一、引言

“房子是用来住的、不是用来炒的”，十九大上，习近平总书记再次对房子的属性做了明确表态与定位。房子作为一种特殊的商品，既表现出居住价值的消费属性，又具有投资价值的金融属性。近年来房价不断高企，投资房产的收益颇高，从而使投资买房的行为愈演愈烈，但由此导致的高房价却扰乱了房地产市场的正常运行，特别是加重了刚需型住房家庭的经济负担。由于种种原因，过去几次房地产调控很多成为“空调”，高房价已经成为影响我国金融经济安全的“灰犀牛”之一，因此自2016年9月30日开始，各地政府发布了180多条新的调控措施，其具体实施效果引起学者和各界的广泛关注。

目前，国内学者针对房地产调控政策绩效进行了大量研究。蔡明超等(2011)构建了一个居民基于非住房消费和住房消费的二元效用函数，对居民的最优政策反应进行数值模拟，发现居民对贷款首付比例的政策调整最为敏感，其次为利率政策、税收政策；朱国钟、颜色(2014)通过一个包括买房和租房决策的DSGE模型分析各种政策对房产市场的影响，发现相对于提高贷款利率与房产税政策，提高购房首付比例是较为温和有效的调控政策；何青等(2015)采用脉冲响应与方差分解的方法，发现抵押率冲击和房地产偏好冲击对中国宏观经济的影响非常显著，通过逆周期的抵押率政策对房地产市场进行调节具有较好的调控效果。结合上述结论与2010年以来一、二线城市首付比例调整的政策效果可以发现，通过调整购房首付比例的房地产信用控制政策可在一定程度上抑制房价的快速上涨。但是, 2016年9月30日以前的一些房地产调控政策往往存在打击面太大的问题，在抑制投机炒房的同时，也使刚需购房者的境况进一步恶化。那么，通过“认房又认贷”等方式加强房贷需求的识别^①，对刚需购房与投机购房区别对待的“差别化信贷政策”能否起到抑制房价波动，实现房地产市场均衡发展的作用呢？当前学术界相关的研究成果甚少，尚未能给出科学合理的回答与解释，为此，我们希望能在此研究方面有所突破。

① 具体的识别过程不是本文的研究重点，我们假设住房投机需求与刚性需求是可以被识别的，如通过户籍所在地、拥有本市住房数量、购房之日前逐月连续缴纳社保或个税情况等进行区分。

此外，需要说明的是，为了突出研究的重点内容。相对于利率歧视的价格型差别化信贷政策，本文侧重于探讨以首付比例调整为政策目标的数量型差别化信贷政策，即对刚需购房实行的首付比例较低，一般是房价的20%-40%，而对投机购房实行的首付比例则较高，往往达到房价的40%-60%，甚至100%。

当前，在动态随机一般均衡模型(DSGE)中引入房地产借贷与信贷摩擦，研究货币政策效果的模型框架主要参考Iacoviello(2005, 2015)以及Iacoviello and Neri(2010)。Iacoviello(2005)在借鉴Bernanke et al.(1999)模型框架的基础上，将家庭部门区分为耐心家庭与不耐心家庭：耐心家庭用其自有资金平滑整个周期的消费与住房消费，无需向商业银行贷款；不耐心家庭主观贴现率小于耐心家庭，其更看重当期的消费，通过贷款满足当期的消费与住房需求。进而，引入以房地产作为抵押品的信贷摩擦，阐释房地产借贷的金融加速器效应。国内外学者根据所研究内容的需要，对此模型进行了大量拓展，例如：Ferrante(2015)通过引入金融中介部门，阐述了房价下跌导致金融中介资产损失，并影响生产部门借贷的经济危机传导机制；郑忠华、张瑜(2015)引入商业银行与中央银行的银行系统，探究银行体系对经济波动传递的影响。但是，以上研究的模型并没有根据住房需求的异质性分离出住房消费与投资的双重属性，也就无法分析差别化信贷政策对于房地产市场的影响。

鉴于此，本文在Iacoviello(2005)的模型的基础上进行扩展，将借贷家庭(不耐心家庭)按照不同的购房需求进一步分为刚需型家庭与投机型家庭。刚需型家庭的住房需求是买房与租房的CES复合，其买房时支付较低比例的首付款；投机型家庭存在房价上涨预期，因此具有较高的住房偏好，且其自住需求是所持有房产的一定比例，买房时需支付较高比例的首付款。通过DSGE模型的数值模拟发现：投机购房首付比例越高，差别化信贷政策对房价波动与住房投机需求波动的抑制作用越明显，而首付比例低于30%时，贷款银行承担的风险会显著上升。而刚需型家庭的长期稳定的首付比例在10%-50%内变化时，外生冲击引起的房地产价格的波动没有显著差异，不过首付比例降至20%以下时，则银行风险会显著上升。此外，加息政策对住房投机需求的抑制时间明显长于刚需，这有利于引导经济“脱虚向实”；打压房价的调控政策，短期内会造成产出、资本的下降，但长期来看则孕育了经济增长潜力。总而言之，“抑制投机需求的同时支持自住需求”的差别化信贷政策使房地产更多地回归到消费属性，从而有效抑制房价波动，确有引导回归“房子是用来住的、不是用来炒的”的政策效果。

二、理论模型

在Iacoviello(2005)的模型基础上，本文建立一个封闭经济条件下，包括家庭、企业、零售商、商业银行与中央银行的多部门新凯恩斯主义的动态一般均衡模型(NK-DSGE)，并根据借贷家庭住房需求的异质性，将借贷家庭区分为刚需型家庭与投机型家庭：其中，刚需型家庭的住房需求是买房与租房的CES复合，其买房时支付较低比例的首付款；投机型家庭存在房价上涨预期，因此具有较高的住房偏好，且其自住需求是所持有房产的一定比例，买房时需支付较高比例的首付款。具体介绍如下：

(一) 家庭

我们将模型经济体中的家庭分为储蓄家庭与借贷家庭，分别对应于Iacoviello(2005)中的耐心家庭和不耐心家庭。两类家庭的区别在于主观贴现率的不同，借贷家庭缺乏耐心，需要向银行借款来满足自己当期的房产需求，而储蓄家庭则更看重未来的消费，将多余资金存入商业银行，获得利息收益。

1. 储蓄家庭

储蓄家庭是资金的剩余方，将多余资金投资租赁住房h_t^r获取房租收益q_t^rh_t^r(假设住房租赁市场是完全竞争的)与以名义利率R_t储蓄d_t，并通过选择实际消费c_t，自有住房h_t，劳动供给l_t以最大化其一生贴现效用和：

$ \mathit{max}\;{\mathit{E}_0}\sum\limits_{t = 0}^\infty {{\beta ^t}} \left[ {\log {c_t} + {\gamma _t}\log {h_t} - \frac{{{{\left( {{l_t}} \right)}^{1 + \eta }}}}{{1 + \eta }}} \right] $

其中，β是储蓄家庭的主观贴现率，γ_t是住房偏好系数，其对数服从AR(1)过程，logγ_t=$\rho_{t} \log \gamma_{t-1}+\left(1-\rho_{\gamma}\right) \log \overline{\gamma}+u_{\gamma, t}$，式中ρ_γ∈(0, 1)为自相关系数，冲击项u_{γ, t}~i.i.d.N(0, σ_γ²)。

储蓄家庭决策满足如下预算约束：

$ {\rm{s}}.\;{\rm{t}}.\;\;{c_t} + {q_t}\left( {{h_t} - {h_{t - 1}}} \right) + {q_t}\left( {h_t^r - h_{t - 1}^r} \right) + {d_t} = {w_t}{l_t} + \frac{{{R_{t - 1}}{d_{t - 1}}}}{{{\pi _t}}} + q_t^rh_t^r + {F_t} $

(1)

其中，π_t=p_t/p_t-1，即π_t-1为t期的通货膨胀率，q_t是实际房产价格，q_t^r为房租价格，w_t是储蓄家庭的实际工资，F_t为零售商的利润(零售商由储蓄家庭所有)。求解并整理一阶条件，可得：

$ \frac{w_{t}}{c_{t}}=\left(l_{t}\right)^{\eta} $

(2)

$ \frac{q_{t}}{c_{t}}=\frac{\gamma_{t}}{h_{t}}+\beta E_{t}\left(\frac{q_{t+1}}{c_{t+1}}\right) $

(3)

$ \frac{1}{c_{t}}=\beta E_{t}\left(\frac{R_{t}}{\pi_{t+1} c_{t+1}}\right) $

(4)

$ \frac{q_{t}-q_{t}^{r}}{c_{t}}=\beta E_{t}\left(\frac{q_{t+1}}{c_{t+1}}\right) $

(5)

由(4)(5)可解出住房租赁市场的金融无套利条件：

$ \frac{{{q_{t + 1}}}}{{{q_t} - q_t^r}} = \frac{{{R_t}}}{{{\pi _{t + 1}}}} \Leftrightarrow \frac{{q_t^r}}{{{q_t}}} = 1 - \frac{{{q_{t + 1}}}}{{{q_t}}}\frac{{{\pi _{t + 1}}}}{{{R_t}}} $

(6)

(6) 式的经济含义是：将房地产只看作金融资产时，在经过风险调整的期望收益后，投资房地产和投资其他金融资产是无差异的，否则两个市场之间就会存在套利机会。此外，不难发现，当房价上涨越快时，房租的相对价格越低。

2. 借贷家庭

借贷家庭是资金的需求方，其向商业银行借贷以满足其对于房产的需求。本文根据住房需求的不同，将借贷家庭进一步分为刚需型家庭与投机型家庭。其中，刚需型家庭的住房需求为消费需求，投机型家庭的住房需求为投机需求。

由于房地产是一种不动产，且具有较高的流动性，以房地产作为抵押可以有效减少借贷双方的信息不对称(Bernanke and Gertler, 1989；曾海舰，2012)。因此，我们在模型中引入以房地产作为唯一抵押品的企业与借贷家庭的信贷摩擦：根据Iacoviello(2005)的设定，贷款数量取决于其还款期房产的预期价值(即借款者的资产状况)，相应信贷约束机制可设为：R_t^Lb_t≤mE_t(q_t+1 h_t π_t+1)，其中m为抵押率或贷款价值比率(Loan-To-Value Ratio, LTV)。

值得一提的是，对于首付比例与抵押率，国内部分文献存在混淆，认为两者存在如下数量关系：抵押率=1-首付比例，例如：陈鑫、方意(2015)等。这显然是一种过度简化的理解，由于购房抵押贷款的多期性质，抵押率实际是一种针对不同期限的加权平均概念。一般而言，短期的首付比例调整对抵押率的影响很小，但这一影响会由于以下两种机制而被放大：①房价的快速上涨对往期贷款权重的稀释；②当期住房需求(住房销售面积)的上升使当期贷款权重的增加。

而对于长期稳定的首付比例政策，结合中国年住房销售面积不断上升的特点，DSGE领域的多数学者通过“抵押率≈1-长期稳定的首付比例”进行模型的简化处理(侯成琪、龚六堂，2014)。此外，类似于Iacoviello(2005)，本文假设借贷约束为紧约束，即借贷者以最高抵押贷款比率进行借贷，从而最大化贴现效用，因此当刚需型首付比例下降时，刚需家庭的抵押率也会随即上升。由于本文的主要内容围绕长期稳定的刚需购房首付比例政策展开，上述假设构成了本文讨论首付比例政策影响房价波动的理论基础。

此外，不同于储蓄家庭通过长期持有租赁住房获取稳定的现金流的投资行为，投机型家庭涉及的投机购房，指的是一种通过借贷杠杆，在房价上涨后快速变现且提前还款，从而获取房价上涨收益的一种短期行为。因此，投机购房的贷款可认为近似满足“抵押率=1-首付比例”的数量关系。

(1) 刚需型家庭

刚需型家庭选择消费c′_t、自有住房h′_t、租赁住房h_t^r、劳动供给l′_t(工资率w′_t)以最大化如下贴现效用：

$ \max {E_0}\sum\nolimits_{t = 0}^\infty {\beta _t^\prime } \left[ {\log c_t^\prime + {\gamma _t}\log \tilde h_t^\prime \frac{{{{\left( {l_t^\prime } \right)}^{1 + \eta }}}}{{1 + \eta }}} \right] $

参照Mora-Sanguinetti and Rubio(2014)的研究，将$\widetilde{h}_{t}^{\prime}$设为自有住房h′_t与租赁住房h_t^r的CES函数加成形式：

$ {\tilde h'_t} = {\left[ {\omega _h^{\frac{1}{{{\varepsilon _h}}}}{{\left( {{{h'}_t}} \right)}^{\frac{{{\varepsilon _h} - 1}}{{{\varepsilon _h}}}}} + {{\left( {1 - {\omega _h}} \right)}^{\frac{1}{{{\varepsilon _h}}}}}{{\left( {h_t^r} \right)}^{\frac{{{\varepsilon _h} - 1}}{{{\varepsilon _h}}}}}} \right]^{\frac{{{\varepsilon _h}}}{{{\varepsilon _h} - 1}}}} $

(7)

刚需型家庭是资金的需求者，其以名义借贷利率R_t^L向银行借款，具有如下预算约束与信贷约束：

$ {\rm{s}}.\;{\rm{t}}.\;\;\;{c'_t} + {q_t}\left( {{{h'}_t} - {{h'}_{t - 1}}} \right) + q_t^rh_t^r + \frac{{R_{t - 1}^L{{b'}_{t - 1}}}}{{{\pi _t}}} = {w'_t}{l'_t} + {b'_t} $

(8)

$ {b'_t} \le m'{E_t}\left( {{q_{t + 1}}{{h'}_t}{\pi _{t + 1}}/R_t^L} \right) $

(9)

其中，β′是刚需型家庭的主观贴现率，b′_t为实际借贷量，m′是刚需型家庭的抵押率，即实际贷款量为还款期房产预期价值的m′倍，q_t^r为房租价格，求解并整理一阶条件：

$ 令:{J_t} = \frac{{\omega _h^{\frac{1}{{{\varepsilon _h}}}}{{\left( {{{h'}_t}} \right)}^{\frac{{{\varepsilon _h} - 1}}{{{\varepsilon _h}}}}}}}{{\omega _h^{\frac{1}{{{\varepsilon _h}}}}{{\left( {{{h'}_t}} \right)}^{\frac{{{\varepsilon _h} - 1}}{{{\varepsilon _h}}}}} + {{\left( {1 - {\omega _h}} \right)}^{\frac{1}{{{\varepsilon _h}}}}}{{\left( {h_t^r} \right)}^{\frac{{{\varepsilon _h} - 1}}{{{\varepsilon _h}}}}}}} $

(10)

$ \frac{w_{t}^{\prime}}{c_{t}^{\prime}}=\left(l_{t}^{\prime}\right)^{\eta} $

(11)

$ \left(q_{t}-m^{\prime} \varphi_{t}^{\prime} E_{t}\left(\frac{q_{t+1} \pi_{t+1}}{R_{t}^{L}}\right)\right) \frac{1}{c_{t}^{\prime}}=\frac{\gamma_{t}}{h_{t}^{\prime}} J_{t}+\beta^{\prime} E_{t}\left(\frac{q_{t+1}}{c_{t+1}^{\prime}}\right) $

(12)

$ \frac{q_{t}^{r}}{c_{t}^{\prime}}=\frac{\gamma_{t}}{h_{t}^{r}}\left(1-J_{t}\right) $

(13)

$ \left( {1 - \varphi _t^\prime } \right)\frac{1}{{c_t^\prime }} = {\beta ^\prime }{E_t}\left( {\frac{{R_t^L}}{{{\pi _{t + 1}}{{c'}_{t + 1}}}}} \right) $

(14)

其中，φ′_t=φ_t/λ_t为以消费边际效用标准化后的信贷约束的乘子。

(2) 投机型家庭

投机型家庭向银行借贷，借贷量受房屋抵押贷款的信贷约束。投机型家庭购房主要是为了获取短期内住房价格上涨的收益，其购房需求为投机性需求。与刚需型家庭部门类似，这类家庭的效用函数和约束条件为：

$ \begin{array}{l} \max {E_0}\sum\limits_{t = 0}^\infty {\beta _t^{\prime \prime }} \left[ {\log c_t^{\prime \prime } + n{\gamma _t}\log \left( {\kappa h_t^{\prime \prime }} \right) - \frac{{{{\left( {l_t^{\prime \prime }} \right)}^{1 + \eta }}}}{{1 + \eta }}} \right]\\ {\rm{s}}.\;{\rm{t}}.c_t^{\prime \prime } + {q_t}\left( {h_t^{\prime \prime } - h_{t - 1}^{\prime \prime }} \right) + \frac{{R_{t - 1}^Lb_{t - 1}^{\prime \prime }}}{{{\pi _t}}} = w_t^{\prime \prime }l_t^{\prime \prime } + b_t^{\prime \prime } \end{array} $

(15)

$ b_{t}^{\prime \prime} \leqslant m^{\prime \prime} E_{t}\left(\frac{q_{t+1} h_{t}^{\prime \prime} \pi_{t+1}}{R_{t}^{L}}\right) $

(16)

其中，β″_t、c″_t、h″_t、l″_t、b″_t分别为投机型家庭的主观贴现率、实际消费、房产持有、劳动供给与贷款数量，κ代表自住的房产占比(假设自有住房与投机住房是完全替代的)，m″是投机型家庭的抵押率；n(n>1)代表住房投机系数，这意味着：相比储蓄家庭与刚需型家庭，投机型家庭具有较高的住房偏好，并能从房产中获取更高的边际效用；而当n=1时，则可认为住房投机需求退出市场，投机型家庭与储蓄家庭在加总上为“净储蓄家庭”。

求解并整理一阶条件(φ″_t为以消费边际效用标准化后的信贷约束的乘子)：

$ \frac{w_{t}^{\prime \prime}}{c_{t}^{\prime \prime}}=\left(l_{t}^{\prime \prime}\right)^{\eta} $

(17)

$ \left[q_{t}-m^{\prime \prime} \varphi_{t}^{\prime \prime} E_{t}\left(\frac{q_{t+1} \pi_{t+1}}{R_{t}^{L}}\right)\right] \frac{1}{c_{t}^{\prime \prime}}=\frac{n \gamma_{t}}{h_{t}^{\prime \prime}}+\beta^{\prime \prime} E_{t}\left(\frac{q_{t+1}}{c_{t+1}^{\prime \prime}}\right) $

(18)

$ \left(1-\varphi_{t}^{\prime \prime}\right) \frac{1}{c_{t}^{\prime \prime}}=\beta^{\prime \prime} E_{t}\left(\frac{R_{t}^{L}}{\pi_{t+1}}\right) $

(19)

二. 企业

企业以资本、厂房与劳动作为要素投入(上一期投资积累的物质资本，经过一期转化进入到生产中)，并按照Cobb-Douglas生产函数生产中间产品，具体形式如下：

$ Y_{t}=A_{t} K_{t-1}^{\mu}\left(h_{t-1}^{E}\right)^{\nu}\left(l_{t}^{\prime}\right)^{\alpha_{1}(1-\mu-\nu)}\left(l_{t}^{\prime \prime}\right)^{\alpha_{2}(1-\mu-\nu)} l_{t}^{\left(1-\alpha_{1}-\alpha_{2}\right)(1-\mu-\nu)} $

(20)

其中A_t为技术水平，K_t-1为上一期末的资本存量，μ与ν分别表示资本与厂房的投入份额，α₁、α₂分别表示刚需型家庭、投机型家庭的工资份额。

企业家需解决如下最优化问题：

$ \begin{array}{l} \max {E_0}\sum\limits_{t = 0}^\infty {{{\left( {{\beta ^E}} \right)}^t}} \log c_t^E\\ {\rm{s}}.\;{\rm{t}}.\;\;c_t^E + {q_t}\left( {h_t^E - h_{t - 1}^E} \right) + \frac{{R_{t - 1}^Lb_{t - 1}^E}}{{{\pi _t}}} + {w_t}{l_t} + w_t^\prime l_t^\prime + w_t^{\prime \prime }l_t^{\prime \prime } + {I_t} = \frac{{{Y_t}}}{{{X_t}}} + b_t^E \end{array} $

(21)

$ I_{t}=K_{t}-\left(1-\delta_{K}\right) K_{t-1} $

(22)

$ b_{t}^{\mathrm{E}} \leqslant m^{\mathrm{E}} \mathrm{E}_{t}\left(q_{t+1} h_{t}^{\mathrm{E}} \pi_{t+1} / R_{t}^{L}\right) $

(23)

其中，式(21)、(22)分别为企业预算约束与资本运动方程，c_t^E、b_t^E分别为企业家的消费与向商业银行的贷款，X_t≡P_t/P_t^w为成本加成率。求解并整理一阶条件(其中，φ_t^E为以消费边际效用标准化后的信贷约束的乘子)：

$ w_{t}=\frac{\left(1-\alpha_{1}-\alpha_{2}\right)(1-\mu-\nu) Y_{t}}{\mathrm{X}_{t} l_{t}} $

(24)

$ w_{t}^{\prime}=\frac{\alpha_{1}(1-\mu-\nu) Y_{t}}{X_{t} l_{t}^{\prime}} $

(25)

$ w_{t}^{\prime \prime}=\frac{\alpha_{2}(1-\mu-\nu) Y_{t}}{\mathrm{X}_{t} l_{t}^{\prime \prime}} $

(26)

$ \frac{1}{{c_t^{\rm{E}}}} = {\beta ^{\rm{E}}}{{\rm{E}}_t}\frac{1}{{c_{t + 1}^{\rm{E}}}}\left[ {\frac{{\mu {Y_{t + 1}}}}{{{{\rm{X}}_{t + 1}}{K_t}}} + \left( {1 - {\delta _K}} \right)} \right] $

(27)

$ \left[ {{q_t} - {m^{\rm{E}}}\varphi _t^{\rm{E}}{{\rm{E}}_t}\left( {{q_{t + 1}}{\pi _{t + 1}}/R_{t + 1}^L} \right)} \right]\frac{1}{{c_t^{\rm{E}}}} = {\beta ^E}{{\rm{E}}_t}\frac{1}{{c_{t + 1}^{\rm{E}}}}\left[ {\frac{{v{Y_{t + 1}}}}{{{{\rm{X}}_{t + 1}}h_t^{\rm{E}}}} + {q_{t + 1}}} \right] $

(28)

$ \left(1-\varphi_{t}^{\mathrm{E}}\right) \frac{1}{c_{t}^{\mathrm{E}}}=\beta^{\mathrm{E}} \mathrm{E}_{t}\left(\frac{R_{t}^{L}}{\pi_{t+1} c_{t+1}^{\mathrm{E}}}\right) $

(29)

(三) 零售商

零售商以价格P_t^w从企业购进中间产品，进行加成定价后以价格P_t出售。采用Calvo(1983)的定价规则，在每个时期内只有1-θ比例的企业能够调整价格，且重新制定最优价格为P_t^*，因此总价格为：$P_{t}=\left[\theta P_{t-1}^{1-\varepsilon}+(1-\theta)\left(P_{t}^{*}\right)^{1-\varepsilon}\right]^{1 /(1-\varepsilon)}$，结合零售商的利润最大化条件，并进行对数线性化，最终得到：

$ \hat{\pi}_{t}=\beta \mathrm{E}_{t} \hat{\pi}_{t+1}-\frac{(1-\theta)(1-\beta \theta)}{\theta} \hat{X}_{t} $

(30)

其中$\overline{X}=\frac{\varepsilon}{\varepsilon-1}$。此外，零售商的利润为：

$ F_{t}=\frac{X_{t}-1}{X_{t}} Y_{t} $

(31)

(四) 商业银行

在美国次贷危机引起的经济衰退背景下，越来越多的研究表明金融系统的影响是经济周期波动的主要原因(Jerman and Quadrini, 2009；Christiano et al., 2014等)。该方面的研究最早起源于Bernanke and Gertler(1989)、Bernanke et al.(1999)对金融加速器机制的阐述。国内学者也在该领域贡献了诸多佳作，例如：许伟、陈斌开(2009)认为，引入银行贷款渠道和价格粘性的经济周期模型对中国经济波动有很好的解释力。目前，金融中介作为一个独立的部门进入主流经济学模型框架，成为经济周期理论创新发展的一个重要特征。因此，为了使数值模拟结果更好地符合实际，本文借鉴Iacoviello(2015)的模型处理，在模型框架中引入了商业银行部门。

商业银行的最优化问题为：

$ \begin{array}{l} \max {E_0}\sum\limits_{t = 0}^\infty {{{\left( {{\beta ^B}} \right)}^t}} \log c_t^B\\ {\rm{s}}.\;{\rm{t}}.\;c_t^B + \frac{{{R_{t - 1}}}}{{{\pi _t}}}{d_{t - 1}} + {b_t} = {d_t} + \frac{{R_{t - 1}^L}}{{{\pi _t}}}{b_{t - 1}} \end{array} $

(32)

$ d_{t} \leqslant \rho b_{t} $

(33)

其中，(32)、(33)式分别为商业银行的预算约束与资本充足率约束，β^B为商业银行的主观贴现率，ρ=1/(1+a)为杠杆比率(其中a为资本充足率)，b_t=b′_t+b″_t+b_t^E为市场信贷总量。

当a=0, ρ=1时，相当于商业银行部门不存在。本文也就是否引入金融中介的数值模拟结果进行比较，发现引入金融中介后，内生变量对外生冲击的脉冲响应波动加大，这在一定程度上验证了金融中介的金融加速器效应。^①

① 金融中介对经济周期的影响不是本文研究的重点，限于篇幅上述结果未在文中给出，如有需要可向作者索取。

求解并整理一阶条件可得：

$ R_{t}^{L}=\rho R_{t}+(1-\rho) E_{t}\left(\frac{\pi_{{\rm{t}}+1} c_{t+1}^{B}}{\beta^{B} c_{t}^{B}}\right) $

(34)

(五) 中央银行

假设中央银行对上一期的通货膨胀和产出状况做出内生反应，将中央银行的货币政策定义为包含了政策延续性的泰勒规则：

$ {R_t} = R_{{\rm{t}} - 1}^{{r_R}}{\left[ {\pi _{t - 1}^{1 + {r_\pi }}{{\left( {{Y_{t - 1}}/\bar Y} \right)}^{{r_Y}}}\bar r} \right]^{1 - {r_R}}}\exp \left( {{u_{R,t}}} \right) $

(35)

其中，$\overline{r}$和$\overline{Y}$为均衡状态下的实际利率和总产出，r_R∈(0, 1)为货币政策持续性系数，r_π, r_Y分别为利率对通胀与产出的反应弹性，冲击项u_{R, t}~i.i.d.N(0, σ_R²)。

商业银行和中央银行构成一个完整的银行体系。其中，央行盯住通货膨胀和产出状况，设定基准利率进行反周期调控。商业银行作为唯一的金融中介，具有减少借贷双方的信息不对称的作用。

(六) 市场出清

为了简化数量分析，模型假定将每一期住房总供给单位化为1(Iacoviello，2005)，住房供给的外生变动不会影响本文结论。住房市场与产品市场的出清条件分别为：

$ h_{t}+h_{t}^{\prime}+h_{t}^{\prime \prime}+h_{t}^{E}+h_{t}^{r}=1 $

(36)

$ c_{t}+c_{t}^{\prime}+c_{t}^{\prime \prime}+c_{t}^{E}+c_{t}^{B}+I_{t}=Y_{t} $

(37)

三、参数校准与稳态分析 (一) 参数校准

假设稳态时的存款年化利率为3%，贷款年化利率为5%，在银行杠杆比率ρ为0.9时(相当于资本充足率a约为0.1时)，估算出储蓄家庭的主观贴现率β为0.9925，商业银行的主观贴现率β^B为0.945；何青等(2015)采用民间融资房地产抵押贷款利率估算的企业家的主观贴现率β^E为0.95，本文取0.94，并将借贷家庭的主现贴现率也设定为0.94；参考许伟、陈斌开(2009)等大部分国内文献的做法，将资本与住房的产出弹性之和设为0.5，其中资本与住房的产出弹性分别为0.46和0.04；本文依据许伟、陈斌开(2009)将储蓄家庭的工资份额设为0.1，并将两类借贷家庭的工资份额α₁、α₂分别设为0.5和0.4；参照许志伟等(2011)的研究，资本折旧率δ_K设定为0.035，对应于15%的年折旧率；参照Mora-Sanguinetti and Rubio(2014)的研究，自有住房与租房的替代弹性ε_h设定为2，组合房产中自有住房的权重ω_h设定为0.4；根据万晓莉(2011)使用中国1996-2007年季度数据得到的货币政策参数估计结果，中国货币政策连续性为0.95，对产出缺口的反应弹性为0.21，对通胀缺口的反应弹性为0.69；此外，我们将企业房产抵押率设定为0.5，住房偏好稳态值$\overline{\gamma}$设定为0.07，住房投机系数设定为1.2，其他参数与Iacoviello(2005)的参数设定保持一致。

在这些参数配置下，结合0.5的投机型购房抵押率(首付五成)与0.7的刚需型购房抵押率(首套房首付比例长期稳定在三成)，房地产价值与产出的比率为4.34，其中0.99为企业房产，3.35为家庭房产。另外，据任泽平估算，中国房地产市场价值约为GDP总量的四倍。因此，模型校准的这一结果与中国房地产市场的现实数据相符。

(二) 稳态分析

在本文中，金融因素的建模主要通过引入商业银行与信贷摩擦，具体表现为商业银行获取储蓄家庭存款受资本充足率的约束，而借贷家庭与企业向银行的借贷则受抵押率的约束。因此，本文主要探讨资本充足率与抵押率的变化对模型一般均衡的影响。

1. 抵押率对宏观经济金融变量的影响

通过对抵押率进行不同的取值发现：两类借贷家庭的信贷数量对抵押率变化均较为敏感，中央银行通过调整不同贷款需求的抵押率控制信贷的投放，进而实现结构性收缩或扩张的政策目标；刚需型与投机型购房抵押率的增加使社会总需求扩张，对稳态下的消费、投资和产出具有正向影响，但两者的区别在于对稳态下房价的影响。如图 1所示，投机型家庭抵押率的增加显著地推升房价与房租价格的均衡值，而刚需型家庭抵押率的增加使房价与房租价格的均衡值在一定程度上降低。因此，在有效识别住房需求的基础上，通过调整不同购房信贷需求的抵押率，对投机购房采用较为紧缩的信贷政策，同时对刚需购房采用较为宽松的信贷政策，这一差别化信贷政策可达到在抑制投机需求的同时释放刚性需求，使住房回归到消费品的本质，从而在长期有效抑制住房价格的快速上涨。此外，差别化信贷政策中两个抵押率不同方向的调整可在一定程度对冲对实体经济的影响。

投机型与刚需型购房抵押率对房价的不同影响引起了我们的关注，因此我们从模型稳态条件出发，进一步探究其作用机制。

(1) 投机型购房抵押率对房价的影响机制

由(4)(34)得到长期均衡时储蓄利率与借贷利率的解析式：

$ R=1 / \beta, R^{L}=\rho / \beta+(1-\rho) / \beta_{B} $

(38)

其中ρ=1/(1+a)为杠杆比率(其中a为资本充足率)，因此我们得到以下推论：

推论1：根据$\partial R^{L} / \partial \rho < 0, \partial \rho / \partial a < 0$，可知长期均衡的借贷利率与银行杠杆率成反向关系，但与资本充足率成正向关系，即资本充足率越高，银行杠杆率越低，借贷利率越高。

由(18)(19)的稳态方程并消去以边际效用标准化的信贷约束乘子得到：

$ q=\frac{\gamma n}{1-\beta^{\prime \prime}-m^{\prime \prime} / R^{L}+\beta^{\prime \prime} m^{\prime \prime}} \frac{c^{\prime \prime}}{h^{\prime \prime}}=\zeta_{1} \frac{c^{\prime \prime}}{h^{\prime \prime}} $

(39)

进而，结合(15)(16)(26)得到长期均衡的投机型家庭消费：

$ c^{\prime \prime}=\frac{\alpha_{2}(1-\mu-\nu)}{1+\left(1-1 / R^{L}\right) m^{\prime \prime} \zeta_{1}} \frac{Y}{X} $

(40)

两式合并可得：

$ q h^{\prime \prime}=\frac{\gamma n \alpha_{2}(1-\mu-\nu)}{1-\beta^{\prime \prime}-m^{\prime \prime}\left[1 / R^{L}-\beta^{\prime \prime}+\gamma n\left(1 / R^{L}-1\right)\right]} \frac{Y}{X} $

(41)

引理1：为了使以消费边际效用标准化后的信贷约束的乘子φ′, φ″, φ^E为正，即借贷者可以通过借贷获得正的边际效用，需满足β′, β″, β^E < 1/R^L < 1。

引理2：在合适的参数范围内，1/R^L-β″+γn(1/R^L-1)>0。

根据上述引理，我们有以下推论：

推论2：由于住房总供给单位化为1，q=q∑h，因此qh″为住房投机需求对长期均衡房价的贡献。由$\partial q / \partial m^{\prime \prime}>0$，可知长期均衡房价与投机型购房抵押率成正向关系，即随着外部融资约束的放松，投机型家庭购房抵押率上升，房价上涨；然而在对投机型家庭消费的影响上$\partial c^{\prime \prime} / \partial m^{\prime \prime} < 0$，投机型家庭的抵押率与消费存在反向关系，这也意味着外部融资约束放松引起的房价上涨具有一定程度的“房奴效应”。

推论3：由$\partial q / \partial n>0$，可知长期均衡房价与住房投机程度成正向关系，住房投机程度的上升同样会推升房价，因而住房上涨预期导致的较高住房偏好是投机型购房抵押率影响房价的一种强化机制。

(2) 刚需型购房抵押率对房价的影响机制

刚需型家庭的最优化问题中，买房与租房相互替代，因而刚性住房需求通过买房和租房两个渠道影响长期均衡的房价。

根据(10)(12)(13)(14)，可得：

$ q=\frac{\gamma J}{1-\beta^{\prime}-m^{\prime} / R^{L}+\beta^{\prime} m^{\prime}} \frac{c^{\prime}}{h^{\prime}}=\zeta_{2} J \frac{c^{\prime}}{h^{\prime}} $

(42)

$ q=\frac{\gamma(1-J)}{(1-\beta)} \frac{c^{\prime}}{h^{r}}=\zeta_{3}(1-J) \frac{c^{\prime}}{h^{r}} $

(43)

$ J=\frac{\omega_{h}^{1 / \varepsilon_{h}}\left(h^{\prime}\right)^{\left(s_{h}-1\right) / \varepsilon_{h}}}{\omega_{h}^{1 / \varepsilon_{h}}\left(h^{\prime}\right)^{\left(s_{h}-1\right) / \varepsilon_{h}}+\left(1-\omega_{h}\right)^{1 / \varepsilon_{h}}\left(h^{r}\right)^{\left(\varepsilon_{h}-1\right) / \varepsilon_{h}}} $

(44)

将以上三式联立方程组，解得$J=\frac{\omega_{h}\left(\zeta_{2}\right)^{s_{h}-1}}{\omega_{h}\left(\zeta_{2}\right)^{\varepsilon_{h}-1}+\left(1-\omega_{h}\right)\left(\zeta_{3}\right)^{s_{h}-1}}$。

不难发现，$\partial \zeta_{2} / \partial m^{\prime}>0，\partial \zeta_{3} / \partial m^{\prime}=0，\partial J / \partial m^{\prime}>0 $。

由(8)(9)(25)得到长期均衡的刚需型家庭消费：

$ c^{\prime}=\frac{\alpha_{1}(1-\mu-\nu)}{1+\left(1-1 / R^{L}\right) m^{\prime} \zeta_{2} J+(1-\beta) \zeta_{3}(1-J)} \frac{Y}{X} $

(45)

进一步得到：

$ q h^{\prime}=\frac{\alpha_{1}(1-\mu-\nu) \zeta_{2} J}{1+\left(1-1 / R^{L}\right) m^{\prime} \zeta_{2} J+(1-\beta) \zeta_{3}(1-J)} \frac{Y}{X} $

(46)

$ q h^{r}=\frac{\alpha_{1}(1-\mu-\nu) \zeta_{3}(1-J)}{1+\left(1-1 / R^{L}\right) m^{\prime} \zeta_{2} J+(1-\beta) \zeta_{3}(1-J)} \frac{Y}{X} $

(47)

在本文的参数配置下，可得到：$\partial\left(q h^{r}\right) / \partial m^{\prime} < 0$，$\partial\left(q h^{\prime}\right) / \partial m^{\prime}>0$且$\partial^{2}\left(q h^{\prime}\right) / \partial m^{\prime 2}>0$，并由此得出下述推论：

推论4：刚需型购房抵押率通过买房与租房渠道对房价的影响分别有正向与负向两方面的作用，即当刚需型购房抵押率上升时，买房需求的增加使房价上涨而租房需求的减少则使房价下跌。此外，刚需型购房抵押率越高即长期稳定的首付比例越低，买房需求的上升也就越快。

将推论4具体对应到图 1可知：当抵押率低于0.9时，租房需求渠道对房价的影响占主导，房价随着抵押率的上升而略微下跌，而当抵押率继续上升并超过0.9时，买房需求的激增使买房需求渠道对房价的影响占主导，从而导致一定程度的房价上涨。

2. 抵押率对商业银行信贷加权平均抵押率的影响

信贷加权平均抵押率($\overline{L T V}$)可用来衡量商业银行的资产质量与风险状况，加权平均抵押率越低，资产质量越好，银行承担的风险水平越低。在本文中，可通过如下方式计算商业银行的加权平均抵押率：

$ \overline{L T V}=\frac{R^{L}\left(b^{\prime}+b^{\prime \prime}+b^{E}\right)}{q\left(h^{\prime}+h^{\prime \prime}+h^{E}\right)}=\frac{m^{\prime} h^{\prime}+m^{\prime \prime} h^{\prime \prime}+m^{E} h^{E}}{h^{\prime}+h^{\prime \prime}+h^{E}} $

(48)

图 2左图给出了刚需型购房抵押率为0.6、0.7和0.8时，投机型购房抵押率变动对银行信贷加权平均抵押率的影响。不难发现，平均抵押率对投机型购房首付比例的变动较敏感，随着首付比例的降低，平均抵押率上升明显，且首付比例低于30%时(相当于未对投机性需求进行识别)，平均抵押率上升加快，银行承担的风险显著增加。同样地，图 2右图刻画了投机型购房抵押率为0.4、0.5和0.6时，刚需型购房抵押率变动对平均抵押率的影响：当刚需型购房长期稳定的首付比例在大于20%的区间变动时，平均抵押率的变动较不敏感；当长期稳定的首付比例降至20%以下时，随着刚需型首付比例进一步降低，平均抵押率明显上升，银行承担的风险也随之剧增。具体的经济机制为：首付比例的降低伴随着刚需型家庭买房需求的加速增加(推论4)，从而使刚需型购房抵押率的影响权重逐渐占据主导。因此，首付比例很低甚至零首付容易导致房地产价格泡沫，引发系统性风险，目前首套房的首付比例长期稳定在30%上下，可知在这个水平下，调整刚需型购房抵押率对平均抵押率的作用很小，银行系统主要通过调整投机型购房抵押率来控制资产的风险状况，从而达到防范化解重大金融风险的目的。

3. 商业银行资本充足率对房价的影响

商业银行资本充足率对长期均衡的房价的影响主要有三种渠道：住房投机需求、住房刚性需求以及企业要素需求。

对于住房投机需求渠道，根据(41)得到$\partial\left(q h^{\prime \prime}\right) / \partial R^{L} < 0$，并结合推论1的$\partial R^{L} / \partial \rho < 0$，$\partial \rho / \partial a < 0$，不难得出：$\partial\left(q h^{\prime \prime}\right) / \partial a < 0$。为此，我们有以下推论：

推论5：在住房投机需求方面，长期均衡的房价与商业银行资本充足率成反向关系，即通过影响住房投机需求的渠道，资本充足率的提高会使房价下跌，这也与经济直觉相一致，当银行收紧银根时，市场均衡借贷利率升高，房产泡沫受到一定程度的抑制。

对于住房刚性需求与企业要素需求渠道同样可以得到上述结论，即资本充足率的提高限制了商业银行杠杆，提高了借贷的成本，从而使长期均衡的房价下降。

四、数值模拟分析 (一) 住房偏好冲击

图 3给出了模型主要宏观经济变量对住房偏好冲击的脉冲响应结果。其中，对房地产市场的影响上，家庭部门对房地产的需求上升，刚需型家庭与投机型家庭的自有住房不断增加，并在第7期达到峰值后才逐步下降至稳态水平，而由于房地产供给固定，企业房产在第1-2期减少0.7%，并在随后恢复到稳态水平，整个过程经历了15个季度。社会总住房需求的扩张导致房价上涨5%，且上涨的持续时期超过10个季度；与之同时，租房作为自有住房的替代品，房租价格也随房价相应上升，且持续时期更长。

对实体经济的影响上，房价的上涨使房地产抵押价值增加，外部融资约束随之放松，信贷规模表现出超调特征，短期的紧缩后更为强烈地扩张，并最终促使总需求扩张。总需求的扩张刺激企业加大劳动与资本要素的投入，物价抬升，产出增加。其中，总产出在前3季度上涨1.5%，而在经历了10个季度的上涨后，即走向负向反应，表现为过度衰减。此外，刚需型家庭与投机型家庭的消费水平下降，并未体现出房价上涨的财富效应。

信贷结构方面，由于模型以房地产作为唯一的抵押品，刚需型家庭、投机型家庭借贷量随房产抵押价值的增加而上升，且投机型家庭借贷量增长的峰值略大于刚需型家庭，而企业的借贷量则随房产抵押价值的减少而降低。由此可知，当偏好冲击引起房地产价格上涨时，信贷资金从生产部门向家庭部门转移，而投机型家庭的投机行为通过放大房地产市场的价格波动，加大了信贷结构的扭曲，进而使企业长期的资本投入进一步减少，抑制了企业长期发展的能力，最终削弱了经济增长的内在动力。反言之，限贷等打压房价的调控政策通过住房偏好的负向冲击，在短期内挤出投机需求引致的住房泡沫，使产出、资本随之下降，但信贷结构的改善孕育了经济增长的潜力，使产出在长期增加。

(二) 货币政策冲击

图 4给出了在实际利率3%的水平下，利率上调25个基点的货币政策冲击下模型宏观经济变量的脉冲响应。其中，对房地产市场的影响上，紧缩的货币政策冲击提高名义利率，导致房价下跌，家庭部门自有住房减少，且房价下跌具有较强的持续性。

对宏观经济的影响上，利率冲击对宏观经济造成较为明显的负向影响；房价下跌对家庭消费具有替代效应与收入效应的双重影响，最终消费水平降低；由此可知，利率上升通过抑制了房地产与消费的需求，使社会总需求减少，进而使总产出在短期内下降约2%；此外，相比刚需型家庭而言，投机型家庭的房产与消费的下降的持续时期较长，因此紧缩的货币政策可在一定程度抑制房地产市场的投机性需求。信贷结构方面，刚需型家庭与投机型家庭的借贷量减少，而企业的借贷量增加，由此可知，在加息周期下，资金从房地产市场流向实体经济，经济结构“脱虚向实”，从而培育企业增长的内在动力，在一定程度上提振了实体经济。

(三) 抵押率对房价波动的影响

以上讨论是在刚需型与投机型购房抵押率分别为0.7与0.5的设定下进行的，国内学者就房地产信贷政策冲击(抵押率冲击)对房地产市场与宏观经济的影响进行了大量研究(赵胜民等，2013；何青等，2015)。与已有研究不同的是，本文重点研究内容不在于抵押率冲击对短期经济波动的影响，而是探讨差别化信贷政策稳定房地产市场的长效机制，即比较不同抵押率水平的稳态经济，在外生冲击影响下，房地产市场的波动状况。

图 5给出了刚需型购房抵押率为0.7，投机型购房抵押率分别为0.3、0.5和0.7时，房地产市场变量在外生冲击下(以住房偏好冲击为例)的脉冲响应。

在正向的住房偏好冲击下，住房价格在第1期上涨，随后逐步回落到稳态附近，且投机型购房抵押率提高加剧了房地产市场的波动；当投机型购房抵押率为0.3，即首付7成时，住房价格最高上涨3.9%，投机型购房数量最高上升0.28%，投机型家庭借贷量最高上升1.0%；当投机型购房抵押率增加到0.7时，即首付比例下降至3成时，宽松的信贷政策激励了投机性需求，增加了房价、投机型家庭购房与借贷量对外生冲击脉冲响应的强度，相应的峰值水平分别达到6.6%、0.38%与3.6%。导致这一现象的原因是：信贷市场的信贷杠杆放大了投机型购房需求的波动，且抵押率水平越高(即杠杆越大)，放大的程度也越大；而投机性需求的进一步扩张又加大了房价波动的峰值和强度。因此，降低投机型购房抵押率水平，对抑制房地产市场波动具有良好的政策效果。

图 6给出了投机型购房抵押率为0.5，刚需型购房抵押率分别为0.5、0.7和0.9时，房地产市场变量在外生冲击下(以住房偏好冲击为例)的脉冲响应。与投机型家庭信贷扩张类似的是，当刚需型购房抵押率较高时，刚需型家庭的购房与借贷量的脉冲响应对住房偏好冲击的波动同样加大，但不同的是，刚需型家庭的信贷适度扩张对房价波动的影响很小(三条脉冲响应曲线几乎重合)。因此，我们认为刚需型家庭的购租决策可在一定程度上熨平了房价波动，而差别化的信贷政策可使上述作用进一步得到强化。

综上所述，在外生的住房偏好冲击的作用下，投机型购房抵押率越低即首付比例越高，差别化信贷政策对投机型购房波动与房价波动的抑制越明显；而刚需型家庭长期稳定的首付比例在10%-50%内变化时，外生冲击引起的房价波动没有显著差异。因此，差别化信贷政策通过抑制投机需求的同时支持自住需求，可使房地产更多地回归到消费属性，从而有效地抑制了住房投机需求波动与房价波动，这也与2016年10月以来“房产新政”取得的效果相一致。

五、稳健性检验

为了检验模型的稳健性，我们对模型自设的住房投机系数与刚需型家庭工资份额以及模型重要参数——住房偏好系数进行不同取值，发现不同参数系统下的脉冲响应，内生变量的波动方向、曲线形状以及波动大小均与之前的结论相似，模型具有稳健性。

图 7给出了10%住房偏好冲击下，不同模型参数对应的房价平均波动(以标准差衡量，取前20季度的模拟数据)，进而检验“差别化信贷政策抑制房价波动”这一结论的稳健性。不难发现，刚需型、投机型购房抵押率组合(0.5，0.5)与组合(0.7，0.5)在不同参数取值下，其对应的房价平均波动水平均较为接近，而组合(0.7，0.7)的房价平均波动则显著大于以上两者。例如：住房偏好系数在0.05-0.09之间变动时，组合(0.5，0.5)的房价波动标准差从1.52%上升至1.94%，组合(0.7，0.5)则从1.43%上升至1.91%，而组合(0.7，0.5)则从1.64%上升至2.43%。因此刚需型家庭的信贷适度扩张对房价波动的影响很小，而投机型家庭的信贷扩张则显著加大了房价波动的峰值和强度，即“抑制投机需求的同时支持自住需求”的差别化信贷政策确能有效抑制房价波动，且上述结论对住房偏好系数、住房投机系数与刚需型家庭工资份额等参数的适度变动均为稳健。

此外，根据图 7房价波动大小的变化趋势可知，当住房偏好系数、住房投机系数增加，以及刚需型家庭工资份额下降(相当于投机型家庭工资份额增加)时，刚需型、投机型购房抵押率组合(0.7，0.7)的房价波动较其他两者的相对大小随之增大。这意味着，在市场投机需求高涨时，差别化信贷政策对房价波动的抑制效果尤为显著。

六、结论与建议

本文建立了一个包含异质性借贷家庭与信贷摩擦的动态随机一般均衡模型，并引入包括商业银行与中央银行的银行系统。其中，异质性借贷家庭的引入旨在区分不同的借贷购房需求，以研究差别化信贷政策对房地产市场与宏观经济波动的影响；并通过比较不同抵押率组合下的住房投机需求与房价的波动情况，从DSGE的视角研究我国差别化的信贷政策对稳定房价的效果。

主要结论有：

第一，投机型家庭首付比例的提高，对长期的消费、投资和产出的负面影响较小，却显著降低了房地产的均衡价格；刚需型家庭首付比例的适当降低，对长期的消费、投资和产出具有正面作用，房地产价格也略微下降，有利于经济向好发展，但也要注意防范首付过低可能导致的系统性风险。总体上看，正面作用大于负面影响，“抑制投机需求的同时支持需求”的差别化信贷政策有利于长期经济增长。

第二，投机型家庭首付比例越高，面对不同类型的冲击，住房投机需求与房价的波动越小，但当首付比例低于30%时，贷款银行承担的风险会显著上升。而刚需型家庭长期稳定的首付比例在20-50%范围内适度降低，对房地产价格波动的影响很小，但首付比例降至20%以下时，贷款银行承担的风险则会显著上升。导致这一差异的原因可能是刚需型家庭的购租决策可在一定程度上熨平房价波动，而差别化的信贷政策则强化了这种机制。

第三，正向的住房偏好冲击导致总产出的短期增长与长期的过度衰减。主要影响机制为：当偏好冲击引起房地产价格上涨时，信贷资金从生产部门向家庭部门转移，而投机型家庭的住房投机行为助长了房地产市场的价格波动，加大了信贷结构的扭曲，进而使企业长期的资本投入减少，抑制了企业长期发展的能力，可能会造成经济增长内在动力不足。限贷等打压房价的调控政策，虽在短期内抑制投机需求引致的住房泡沫，在房价下跌的同时会造成产出、资本的下降，但长期可引导资本向企业的实际生产环节转移，孕育出未来经济增长的潜力；相比刚需型家庭，加息会引起投机型家庭房产与消费更长时期的下降，即加息政策对住房投机需求的抑制更为明显。以上两类政策都有利于抑制房价泡沫，引导经济“脱虚向实”，进而推进金融去杠杆和供给侧结构性改革。

自2016年9月30日以来，多个城市出手房价，400多次调控政策被实施，以首付比例和房贷利率为主，限购、限售、租赁住房、共有产权等配套的政策层出不穷，房价只涨不跌的预期被改变，房地产房产投机需求基本被遏制。从具体案例看，北京、杭州、苏州和南京都采用了首套房首付比例30%，二套房首付比例至少60%且房贷利率提高等差别化信贷政策，它们的房价平稳甚至有小幅回落，这些均表明现行的差别化信贷政策对维持房地产市场稳定、防止房价大起大落是行之有效的。当然，仍有尚待完善的地方，对此本文建议如下。

(1) 科学区分刚需与投机性购房，精准实施差别化信贷政策

当前以首套、二套为主的识别方法较为粗糙，建议以各城市为责任主体，综合采用征信部门、税收、水厂、电力等各平台数据共享等方式，更科学地识别刚需购房和投机性购房。目前首付比例普遍在30%，在充分识别自住购房的前提下，首付比例仍然具有下调的空间。加强对个人购房资金来源的穿透式监管，尤其对个人首付资金来源的监管。不过需确保首次购房者首付比例不低于20%。而对投机型购房仍然要保持高压政策，首付比例需要严格大于30%。

(2) 改善调控政绩评价体系，夯实城市政府主体责任

按照中央经济工作会议“坚持房子是用来住的、不是用来炒的定位，因城施策、分类指导，夯实城市政府主体责任”，所以不同城市要依据各自房地产市场特点，采取相应的差别化信贷政策。城市间房价不能攀比，实施政策要杜绝观望。改革地方政府调控政绩绩效考核办法，将房市交易量平稳作为主要考核指标，未来要尽可能保持房地产政策的中性，让市场供需双方在一定范围内有序释放。避免房价大起大落，使其稳定在合理区间，通过经济增长消化可能存在的房地产市场泡沫。

(3) 坚持宏观审慎、全局长远的调控政策

十九大指出我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾，对住房的消费需求也是人民的美好生活需要之一，房地产市场风险的化解，更关系到未来“两个一百年”目标实现。对一个城市来说，房地产的刺激政策不利于长期经济增长，打压政策不利于短期经济增长，尤其经济下行的时候，可能因预期变化，对短期经济增长的负面作用更大。在防范风险的同时，当前适当放松打压政策是可行的。当前租售比较大偏离正常区间，这与房屋租赁生态体系的不成熟密切相关，要利用差别化的信贷政策，引导租赁市场体系的建设。当前限购、限售等行政化政策被广泛实施，但其长期副作用不小，建议在适当时机更多使用差别化信贷等市场化政策。目前，国内经济各主体债务压力剧增，中美贸易摩擦亦对国内经济产生负面影响，因此建议科学论证房产税实施的可行性，避免主动刺破房地产泡沫而造成被动的局面。

总之，在防止房地产灰犀牛与金融去杠杆中需要把握平衡，统筹兼顾政策长、短期效应，充分把握好房产调控政策的力度。同时适当利用舆论和其他途径合理引导市场预期，稳定信心以保持房地产市场健康稳定发展。