房地产价格波动对次贷危机影响的实证分析

王金龙，王晓琴，都红雯

(杭州电子科技大学经贸学院，浙江杭州310018)

0 引言

2008年美国次贷危机爆发后，国内外学者对其成因进行了深入广泛的研究，形成了许多不同的观点与见解。国外相关研究报告指出银行过度的发放次级贷款，不注重资产质量是重要原因;而评级机构的失职是引发次贷危机的又一重要原因。国内学者分析认为信用衍生产品的设计缺陷、过度衍生和中介服务机构的失职成为次贷危机爆发的微观因素，而宏观因素是房地产价格走低和利率持续上调［1］。但本文在借鉴文献4相关研究素材的基础上进行实证研究，得出住房抵押贷款资产证券化比例和衍生工具交易规模对次级贷款发放规模有显著影响，且成正相关;房地产价格的波动幅度对次级贷款发放规模也是有显著影响，成负相关。

1 数据来源

本文数据部分参考文献4，包括2002年至2009年次贷规模、信用衍生品交易量及房地产价格波动等指标数据等，其中房地产价格波动幅度(%)数据根据房地产价格指数(%)数据计算得出，计算方法如:

式中，DD1t为当期房地产价格波动幅度，REt为当期房地产价格指数，REt－1为前一期房地产价格指数。

从数据整体表现看，房地产价格的波动幅度与衍生品的交易规模和次级贷款的发放规模表现出微弱的反向关系。对此，本文进行实证分析。

2 实证分析

本文主要对信用衍生品发放规模、房地产市场价格表现和次货规模之间的关系作回归分析。回归模型中选取的3个主要解释变量是住房抵押贷款资产证券化比例(S)、衍生品交易规模(TD)、房地产价格波动幅度(DD1)，被解释变量是次级贷款占房屋抵押贷款总额的比例(SUT)。其中住房抵押贷款资产证券化比例是用来表现住宅抵押贷款所支持的信用衍生品规模的变量。

对分析变量进行单位根检验的结果如表1所示。

表1 分析变量单位根检验结果表

由检验结果可知变量在一次差分后在5%的显著性水平上基本通过PP检验，分析变量基本通过单位根检验。

对分析变量进行协整检验，结果如下:迹统计量值为49.35，p值为0.004 7;λ－max统计量值为32.83，p值为0.002 6。由检验结果可知在5%的显著性水平上变量之间存在协整关系，由此进行回归分析。采用常用的多元线性回归模型，设回归方程形式如:

式中，C(i)为要求的估计参数。

使用EVIEWS软件和最小二乘法估计回归系数如:

由回归结果知，回归方程基本通过F检验和系数t检验，回归显著。S的回归系数C(2)为0.39，t统计量为9.61，p值为0，表明回归系数C(2)是显著的，即住房抵押贷款资产证券化比例对次级贷款规模有显著影响，并且系数大于0，因此是正相关的。TD的系数C(3)的p值为0.036 3，回归十分显著，原因可以解释为银行使用衍生工具的规模扩大实现了信用风险转移和流动性管理，从而影响银行决策，发放更多的高风险贷款。DD1的系数C(4)的p值为0.002 5，回归十分显著，显示房地产价格波动幅度对次级贷款发放规模影响显著，且系数小于0，负相关，原因可能是房地产价格波动的幅度越大，房地产市场的风险就越大，从而影响银行的决策，减少次级贷款的发放，反之，银行可适当增大次级贷款的发放。DD1的系数显示房地产市场价格波动对次级贷款规模有显著影响。并且，模型拟合优度R2值为0.85，调整后的拟合优度R2值为0.84，总体上拟合度较好。

D.W的值为0.97，说明式3存在残差自相关，为了更好表现各变量间的关系，使模型更具说服力，本文进一步对式3进行优化，对原模型结合ARMA模型进行调整。本文逐步对模型结果对比分析，最后采用的模型如:

回归结果如表2所示。

表2 回归方程式4结果表

结合ARMA模型加入MA项调整后得回归方程的拟合优度R2值达到0.93，调整后的拟合优度R2值达到0.91，回归方程的F检验和t检验基本通过检验，DW的值为2.1，方程整体的拟合效果较好。

根据式4回归结果的分析和式3的回归结果可知:首先，住房抵押贷款资产证券化比例、房地产价格波动幅度，对次级贷款发放规模影响较大，尤其是次级贷款占房屋抵押贷款总额的比例，原因可能是资产证券化的比例和房地产价格波动直接关系到商业银行等金融机构的风险大小和流动性强弱，从而决定了商业银行对次级贷款的消化能力;其次，衍生品交易规模对次级贷款，尤其是对次级贷款占房屋抵押贷款总额的比例的影响不是特别大，甚至回归效果不显著，可能是因为衍生品交易规模的扩大有利于资产证券化信用产品的交易流动，从而间接影响了次级贷款规模。由此，本文实证得出住房抵押贷款资产证券化比例对次级贷款发放规模有显著影响，但无法明确得出衍生工具交易规模对次级贷款发放规模有显著影响。

同时，本文进一步验证住房抵押贷款资产证券化比例、房地产价格波动幅度对次级贷款发放规模的影响。针对SU和S、DD1之间的关系，进行简单回归拟合，设定回归方程如:

式中，βi为要求的估计参数。

使用EVIEWS软件和最小二乘法估计回归系数，结果如:

回归结果基本通过F检验和系数t检验。其中:β1的p值为0.029 0，回归较显著;β2为3.33，p值为0，回归较显著，表明住房抵押贷款资产证券化对次级抵押贷款发放量有显著影响，且系数为正，说明住房抵押贷款资产证券化与次级抵押贷款发放量正相关，前者加大了后者的总量，可知信用衍生工具的使用对信用风险有放大的作用;而β3为－6.70，p值为0.008 3，表明房地产价格波动幅度对次级抵押贷款发放量有显著影响，且系数为负，说明房地产价格波动幅度与次级抵押贷款发放量负相关，前者对后者有抑制作用。由此，本文实证得出住房抵押贷款资产证券化比例和衍生工具交易规模对次级贷款发放规模有显著影响，且进一步得出两者之间呈正相关关系;同时又得出房地产价格波动对次级贷款发放规模影响显著且呈负相关关系。

3 结束语

本文突出的特点是采用多元线性回归模型和ARMA模型相结合的方法，更深入的探讨了信用衍生工具使用和房地产价格波动对次级贷款发放规模的影响，通过实证分析，得出如下结论:(1)从美国次贷危机的成因入手，就信用衍生工具使用规模和房地产价格波动对次级贷款发放规模影响进行实证研究，认为信用衍生工具的大量使用对次贷危机有放大作用;(2)通过美国市场的实证分析，认为住房抵押贷款资产证券化比例和衍生工具交易规模对次级贷款发放规模有显著影响，且成正相关;房地产价格的波动幅度对次级贷款发放规模也有显著影响，成负相关;(3)通过进一步对次级抵押贷款发放量影响因素的分析，认为资产证券化比例对风险有放大的作用，而通过对房地产价格波动幅度的控制可以适当控制次级抵押贷款发放量。以上研究，相信能为我国信用衍生品市场的规范建设和房地产市场的有序发展提供一定借鉴作用。

［1］刘克崮.美国次级房贷危机的原因及启示［J］.管理世界，2007，(12):1－7.

［2］范希文，孙建.信用衍生品理论与实务－金融创新中的机遇和挑战［M］.北京:中国经济出版社，2010:271－－292.

［3］克拉克.信用衍生产品和风险管理［M］.北京:机械工业出版社，2002:190－259.

［4］张宗成，王郧.金融危机与信用衍生品创新［J］.西南金融，2011，(2):20－22.

［5］李东卫.关于影子银行系统监管的几点思考［J］.中国科技投资，2011，(2):66－68.

［6］巴曙松，牛播坤.2010年全球金融衍生品市场发展报告［M］.北京:北京大学出版社，2010:123－194.

［7］Instefjord N .Risk and hedging:Do credit derivatives increase bank risk?［J］.Journal of Banking ＆ Finance，2009，29(2):333－345.