一、文獻綜述
銀行信貸可以通過流動性效應影響房地產價格。信貸可得性和貸款態度的變化對房地產需求和新建筑的投資有相當大的影響，最終導致房地產價格的變化。Krugman（1999）認為，在房地產市場中，有泡沫都有一個共同點，即都是通過銀行融資的。CollyIls和seIIlladji(2001)發現，在許多亞洲國家中信貸增長對住宅價格有顯著的同期影響。
早期的實證研究以個案研究為主，因而解釋力顯得不強。近期的實證研究則側重于以跨國家、跨年度的數據為研究對象,其結果更富于解釋力。Boris Hofmann(2003)對20個國家的銀行信貸數據和不動產價格數據進行了協整檢驗，他們認為從短期來看，二者則相互影響,相互加強。Nada Mora(2005)利用日本47個道縣的縱向和橫向數據進行了實證研究，結果發現在1981到1991年期間，某個道縣的貸款額占總貸款額的比例只要上升1％。它的土地價格相對于其他道縣就會上升14％~20％。謝經榮、朱勇等(2002)通過一個包括房地產商和銀行兩方的資本市場局部均衡模型說明了資產價格與信貸數量相關。資產回報的不確定性將導致房地產價格上升，而人們對未來信貸擴張的預期以及信貸擴張程度的不確定性將提高價格上升幅度。Nan一Kuang Chen(2001)對1973―1992年之間的我國臺灣股票價格和房地產價格的季度數據進行了檢驗。利用的方法包括VAR模型、格蘭杰因果檢驗以及脈沖響應函數和方差分鷦技術，實證結果表明，銀行貸款對于資產價格的波動具有顯著的預測作用。
二、銀行信貸擴張推動房價增長的理論分析――Carey模型分析
（一）Carey模型具有的假定條件
1.房地產市場供給量在一定時期內是固定的，該供給量為S。
2.在市場中有M個潛在投資者，他們的期望同質。但由于所掌握的信息量多少不同，從而對房地產市場基準價格P0計算不同，并使他們對房地產市場的保留價格P持不同意見，且P為均勻分布閉函數，P0為其均值，函數為連續的凸集。
3.P與P0之間的離差為h，基于上述假設，P服從于F分布，即P ~F(P0-h,P0+h)。
（二）Carey模型的推出
假設房地產市場中投資者能夠使用的資源量為L（如貸款額），M為潛在投資者人數，S為房地產市場的供給，則房地產市場的需求量由P≥P0的投資者占市場全部投資者的比例決定，總需求為M（1－F(P)）L。由于房地產市場的供給量為PS,根據經濟學原理，市場均衡狀態下市場供給等于市場需求，所以得出均衡價格為：
P=M（1－F(P)）L/S
因為P~F(P0-h,P0+h),對上式整理可得Carey模型的基本形式如下：
P=（M（P0+h）L）/（2hs+ML）
通過該公式可以看出，房地產價格受到多方面因素的影響，為了判斷各因素對房地產價格的影響方向，對其各變量求偏導。本文側重考察銀行信貸對房地產價格的影響，所以假定其他條件不變，唯一變量就是投資者所擁有的資源數量，對L求偏導可得：
■=■
由此可知，投資者擁有的資源量對房地產價格有正向影響，L越多房地產價格越高。而投資者擁有的資源量多為銀行信貸，所以，銀行信貸對房地產價格有影響。銀行擴張，利率降低，投資者融資便利，會增加其持有的金融資源，推進房地產價格上升。當一國緊急處于上升期，銀行信貸規模相應擴大，投資者擁有的資源量增加，在銀行信貸刺激下，房地產價格不斷攀升。
（三）Carey模型結論的現實意義
目前，我國經濟處于上行期，沒有經歷過一個完整的經濟周期，未出現過經濟危機，房地產業也并未有過房地產泡沫破滅的現象，我國商業銀行將房地產市場視為優質貸款，不斷擴大對房地產產業的信貸規模，使房地產價格不斷攀升，同時作為抵押物的房屋價值的上升，增加了銀行的資本額，又進一步擴大房地產信貸規模。所以，我國房地產價格的高漲，銀行信貸對其具有推動作用。
三、我國銀行信貸推高房價的實證分析
（一）數據采集
為了更清晰地了解我國近幾年銀行信貸對房地產價格的影響彈性，本文通過建立回歸模型來加以實證分析。由于房地產商品的購買需要占用普通購買者絕大部分的收入，所以居民可支配收入也將成影響房屋銷售價格的重要因素納入到模型中，該指標用SR來表示。房地產價格本文用全國商品房銷售額除以銷售面積得出，用JG表示。銀行房地產信貸規模在經濟統計中并非獨立項，所以用擬估算的房地產開發貸款額與個人住房抵押貸款額的和來計算，該指標用XD來表示。本文三個指標所采用的數據均為季度數據，樣本長度為2005年1月至2010年12月（詳見下表）。由于三個變量的計量單位不同，本文以2005年第一季度數據做基準數據（100），對數據進行了無量綱處理，另外，對所有的數據都做了取對數的處理，以避免數據過于劇烈的波動。
（二）銀行信貸推高房價的實證分析
1.單位根檢驗。首先本文用ADF檢驗法對時間序列數據進行平穩性檢驗，其結果如表1及2所示：
從單位根檢驗結果中可以看出，三個變量序列均為非平穩序列,經過一階差分后變為平穩序列，因此三個變量序列都是一階單整序列。
2.時間序列的協整檢驗。根據ADF檢驗結果，我們可以對SR、XD、JG三個變量進行協整檢驗。本文采用Johansen-Juselius協整檢驗法檢驗變量間是否存在協整關系，其結果如表3所示：
經檢驗存在一個協整關系，次方程可表達為：
JG=0.727XD-0.592SR
該方程反映了房地產價格與貸款、收入之間存在的長期均衡關系。房地產價格與銀行信貸成正比例關系，當銀行對房地產的信貸支持時，房地產價格會相應上升。因為一方面，銀行信貸對于房地產的支持，包括兩個方面，個人住房貸款和房地產開發貸款。當銀行增加個人住房貸款發放時，對消費者而言，會刺激其對房地產的消費，增加了商品房需求，促進商品房價格的提升。與此同時，銀行對房地產信貸規模的擴大，也提升了市場對房地產業發展的預期，銀行行為對市場形成一種暗示，影響房地產市場供給雙方的預期，消費者和投資者（投機者）紛紛加入房地產市場，房地產需求進一步提升，使得商品房價格不斷被推高。
從長期趨勢來看，銀行對房地產業信貸規模的擴大是商品房銷售價格上漲的原因，銀行音帶規模越大，房地產價格上漲得越厲害。我國的銀行房地產貸款對房地產價格的影響彈性為0.727，因此，在制定房地產市場健康發展的政策時，要注重銀行信貸與房地產價格之間的相關性，才能保證房地產金融調控政策制定的合理性，從資金源頭加以控制，抑制房地產價格上漲過快。
