银行信贷首付约束与中国房地产价格研究

银行信贷首付约束与中国房地产

价格研究

梁

斌

内容摘要：本文引入银行信贷的首付约束，建立了带有房地产部门的动态随机一般均衡模型，为分析首付约束与房地产价格关系提供了一个可操作的框架。通过和实际经济比较表明，构建的模型对中国经济和房地产价格波动有较好的解释力。本文得到了首付约束冲击对房地产价格的动态影响过程，研究证实首付约束的正向冲击不仅抬高了房地产价格，而且冲击的持久性更强；同时首付约束的正向冲击还放大了房地产价格对货币政策冲击和产出冲击的脉冲响应。

关键词：首付约束中图分类号：F831

房地产价格

动态随机一般均衡文献标识码：A

冲击对房地产价格的影响。因此，本文尝试在动态模型中引入房地产抵押贷款的首付约束，为分析银行信贷首付约束与房地产价格波动的关系提供了一个可操作的框架，刻画出首付约束冲击对房地产价格的动态影响过程，并且比较不同的首付约束下货币供给冲击和产出冲击对房地产价格的动态影响过程。

针对银行信贷首付约束与房地产价格的动态关系，国外很多学者进行了相关的研究。Stein（1995）引入价格黏性建立了一般均衡模型，研究发现首付约束对房价的波动影响很大。而Or-

引言

自1998年实行住房商品化改革以来，中国的房地产市场得到了快速发展，房地产业逐渐成为国民经济的支柱产业。随着中国房地产市场的发展，金融机构也推出个人住房抵押贷款的服务，以适应中国房地产市场的发展要求。而且在房地产市场化改革初期，中国人民银行采取了多项措施来鼓励商业银行发放住房抵押贷款。

①

由

于面临着逆向选择和道德风险等问题，因此银行在发放贷款的时候，总是需要一定的首付比例对贷款人进行信贷约束。随着抵押贷款购房的比例逐渐上升，银行信贷首付约束也逐渐成为政府调控房地产市场的主要工具之一，针对近年来房价不断上涨，中国政府多次调整房地产抵押贷款的首付约束比例。如果首付约束是十分重要的，除了本身对房地产价格会产生影响外，可以预期，首付约束的变化会影响甚至改变经济中其他主要

作者单位：梁斌，北京大学经济学院博士研究生。

talo-Magne（1999，2005）从收入和偏好的异质

性方面研究了家庭房地产消费的动态波动发现，受到银行信贷首付约束的年轻人对房地产市场的影响独立于收入，而中央银行放松首付约束将带来整体经济从繁荣到衰退的波动。Iacoviello（2005）引入了价格黏性模拟了房地产价格的动态特性，发现加入房地产抵押贷款和首付约束

1997年中国人民银行颁布了《个人住房担保贷款管理办法》，鼓励城镇居民通过个人住房担保贷款购买普通住房。1998年制定的《个人住房贷款管理办法》，指出住房建设为国民经济新的增长点，各商业银

①

行应当调整贷款结构，积极支持住房建设和消费。

4国际金融研究/2011.3STUDIESOFINTERNATIONALFINANCE宏观经济学

后，很好地改善了模型对房地产价格脉冲响应的模拟。Benito（2006）利用1993~2002年的英国数据研究表明，放松的首付约束大大提高了房地产价格对各种冲击的敏感度。EerolaandMaatta-季度的季度数据对上面的模型进行估计，宏观季度数据均来源于中经网数据库，包括：实际

GDP、实际房地产价格、CPI、货币供应量。房

地产价格由商品房销售总额除以商品房销售面积计算获得；用M1数据表示货币供应量；数据均利用X－12进行季节调整，得到不含季节因素的季度数据。

（二）单位根检验

在进行VAR分析前，本文先检验数据的平稳性，也即它们的单整阶数是否相等。我们首先用ADF方法分别对实际GDP、货币供应量和实际房地产价格这三个时间序列变量进行单位根检验。从表1中可以看出，在95%的置信度下，实际GDP、货币供应量和实际房地产价格满足一阶单整序列，这样，尽管实际GDP、货币供应量和实际房地产价格这三个时间序列变量的原始序列不具有平稳性，但是它们的一阶差分都是一阶单整，为平稳时间序列。

（三）协整检验

在单位根检验基础上还要进行协整检验，从而判断实际GDP、实际货币供应量和实际房地产价格这三个时间序列变量是否存在长期均衡关系，而且这种关系是否是平稳的。从表2可以看到，GDP、货币供应量和房地产价格这三个变量存在一阶协整关系。

（四）脉冲响应分析

接下来，本文对GDP、货币供应量和房地产价格进行VAR分析，进而研究货币供给和产出对房地产价格的脉冲响应函数。

首先，从图1给出的房地产价格对货币供给冲击的脉冲响应可以看到，当出现1%的货币供给冲击后，房地产价格立即上升0.48%，随后持续下降，在第三季度下降到低于初始值的

5%临界值-3.508-3.512-3.508-3.512-3.508-3.512

10%临界值-3.185-3.187-3.185-3.187-3.185-3.187

P值0.14700.00000.28930.00001.00000.0034

结论不平稳平稳不平稳平稳不平稳平稳

nen（2008）在OLG模型下研究家庭的首付约束

对房地产价格的动态变化的影响，发现首付约束对房地产价格变化的影响的大小取决于房地产价格的变化是由利率还是收入冲击引起。

近年来，针对中国房地产市场的讨论也成为国内学术界理论研究的热门话题，但关注房地产抵押贷款的研究，也主要是以银行抵押贷款与房地产价格的关系（张涛、龚六堂、朴永祥，2006；唐文进、陈勇，2006；孔行等，2010），以及房地产抵押贷款证券化和银行风险防范（杨文生、赵杨，2010）等内容为主。针对银行信贷首付约束下的房地产市场相关研究较少且主要以论述为主（韩立达、肖云，2008；陈耿、范运，2007），缺乏系统的理论研究。因此本文引入房地产抵押贷款的首付约束，并把房地产引入效用函数，建立具有微观理论基础的动态随机一般均衡模型，从而讨论了银行首付约束对房地产价格波动的影响。本文余下部分的安排如下：第一部分是关于中国宏观经济和房地产市场的特征事实；第二部分建立带有银行抵押贷款和房地产部门的动态随机一般均衡模型；第三部分是模型的参数校准；第四部分模拟经济和实际经济的比较分析；第五部分在建立的模型基础上讨论了银行首付约束对房地产价格的影响；第六部分是本文的结论。

一、中国的特征事实

（一）数据选取

本文基于中国1998年一季度至2010年二

表1

序列

检验类型（C，T，1）（C，T，1）（C，T，1）（C，T，1）（C，T，1）（C，T，1）

单位根检验结果

ADF统计量-2.949-7.340-2.580-6.5202.586-4.275

1%临界值-4.168-4.178-4.168-4.178-4.168-4.178

GDPΔGDPHPΔHPM2ΔM2

注：①变量前面的△代表变量的一次差分

②检验形式（C，T，N）括号中的C表示ADF检验时有常数项，T表示含趋势项，N表示滞后阶数。

国际金融研究/2011.3STUDIESOFINTERNATIONALFINANCE5宏观经济学

表2

零假设：最大似然秩≤

估计值

协整关系检验

特征值

迹检验统5%临计量

界值

1%临

界值

二、模型的构建

房地产作为一种消费品，具有特殊的性质，既是消费品又是投资品，因此本文将房地产引入效用函数。而且房地产已经成为中国居民个人贷款的主要抵押品，因此在模型中引入房地产抵押贷款。代表性经济人在t时的效用为：

012

-1083.23630.5960354.0764*29.68-1062.84230.1595713.2883-1058.93080.11437

5.4654

15.413.76

35.8520.046.65

注：*表示在1%显著水平上拒绝原假设。

0.30%，然后逐渐增加并回到初始值。由图1可

以说明，货币供给冲击会对房地产价格产生影响，但不具有长期持续性。其次，如图2所示的房地产价格对产出冲击的反应情况，当出现

Lt1-nct1-Φht1-Φ

（1）U（ct，ht）=+p+γ

1-Φ1-Φ1-η其中，ct为t时期的非房产消费，ht为t时期的拥有的房地产，lt为t时期的闲暇，nt=1-lt

而则代表劳动时间。

因此，代表性经济人的总期望效用函数为：

∞

∞

1%的总产出冲击后，房地产价格立即下降0.48%，随后持续上升，在第一季度后一直处于

其初始值的上方。因此可以说明，当受到总产出冲击后，房地产价格立即上升，而且房地产价格对产出冲击的响应有明显的持续性。

󰀂E0ΣU（ct，ht）＝E0Σβt（

t=0

t=0

ct1-Φh1-Φ

+pt+γ1-Φ1-Φ

ltl-η

）（2）1-η

其中0＜β＜1，为代表性经济人的贴现因子。

房地产抵押贷款的首付约束是代表性经济人必须支付的现金，本文假定t期的银行信贷首付约束比例为Θt，因此：

󰀃󰀄Mt-1+τt≥ct+Θtqt（ht-ht-1）Pt

P其中Π2＝t，为t期通货膨胀率。Pt-1

企业的生产函数为：

（3）

󰀁󰀂󰀁󰀃󰀄󰀅󰀅󰀄󰀂󰀅󰀇󰀂󰀄󰀆󰀅yt=kt-1ant1-aeμT+zt

间序列变量，为时间趋势参数。

（4）

置信区间󰀈󰀄󰀉󰀊󰀊󰀊󰀊95%正交脉冲响应󰀊󰀊󰀊󰀊󰀊󰀊其中，zt为技术进步等因素引起的冲击；为时

同时定义ut=ωt-ωss。其中，ωt为名义货币供给增长率，ut=ρmut-1+etm代表货币供给增长率的货币政策冲击。

图1󰀄房价对货币供给冲击的脉冲响应wt为第t期银行为房地产抵押贷款提供的

信用比例，即wt=1-Θt，贷款额度为wtqtht，而上一期的贷款额为wt-1qt-1ht-1，因此本期的利息及本金为wt-1qt-1Rt-1。从而得到家庭面临的预算

约束：

󰀃󰀂󰀁󰀂f（kt-1）+（1-δ）kt-1+

󰀃󰀅󰀂󰀃󰀆󰀇󰀅󰀈󰀉置信区间󰀉󰀉󰀉95%󰀂󰀅󰀄󰀃mt-1

+wtqtht≥ct+kt+mt+Πt

（5）

qt（ht-ht-1）+wt-1qt-1ht-1

正交脉冲响应󰀉󰀉󰀉󰀉󰀉󰀉Rt-1

Πt

图2房价对产出冲击的脉冲响应代表性经济人面临的决策问题为：

6国际金融研究/2011.3STUDIESOFINTERNATIONALFINANCE宏观经济学

ct1-Φh1-Φ

V（kt-1，ht-1，mt-1）＝max{+p+γ

1-Φ1-Φkt，bt，mt

（6）

!=ρZ!扰动项满足一阶自回归过程，即Ztzt-1+εz，

通过计量回归得到：

lt1-η

+βEtV（kt，ht，mt）}1-η!=0.665Z!Ztt-1

（9）

三、参数的校准

本文模型中需要校准的参数包括，资本占总收入的比例α；资本折旧率δ；技术冲击的自回归系数ρz和方差σz；货币政策冲击的自回归系数ρm及其方差σm；银行信贷首付约束比例

因此，技术冲击的一阶自回归系数的估计值ρz=0.665，而其标准差的估计值为σz=3.32%。

针对货币政策冲击，假设货币增长率冲击满足一阶自回归过程，即ut＝ρmut-1+εtm通过计量回归得到：

ut=0.873ut-1（11.89）

估计值为ρm=0.873，

（10）

Θ，首付约束冲击的自回归系数ρΘ及其方差σΘ；效用函数中的折现因子β，消费和休闲的替代弹性Φ和η。本文中，部分参数采用之前

文献估计和普遍采用的校准值，部分主要参数进行估计校准。本文按照文献中普遍的做法，选取折现因子β＝0.9926，即稳态下年利率为

因此，货币政策冲击的一阶自回归系数的

而其标准差的估计值为

σm＝0.0386。

由于首付约束冲击的数据获得等原因，无法估计首付约束冲击的参数值，因此本文将首付约束冲击的一阶自回归系数的估计值为ρΘ＝

3%；选取Φ＝η＝1，即效用是消费和闲暇的对

数线性函数；根据目前中国关于房地产抵押贷款的规定，选取稳态下银行信贷首付约束比例

0.873，而其标准差的估计值为ρΘ＝0.0386，即

和货币冲击的参数校准值一样，从而可以比较货币政策和信贷政策的调控效果。

表3

参数参数

Θ＝0.3。

（一）资本份额的参数校准

对于中国资本存量的估算，之前的研究中争论比较大，本文使用张军（2003）提供的方法计算得到的1978~2008年的资本存量（1978年不变价）；劳动人数N使用国家统计局公布的就业人数年度统计。采用黄赜琳（2005）中的方法，对资本存量回归的生产函数为：

βρz

校准值0.9926校准值0.665

参数校准结果

α0.499ρm

Θ0.3σm

Φ1σz

η1σΘ

δ0.025ρΘ0.873

0.8730.03860.03320.0386

四、模拟经济与实际经济的比较分析

通过MATLAB程序求解模型，本章从脉冲响应函数和二阶距特征两个方面比较了模拟结果和实际经济。

（一）脉冲响应函数

首先本文比较了实际数据和模拟数据下房价对货币供给冲击和产出冲击的脉冲响应，结果见图3和图4。

从图3中我们可以看到，除了初始反应外，模拟数据的正交脉冲响应函数全部落在实际数据脉冲响应的95%置信区间内。而且模拟数据的正交脉冲响应函数很好地模拟出实际数据脉冲响应函数的曲线形状，即货币供应量的冲击短期内使得房地产的价格升高，随后房价逐渐下降，最终回到初始值。图4则比较了实际数据和模拟数据的房价对产出冲击脉冲响应结果。

国际金融研究/2011.3STUDIESOFINTERNATIONALFINANCEYK

（7）=1.833+0.499ln+0.031T

NN（3.76）（9.99）（7.61）

R2＝0.997S.E.＝0.0344F=5338.70

括号内表示对应参数估计的t检验值，而且计量模型的拟合度为99.74%，因此资本产出弹性的估计值为α＝0.499，劳动产出弹性的估计值为0.501。

ln

（二）外生冲击的参数校准

从生产函数的公式（4）和公式（11）我们可以得到“索洛剩余”：

lnZ＝ln

YK（8）-0.499ln-0.031T

NN

!，且技术冲击的假设技术冲击满足Zt=Z+Zt

7宏观经济学

从图4中我们可以看到，除了初始反应外，模拟数据的正交脉冲响应函数全部落在实际数据脉冲响应的95%置信区间内。在实际数据的脉冲响应函数中，产出冲击短期内使得房地产价格降低，随后迅速上升，并始终高于初始值。而模拟数据的脉冲响应函数中，产出的短期冲击使得房地产价格上升，3期后开始缓慢下降但始终高于初始值，因此模拟数据的脉冲响应较好地模拟了实际数据中房地产价格对产出冲击的持续性效应。从图3和图4中我们可以看到，本文的理论模型得到的房价对货币供应量的脉冲响应，比较好地模拟了中国房地产价格的实证结果。

标准差以及同期相关关系的模拟数据和实际数据。从实际产出波动的比较来看，模型预测的产出波动与比实际经济中产出波动略小，模型解释了实际产出波动的67.10%。从货币供应量波动的比较来看，模型预测的货币供应量波动与比实际经济中产出波动小，模型解释了货币供应量波动的25.91%。从房地产价格波动的比较来看，模型预测的波动比实际经济中的波动要小，模型解释了实际产出波动的61.73%。模型预测的房地产价格与产出波动之比为

3.325%，而实际经济中房地产价格与产出波动之比为3.614%。综上可以看到，模型预测与实

际经济中的比率基本相同，本文的模型比较好地模拟了实际经济中各变量的二阶距，对实际经济有较好的解释力。

ÄÂ百分比ÅÅÅ五、首付约束对房地产价格的影响

在上面建立的模型基础上，本文利用脉冲

Ã响应的方法研究银行信贷的首付约束对房地产

ÂÁÁÂÃÁÃÂÄÁ价格影响。本文首先刻画了房地产价格对首付约束冲击的动态响应过程，并和货币供给冲击

其次定量

󰀁󰀁季度ÅÅÅÅÅÆÂÇÅÅÅÅ实际数据的置信区间95%的结果进行比较，结果如图5所示；ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅ实际数据的正交脉冲响应ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅ模拟数据的正交脉冲响应地比较了在有无房地产抵押贷款的两种情况下

图3房价对货币供给冲击的脉冲响应：模型和VAR实证结果的比较（即首付约束分别为30%和100%），房地产价格对货币供给冲击和总产出冲击的脉冲响应过程的不同，结果如图6和图7所示。

从图5中可以看到，在当出现1%的首付约束冲击后，房地产价格迅速上升1.24%，随后的初始影响是1.69%，略高于首付约束冲击的的价格升高，随后房价逐渐下降，在3期后房

ÄÂ百分比ÅÅÅ逐渐下降。而1%的货币供给冲击对房地产价格影响。在货币供给冲击下，短期内使得房地产

ÃÂÁÁÂÃÁÃÂÄÁ󰀁󰀁季度地产价格即低于初始值，在5期后过调至最低

ÅÅÅÅÅÆÂÇÅÅÅÅ实际数据的置信区间95%值，然后逐渐并最终回到初始值。而在首付约

ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅ实际数据的正交脉冲响应ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅ束冲击下，房地产价格在冲击出现当期即升高，模拟数据的正交脉冲响应图4房价对产出冲击的脉冲响应：模型和VAR实证结果的比较

随后房价逐渐下降，但在20期内始终高于初始值，冲击的持久力比较明显。因此，本文理论模型模拟的动态过程显示，在相同的冲击自回归参数和标准差下，房地产价格对首付约束冲击脉冲响应的持久性比较明显，而货币供给冲击下房地产价格的波动则略大。在中国房地产

（二）二阶距

接下来本文对实际产出、货币供应量、实际房地产价格的二阶矩进行了模拟。表4给出了实际产出、货币供应量、实际房地产价格的

8国际金融研究/2011.3STUDIESOFINTERNATIONALFINANCE宏观经济学

表4

与产出波动

之比

模拟经济与实际经济的比较

模拟经济

系数

标准差（%）

与产出波动

之比

与产出的相关关系

与产出相关

实际经济

标准差（%）

房地产价格货币供应量实际产出

Kydland-Prescott

方差比

6.9752.0261.930

3.6141.0501.000

0.9100.3141.000

4.3060.5251.295

3.3250.4051.000

0.4310.6551.000

61.73%25.91%67.10%

市场快速发展过程中，房地产价格波动也不断变大，为了适当控制房地产价格同时稳定整体宏观经济，政府经常采用货币政策和信贷政策两个调控工具。而从上面的分析中可以看到，在单独作为政策工具时，货币供给的效力略大但房地产价格的波动也更大，而首付约束的持续力则更强。

1.69%的波动。因此，带有房地产抵押贷款的经

济中的产出冲击对房地产价格的影响，明显大于没有房地产抵押贷款的经济中其对房地产价格的影响。

从图7中可以看到，在没有房地产抵押贷款的经济中，货币供给的1%的波动仅带来房地产价格0.52%的波动；而在拥有房地产抵押贷款的经济中，产出的1%的波动带来房地产价格0.59%的波动。而且，在没有房地产抵押贷响是驼峰式，而在拥有房地产抵押贷款的经济中，房地产价格在货币冲击初期即调整到最高出冲击对房地产价格的影响，明显大于没有房而且房地产抵押贷款的出现改变了房地产价格对产出冲击的脉冲响应函数的曲线形状。ÃÂÅÅÃÂÅ款的经济中，货币供给冲击对房地产价格的影Å百分比ÆÆÃÂÆ值。因此，带有房地产抵押贷款的经济中的产ÄÃÂÁ地产抵押贷款的经济中其对房地产价格的影响，ÁÂÃÁÃÂÄÁ󰀁󰀁季度ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅÅ首付约束冲击货币供给冲击图5房地产价格对银行信贷首付约束冲击的理论模型脉冲响应百分比从图6中可以看到，在没有房地产抵押贷款的经济中，产出的1%的波动仅带来房地产价格0.18%的波动；而在拥有房地产抵押贷款的经济中，产出的1%的波动带来房地产价格ÆÆÃÂÆÄÃÂÁÅÂÁÂÃÁÃÂÄÁ󰀁󰀁季度ÄÂ带有房地产抵押贷款首付约束（30%）ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÆÇÁÈÅÅÅÅÉÅÅÅÅÅÅÅÅÅÆÃÁÁÈÅÅÅÉ没有房地产抵押贷款（100%Å首付约束）百分比ÆÆÆÃÂ图7房地产价格对货币供给冲击的脉冲响应图6和图7表明，房地产抵押贷款的出现，也就是银行信贷首付约束的不断放松，不仅放大了产出冲击和货币供给冲击对房地产价格影响的幅度，而且改变了货币供给对房地产价格影响的动态过程，使得房地产价格对货币供给ÁÁÂÃÁÃÂÄÁ󰀁󰀁季度ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÆÇÁÈÅÅÅÅÉ带有房地产抵押贷款首付约束（30%）ÅÅÅÅÅÅÅÅÅÆÃÁÁÈÅÅÅÅÉ冲击的脉冲响应不再是驼峰式，而是冲击出现没有房地产抵押贷款首付约束（）100%图6房地产价格对产出冲击的脉冲响应时迅速上升到最大值然后再缓慢下降。因此，国际金融研究/2011.3STUDIESOFINTERNATIONALFINANCE9宏观经济学

从上面的分析中我们可以看到，首付约束的正向冲击，不仅本身会使得房地产价格上升，且相比货币供给冲击而言，房地产价格响应的持续性比较明显；另外首付约束的放松还放大了房地产价格对货币供给冲击和产出冲击的脉冲响应。

数值模拟的结果和实际经济的脉冲响应与二阶距的结果比较一致，表明本文构建的模型对中国经济和房地产价格波动有较好的解释力。本文研究表明：和货币供给冲击相比，首付约束作为房地产市场的调控工具，政策持续性更显著，同时房地产价格波动更小；另外，首付约束还会影响货币供给冲击和产出冲击对房地产

六、结论

价格的动态过程。因此本文建议，当政府调控房地产市场时，应优先选择提高银行信贷的首付约束比例；但同时还应考虑到收紧首付约束会降低货币政策对房地产价格的政策效力，从而在调控的政策组合和力度的选取上更加审慎，以保证房地产市场的健康稳定发展。

（责任编辑

汪

川）

近年来，中国房地产价格波动越来越大，政府多次运用银行信贷首付约束对房地产市场进行调控，但相关的理论研究却较少。本文基于中国1998年一季度至2010年二季度的季度数据，在引入银行信贷首付约束下，建立了一个带有房地产部门的动态随机一般均衡模型，讨论了首付约束对房地产价格的动态影响过程。

参考文献：

[1]陈耿,范运.调控房地产市场过热的货币政策选择：提高房贷利率还是提高信贷比例[J].生产力研究，2007（20）：

45～46.

[2]韩立达,肖云.购房贷款信贷比例变化对房地产市场的影响分析[J].价格月刊，2008（1）：90～91.

[3]孔行,刘治国,于渤.使用者成本、住房按揭贷款与房地产市场有效需求[J].金融研究，2010（1）：186～196.[4]唐文进,陈勇.住房抵押贷款定价模型与数值分析[J].中南财经政法大学研究生学报，2006（1）：1～7.[5]杨文生,赵杨.商业银行房地产信贷系统风险国内外文献综述[J].上海商学院学报，2010（3）：29～33.[6]张涛,龚六堂,卜永祥.资产回报、住房按揭贷款与房地产均衡价格[J].金融研究，2006（2）：1～10.

[7]Benito，A.Thedown-paymentconstraintandUKhousingmarket:Doesthetheoryfitthefacts？[J].JournalofHousingEconomics，2006（15）:1～20.

[8]Campbell，J.，andZ.Hercowitz.Theroleofcollateralizedhouseholddebtinmacroeconomicstabilization[R].NBERWorkingPaperNo.11330，2006.

[9]Eerola，E.，andN.Maattanen.Ontheimportanceofborrowingconstraintsforhousepricedynamics[R].BankofFinlandRearchDiscussionPapers，2008.

[10]Iacoviello，M.andS.Neri.HousingMarketSpillovers:EvidencefromanEstimatedDSGEModel[J].AmericanEconomicJournal:Macroeconomics，2008（40）:125～164.

[11]Iacoviello，M.HousePrices，BorrowingConstraintsandMonetaryPolicyintheBusinessCycle[J].AmericanEconomicReview，2005（3）:739～764.

[12]Kiyotaki，N.，andJ.Moore.CreditCycles[J].JournalofPoliticalEconomy，1997（105）:211～248.

[13]Ortalo-Magné，S.Boomin，bustout:Younghouseholdsandthehousingpricecycle[J].EuropeanEconomicReview，1999（43）:755～766.

[14]Stockman，A.C.Anticipatedinflationandthecapitalstockincash-in-advanceeconomy[J].JournalofMonetaryEconomics，1981（8）:387～393.

[15]Stein，J.Pricesandtradingvolumeinthehousingmarket:Amodelwithdown-paymenteffects[J].QuarterlyJournalofEconomics，1995（110）:379～406.

Abstract:Westudythedynamicrelationshipbetweenhousingpricesanddownpayment,byconstructingadynamicstochasticgeneralequilibriummodelinvolvinghousingsectorsanddownpayments.Bycomparison,themodelbuiltinthispaperwellexplainstherealeconomyandhousingpricesinChina.Weshapethedynamiceffectofdownpaymentsonhousingprices.Wefindthatthepositiveshockofdownpaymentsraiseshousingpricesandtheeffectenduresmuchlongerthanthatofthemonetaryshock.Wefindthattheshockofdownpaymentsalsoamplifiestheeffectsofthemonetaryshockandtheoutputshockonhousingprices.

Keywords:DownPayment;HousingPrice;DynamicStochasticGeneralEquilibrium

10国际金融研究/2011.3STUDIESOFINTERNATIONALFINANCE