاریتم تولید واقعی، rst: لگاریتم شاخص واقعی سهام، ppp: لگاریتم نرخ واقعی ارز را نشان می­دهد.
نتایج مطالعه: در بلند مدت، حجم واقعی پول، تولید واقعی، نرخ واقعی ارز، شاخص قیمت سهام از عوامل مهم تعیین­کننده رفتار قیمت واقعی مسکن می­باشند.در حالی که در کوتاه­مدت، حجم واقعی پول، تولید واقعی، شاخص واقعی سهام و عدم تعادل ایجاد شده در رابطه بلندمدت قیمت واقعی مسکن تعیین کننده رفتار قیمت واقعی مسکن می­باشند.
یافته­های مهم مطالعه: واکنش متفاوت قیمت مسکن به شوک عرضه کوتاه­مدت و بلندمدت، نقش قیمت بازار سهام در تعیین کوتاه­مدت و بلندمدت قیمت مسکن، رابطه­ منفی بین نرخ واقعی ارز و قیمت واقعی مسکن در بلند مدت و غیر متقارن بودن اثر شوک­های منفی ومثبت در تغییر قیمت مسکن می باشد. به طوری که واکنش قیمت واقعی مسکن نسبت به تولید واقعی در بلندمدت ۸/۰- وکوتاه مدت ۳/۰+ برآورد گردیده است. مثبت بودن ضریب فوق در کوتاه مدت دلالت بر مقاومت عرضه کنندگان مسکن در برابر کاهش قیمت و تلاش برای کسب سود بیشتر دارد. ضریب نرخ واقعی ارز در بلند مدت ۴۶/۰- برآورد شده است که دلالت بر این دارد که افزایش ارز واقعی ریال در مقابل دلار باعث حرکت سرمایه­ها از از بخش تجاری به غیر تجاری گردیده وآن نیز باعث کاهش قیمت مسکن در اقتصاد می­گردد. ضرایب قیمت واقعی سهام درکوتاه­مدت و بلندمدت ۵۲/۰ و ۴۴/۰ برآورد گردیده است که دلالت بر اهمیت قیمت واقعی سهام در تعیین رفتار کوتاه­مدت و بلندمدت قیمت واقعی مسکن دارد و نهایتا این که واکنش قیمت در مقابل شوک­های منفی و مثبت متقارن نمی ­باشد. بدین مفهوم که هر شوک مثبت وارده بر رابطه بلندمدت حدود ۳ و برای هر شوک منفی وارد شده بر رابطه تعادلی بلندمدت حدود ۲ فصل زمان نیاز است تا توسط تغییر در قیمت واقعی مسکن حذف گردد.
۲-۱۴-۱۱- تاثیر شوک­های نقدینگی بر نوسانات قیمت در بازار مسکن (مطالعه موردی استان تهران)
وطن­پور (۱۳۸۶) در این تحقیق به بررسی تاثیر شوک نقدینگی بر نوسانات قیمت مسکن با بهره گرفتن از آمارهای سری زمانی دوره ۱۳۸۵-۱۳۷۵ در استان تهران پرداخته و برای تبیین آماری آن از مدل VAR استفاده کرده است. در مدل مورد استفاده در این مطالعه، قیمت مسکن تابع نقدینگی و هزینه ساختمان­های شروع شده می­باشد. نتایج نشان می­دهد که در بلندمدت رابطه مثبت و مستقیمی بین نقدینگی و هزینه بنای واحدهای مسکونی با قیمت مسکن وجود دارد، به طوری که در بلندمدت یک درصد افزایش نقدینگی سبب افزایش قیمت مسکن به میزان ۱٫۳۸ درصد می­گردد و اگر هزینه بنای ساختمان­های شروع شده یک درصد افزایش یابد، قیمت مسکن به مقدار ۲٫۰۱ درصد افزایش می­یابد.
شوک هزینه یک متر مربع ساختمان­های شروع شده، سبب افزایش قیمت مسکن شده به­ طوری که تا پایان فصل چهارم روند افزایش داشته و تا حدود ۲ درصد سبب افزایش قیمت مسکن گشته و بعد از آن به روند تعادلی خود نزدیک می­ شود. زمانی که رشد نقدینگی فراتر از رشد تورم باشد، نوسانات قیمت مسکن شدید می­ شود. بعبارت دیگر زمانی که رشد تورم به اندازه رشد نقدینگی باشد، قیمت مسکن رشد چندانی نخواهد داشت. افزایش ورود نقدینگی به عنوان عامل اولیه و تشدید کننده تورم در بخش مسکن می­باشد، اما این عامل نمی­تواند تبیین کننده کل افزایش قیمت مسکن باشد.
۲-۱۴-۱۲- بررسی واکنش سیاست پولی بر حباب قیمت مسکن در ایران
قلی­زاده و کمیاب (۱۳۸۹)، در این مطالعه با ارائه مدل اقتصادی ضرورت و نوع واکنش مناسب بانک مرکزی نسبت به حباب قیمت مسکن در ایران را تجزیه و تحلیل کرده است و از الگوی خودرگرسیون با وقفه­های گسترده (ARDL) به منظور برآورد مدل با داده ­های فصلی ایران طی سالهای ۱۳۸۵-۱۳۷۱ استفاده کرده ­اند.
بخش اول مدل کاربردی این پژوهش به معادله حباب و تأثیرپذیری آن توسط سیاست پولی و قیمت­های دارایی و هزینه ساخت یک متر مربع اختصاص دارد. مقام پولی می ­تواند می ­تواند با اتخاذ سیاست مناسب حباب­ها را کنترل دهد. از این رو حباب قیمت مسکن به صورت زیر نوشته شده است:
(۲-۳۱)
Pe=f {rr,m2, ps,csr,gdp,d75}
که در آن: pe: نسبت قیمت به اجاره مسکن، rr: نرخ بهره واقعی، m2: نقدینگی واقعی، ps: شاخص قیمت سهام، csr: هزینه واقعی ساخت مسکن، gdp: تولید ناخالص داخلی واقعی، d75: متغیر مجازی سال ۱۳۷۵ می­باشد که این متغیر اثر سیاست­های تعدیل اقتصادی را نشان می­دهد.
بخش دوم به سیاست پولی اختصاص دارد. بخش سیاست پولی شامل تابع زیان و قواعد سیاست پولی است. تابع زیان مجموع واریانس متغیرها و شاخص­ های اساسی عملکرد اقتصاد کلان است که تحت تأثیر قواعد سیاستی اتخاذ شده از سوی بانک مرکزی خواهد بود. از این رو تابع زیان به صورت زیر نوشته شده است:
(۲-۳۲)
Min L=Var(rgdp)+Var(inf)+Var(m2-m2-1)

موضوعات: بدون موضوع  لینک ثابت


فرم در حال بارگذاری ...