WP-2026-03 выводит из стандартной инцидентности утверждение: при неэластичном предложении земли поддержка спроса капитализируется в цену жилья, и поэтому одна и та же программа даёт разный результат в разных городах. Работа прямо оговаривает, что степень капитализации для России не измерена и что утверждение введено как гипотеза. Настоящая работа эту величину оценивает.

WP-2026-03 derives from standard incidence the claim that, when land supply is inelastic, demand support capitalises into house prices — which is why the same programme produces different outcomes in different cities. That paper explicitly notes that the degree of capitalisation has not been measured for Russia and that the claim is a hypothesis. The present paper estimates it.

Работа вносит четыре вклада. Первый — субсидия выражена в экономических единицах, приведённой стоимостью процентной льготы на рубль кредита, а не долей льготных выдач, которая движется знаменателем и средним чеком. Второй — на квартальной панели центров субъектов получена оценка локального переноса с интервалом и проверками устойчивости. Третий — проверка на февральском эпизоде 2026 года, предложенная в WP-2026-03, реализована при двух экспозициях. Четвёртый — результат сопоставлен с национальной оценкой Банка России.

The paper makes four contributions. First, the subsidy is expressed in economic units — the present value of the rate concession per rouble of lending — rather than as the share of subsidised lending, which moves with its denominator and with the average loan size. Second, a quarterly panel of regional capitals yields an estimate of local pass-through with an interval and robustness checks. Third, the February 2026 test proposed in WP-2026-03 is implemented under two exposures. Fourth, the result is compared with the Bank of Russia's national estimate.

Главный результат двойственный. Точечные оценки ниже единицы, но интервалы широки: на средних ценах центров субъектов нулевой и полный перенос разделяются с мощностью около 80 %, а полученная оценка легла между ними. Мы называем данные, которые этот предел снимают.

The main result is two-sided. Point estimates are below one, but intervals are wide: on average prices of regional capitals, zero and full pass-through can be told apart with about 80% power, and the estimate falls between them. We name the data that would remove this limit.

Пусть спрос зависит от цены за вычетом субсидии, Q_d = D(P − s), с эластичностью ε_D < 0, предложение жилья — от цены, Q_s = S(P), с эластичностью ε_S > 0. Дифференцирование условия равновесия даёт множитель капитализации из WP-2026-03:

Let demand depend on price net of the subsidy, Q_d = D(P − s), with elasticity ε_D < 0, and housing supply on price, Q_s = S(P), with elasticity ε_S > 0. Differentiating the equilibrium condition gives the capitalisation multiplier of WP-2026-03:

При неэластичном предложении θ → 1, при эластичном θ → 0. Субсидия здесь — рубли на единицу жилья. Льготная ипотека даёт её не деньгами, а ставкой, поэтому первая задача — перевести ставку в рубли.

With inelastic supply θ → 1; with elastic supply θ → 0. The subsidy here is roubles per unit of housing. Subsidised mortgages deliver it as a rate rather than as cash, so the first task is to convert the rate into roubles.

Обозначим pv приведённую стоимость льготы на рубль кредита, φ — долю цены, профинансированную льготным кредитом (отношение кредита к цене, умноженное на долю ипотечных сделок). Тогда субсидия на рубль цены равна s/P = φ·pv, и

Let pv denote the present value of the concession per rouble of loan and φ the share of the price financed by the subsidised loan (loan-to-price ratio times the share of mortgage-financed purchases). The subsidy per rouble of price is then s/P = φ·pv, and

где b — коэффициент регрессии логарифма цены на pv. Оценивается b; θ получается делением на калиброванное φ. Для вторичной цены то же деление даёт нормированный коэффициент, а не мультипликатор инцидентности: он показывает отклик вторичного рынка в тех же единицах, что и первичного.

where b is the coefficient from regressing log price on pv. We estimate b and obtain θ by dividing by a calibrated φ. For the resale price the same division yields a normalised coefficient rather than an incidence multiplier: it shows the resale-market response in the same units as the new-build one.

Цены. Книги Росстата «Средние цены на первичном / вторичном рынке жилья по субъектам и центрам субъектов Российской Федерации», лист «по центру субъекта РФ», графа «Все типы квартир». В отличие от ряда RPGI, где берётся среднее I и II кварталов, здесь используются все кварталы, 2021Q1–2026Q2. В панель входят центры, для которых в квартале опубликованы оба рынка: от 72 до 77 в разные кварталы, 79 за весь период, 1 657 наблюдений.

Prices. Rosstat workbooks “Average prices in the primary / secondary housing market by region and regional capital”, sheet “by regional capital”, column “All apartment types”. Unlike the RPGI series, which averages Q1 and Q2, all quarters are used here, 2021Q1–2026Q2. The panel includes capitals with both markets published in a quarter: 72 to 77 per quarter, 79 over the whole period, 1,657 observations.

Кредит. Таблицы Банка России 02_10, 02_11, 02_13 (ипотечные жилищные кредиты в рублях) и 02_15, 02_16, 02_17 (из них — под договоры долевого участия), помесячно по субъектам с января 2019 года: объём, число договоров, средневзвешенные ставка и срок. Ценовой ряд относится к центру субъекта, кредитный — к субъекту в целом.

Credit. Bank of Russia tables 02_10, 02_11, 02_13 (rouble housing mortgages) and 02_15, 02_16, 02_17 (of which, loans for shared-construction contracts), monthly by region since January 2019: volume, number of contracts, weighted average rate and term. Prices refer to the regional capital, credit to the region as a whole.

Ключевая ставка. Решения Банка России по датам вступления в силу, среднемесячное значение.

Key rate. Bank of Russia decisions by effective date, monthly average.

В регионе и месяце заёмщик под ДДУ получает кредит по средневзвешенной ставке r_s на средневзвешенный срок T месяцев. Альтернатива — кредит по рыночной ставке r_b. Стоимость льготы на рубль кредита — единица минус приведённая по рыночной ставке стоимость платежей по льготному кредиту:

In a given region and month, a new-build borrower obtains a loan at the weighted average rate r_s for the weighted average term of T months. The alternative is a loan at the market rate r_b. The value of the concession per rouble of loan is one minus the present value, at the market rate, of the payments on the subsidised loan:

Ставки месячные, pmt — аннуитетный платёж на рубль кредита, a — множитель аннуитета, B_s(H) — остаток долга к месяцу H. Горизонт H отражает досрочное погашение и рефинансирование: в базе кредит живёт до погашения, в проверке — 84 месяца. Квартальное значение взвешено по объёму выдач.

Rates are monthly; pmt is the annuity payment per rouble of loan, a the annuity factor, B_s(H) the outstanding balance at month H. The horizon H reflects prepayment and refinancing: in the baseline the loan runs to maturity, in a robustness check for 84 months. Quarterly values are weighted by lending volume.

Рыночный ориентир. Отдельного регионального ряда ставок по нельготным кредитам нет: ставка по прочим выдачам сама включает льготные программы на вторичном рынке. Поэтому r_b задан правилом: ключевая ставка с лагом в месяц плюс 3,5 п. п. Проверки — спред 2,0 и 5,0 п. п. и ориентир по среднему значению ключевой ставки за 12 месяцев; последний сглаживает всплеск pv II квартала 2022 года с 0,66 до 0,48 в медиане. Уровень ориентира поглощается временным эффектом не полностью: pv нелинейна по ставкам, и кварталы с высокой ключевой ставкой несут больше идентифицирующей вариации.

Market benchmark. There is no regional series of rates on non-subsidised loans: the rate on other lending itself includes subsidy programmes for resale housing. The benchmark r_b is therefore set by rule: the key rate lagged one month plus 3.5 pp. Robustness checks use spreads of 2.0 and 5.0 pp and a benchmark based on the 12-month average key rate; the latter smooths the Q2 2022 spike in median pv from 0.66 to 0.48. The benchmark level is not fully absorbed by time effects: pv is nonlinear in rates, so quarters with a high key rate carry more identifying variation.

Калибровка φ. Средний кредит под ДДУ, делённый на стоимость 50 м² по цене первичного рынка центра, даёт медианные 0,75–0,82 в 2024–2026 годах. При доле ипотечных сделок около 0,8 это соответствует φ ≈ 0,6. Оценка θ пропорциональна 1/φ: при φ = 0,5 базовая θ для первичной цены равна 0,46, при φ = 0,75 — 0,31.

Calibrating φ. The average new-build loan divided by the cost of 50 m² at the capital's new-build price gives medians of 0.75–0.82 in 2024–2026. With about 0.8 of purchases mortgage-financed, this implies φ ≈ 0.6. θ scales with 1/φ: at φ = 0.5 the baseline θ for the new-build price is 0.46, at φ = 0.75 it is 0.31.

Медианная pv выросла с 0,14 в I квартале 2021 года до 0,69 в I квартале 2025-го и снизилась до 0,55 ко II кварталу 2026-го. Почти всю динамику создаёт ориентир: медианная ставка по ДДУ за пять лет выросла лишь на 1,1 п. п., с 5,9 до 7,0 %, а ключевая — с 4,25 % до пика 21 % в конце 2024 — первой половине 2025 года. Льгота дорожает не потому, что программы становятся щедрее, а потому, что дорожает рыночный кредит.

Median pv rose from 0.14 in Q1 2021 to 0.69 in Q1 2025 and fell to 0.55 by Q2 2026. The benchmark drives almost all of this: the median new-build rate rose by only 1.1 pp over five years, from 5.9% to 7.0%, while the key rate went from 4.25% to a peak of 21% in late 2024 — first half of 2025. The concession has become more valuable not because programmes became more generous but because market credit became more expensive.

Уравнение оценивается для логарифма первичной цены, вторичной цены и их разности; μ_j — эффект центра, τ_t — эффект квартала; ошибки кластеризованы по региону, для базы приведён также дикий кластерный бутстреп. Квартальный эффект поглощает общее для страны — ключевую ставку, федеральные параметры программ, инфляцию, рыночный цикл, — поэтому b идентифицируется только региональными различиями в глубине льготы. Это локальная капитализация, о которой и говорит утверждение WP-2026-03; общенациональный эффект программ спецификация по построению не измеряет.

The equation is estimated for the log new-build price, the log resale price and their difference; μ_j is a capital effect, τ_t a quarter effect; errors are clustered by region, and a wild cluster bootstrap is reported for the baseline. Quarter effects absorb everything common to the country — the key rate, federal programme parameters, inflation, the market cycle — so b is identified only by regional differences in the depth of the concession. This is local capitalisation, which is exactly what the WP-2026-03 claim is about; by construction the specification does not measure the nationwide effect of the programmes.

После снятия двух эффектов стандартное отклонение pv равно 0,021 при 0,170 в сырых данных. Заметная часть остаточной вариации приходится на дальневосточную ипотеку под 2 %: регионы ДФО дают 12 % наблюдений и 22 % остаточной дисперсии pv. Ставка по ДДУ в них ниже общероссийской медианы в среднем на 1,4 п. п. — от 0,6 п. п. в 2022 году до 2,1 п. п. в 2026-м.

After removing both effects, the standard deviation of pv is 0.021 against 0.170 in the raw data. A notable part of the residual variation comes from the 2% Far East mortgage: Far Eastern regions account for 12% of observations and 22% of the residual variance of pv. Their new-build rate is on average 1.4 pp below the national median, from 0.6 pp in 2022 to 2.1 pp in 2026.

Угрозы идентификации

Threats to identification

• Выкуп ставки застройщиком. Он понижает средневзвешенную ставку и одновременно закладывается в цену; связь pv и цены тогда механическая, оценка смещена вверх. Государственную льготу от субсидируемой застройщиком на данных Банка России не отделить.
• Developer rate buy-downs. They lower the weighted average rate and are simultaneously built into the price; the link between pv and price is then mechanical and the estimate is biased upwards. State and developer-funded concessions cannot be separated in Bank of Russia data.
• Срок и состав кредитов. В дорогих городах сроки длиннее и pv выше (смещение вверх); чаще превышаются лимиты программ (6 млн ₽ по семейной ипотеке в большинстве регионов), и pv ниже (смещение вниз). Проверка с фиксированным сроком 240 месяцев снимает первый канал.
• Loan term and mix. In expensive cities terms are longer and pv higher (upward bias); programme limits (6 million roubles for the family mortgage in most regions) bind more often and pv is lower (downward bias). A check with a fixed 240-month term removes the first channel.
• Ошибка измерения. Ставка — средняя по субъекту, цена — по центру; шум в pv смещает оценку к нулю.
• Measurement error. The rate is a regional average, the price refers to the capital; noise in pv biases the estimate towards zero.
• Композиция. Субсидия, меняющая, какие квартиры продаются, меняет среднюю цену без изменения цены сопоставимого метра. Знак смещения не определён.
• Composition. A subsidy that changes which apartments are sold changes the average price without changing the price of a comparable square metre. The sign of the bias is undetermined.
• Замещение и льготы на вторичном рынке. Льготы действуют преимущественно, но не только на первичном рынке: с 1 апреля 2025 года семейная ипотека доступна на вторичном жилье в городах с малым объёмом нового строительства, дальневосточная — в части населённых пунктов. Разрыв тогда занижает перенос в первичную цену.
• Substitution and resale-market subsidies. Concessions apply mainly, but not only, to new builds: since 1 April 2025 the family mortgage is available for resale housing in cities with little new construction, and the Far East mortgage in some settlements. The gap then understates pass-through into new-build prices.
• Каналы вне спецификации. Льготные выдачи наполняют эскроу и удешевляют проектное финансирование; Росстат публикует одну среднюю цену, хотя цена при субсидированной застройщиком ставке и при полной оплате могут различаться; с 2025–2026 годов часть спроса ушла в рассрочку; надбавки к коэффициентам риска менялись во времени, но одинаково для всех регионов.
• Channels outside the specification. Subsidised lending fills escrow accounts and cheapens project finance; Rosstat publishes a single average price, although prices with a developer-subsidised rate and with full payment may differ; from 2025–2026 part of demand moved to developer instalment plans; risk-weight add-ons changed over time but uniformly across regions.

Точечная оценка переноса в первичную цену — 0,39, в разрыв — 0,15; нормированный отклик вторичной цены — 0,23. Ни одна оценка не отличается от нуля, в том числе по бутстрепу; интервал для первичной цены накрывает и ноль, и единицу. Точечные оценки указывают, что вторичная цена откликается на субсидию того же порядка, что и первичная, хотя разница между ними статистически не установлена. Если это так, разрыв цен, который публично используется как индикатор перегрева от льготных программ, улавливает лишь различие переноса между рынками.

The point estimate of pass-through is 0.39 into the new-build price and 0.15 into the gap; the normalised resale response is 0.23. None differs from zero, including by bootstrap; the interval for the new-build price covers both zero and one. The point estimates suggest that resale prices respond to the subsidy by a similar order of magnitude as new-build prices, although the difference is not statistically established. If so, the price gap — publicly used as an indicator of overheating driven by subsidy programmes — captures only the difference in pass-through between the markets.

Устойчивость. Для первичной цены точечные оценки лежат между −0,10 и 0,65, для разрыва — между −0,31 и 0,33. Нулевой перенос не отвергает ни одна спецификация. Полную капитализацию первичной цены отвергают две (региональные тренды: верхняя граница 0,81; без ДФО: 0,60), разрыва — шесть из девяти. Фиксированный срок (θ = 0,31) и сглаженный ориентир (θ = 0,36, верхняя граница 1,00) базовую оценку почти не меняют.

Robustness. Point estimates range from −0.10 to 0.65 for the new-build price and from −0.31 to 0.33 for the gap. No specification rejects zero pass-through. Full capitalisation of the new-build price is rejected by two (regional trends: upper bound 0.81; excluding the Far East: 0.60), and of the gap by six of nine. A fixed term (θ = 0.31) and a smoothed benchmark (θ = 0.36, upper bound 1.00) barely change the baseline.

Веса. При взвешивании по объёму выдач оценки выше: 0,65 для первичной цены и 0,96 для вторичной. Крупные рынки, судя по точечным оценкам, переносят субсидию сильнее, что согласуется с утверждением о роли эластичности; интервалы при этом так же широки, и неоднородность статистически не установлена. Невзвешенная спецификация принята за базовую, потому что вопрос работы — о переносе в типичном городе.

Weights. Weighting by lending volume gives higher estimates: 0.65 for the new-build price and 0.96 for resale. Larger markets appear to pass the subsidy through more strongly, consistent with the elasticity argument; the intervals, however, are just as wide and the heterogeneity is not statistically established. The unweighted specification is the baseline because the question concerns pass-through in a typical city.

Роль Дальнего Востока. Без регионов ДФО оценка для первичной цены становится отрицательной (−0,10), а на одних регионах ДФО b = 1,56 (0,96), то есть θ ≈ 2,6 — при 10 кластерах эта ошибка ненадёжна. Положительную базовую оценку дают квартальные колебания льготы внутри ДФО. Долгосрочная картина иная: преимущество ДФО в pv в 2021 и 2026 годах почти одинаково (0,07 и 0,06 в медиане), а разность логарифмов цены первичного метра с остальными центрами упала с 0,53 до 0,28. Капитализации устойчивого преимущества в льготе не видно и описательно.

The role of the Far East. Excluding Far Eastern regions turns the new-build estimate negative (−0.10), while on Far Eastern regions alone b = 1.56 (0.96), i.e. θ ≈ 2.6 — with 10 clusters this error is unreliable. The positive baseline comes from quarter-to-quarter fluctuations of the concession within the Far East. The long-run picture is different: the Far East's pv advantage was almost the same in 2021 and 2026 (0.07 and 0.06 in medians), while the log difference in new-build prices relative to other capitals fell from 0.53 to 0.28. Descriptively, too, there is no sign that the persistent concession advantage was capitalised.

Опережающие значения. Для первичной цены коэффициенты b при значениях pv на два и один квартал вперёд близки к нулю: −0,03 (0,09) и 0,06 (0,10); совместный тест p = 0,74. Сумма текущего и лагового эффектов, b = 0,21, близка к базовой оценке на той же подвыборке (b = 0,20, θ = 0,33; N = 1 422). Мощность этой проверки невелика.

Leads. For the new-build price, coefficients b on pv two and one quarter ahead are close to zero: −0.03 (0.09) and 0.06 (0.10); joint test p = 0.74. The sum of current and lagged effects, b = 0.21, is close to the baseline on the same subsample (b = 0.20, θ = 0.33; N = 1,422). This check has limited power.

Мощность. Стандартная ошибка θ в базе — 0,36. При истинном θ = 1 нулевой перенос отвергался бы с вероятностью около 80 %, при истинном θ = 0 полный — с той же вероятностью. Дизайн различает крайние гипотезы, но оценка легла между ними и не отвергает ни одну. Чтобы отличить перенос 0,4 от нуля или от единицы, интервал нужно сузить почти вдвое, то есть получить примерно втрое больше информации; перебор спецификаций на тех же данных этого не даёт.

Power. The baseline standard error of θ is 0.36. If the true θ were 1, zero pass-through would be rejected with probability of about 80%, and vice versa. The design separates the extreme hypotheses, but the estimate falls between them and rejects neither. Telling 0.4 apart from zero or from one would require an interval almost half as wide — roughly three times as much information; searching over specifications on the same data cannot deliver that.

С 1 февраля 2026 года льготный кредит по семейной ипотеке выдаётся один на семью, и оба супруга должны быть созаёмщиками. По срезу RPGI доля выдач под ДДУ в феврале упала в 82 регионах из 83 с выдачами не менее 300 млн ₽ (по всем 85 строкам субъектов — в 84), в медианном регионе на 17,8 п. п. Мы реализовали две экспозиции. Месячная E — падение доли ДДУ с января на февраль 2026 года сверх обычного для региона январско-февральского шага 2019–2025 годов. Предопределённая S₂₀₂₅ — доля выдач под ДДУ в 2025 году. Отклики — изменения со II квартала 2026-го к IV кварталу 2025-го за вычетом того же изменения годом раньше. В оценку вошли 74 центра, для которых опубликованы цены во всех четырёх нужных кварталах.

From 1 February 2026 the family mortgage is limited to one subsidised loan per family, with both spouses as co-borrowers. In the RPGI extract, the new-build share of lending fell in February in 82 of 83 regions with at least 300 million roubles of lending (in 84 of all 85 regional rows), by 17.8 pp in the median region. We implement two exposures. The one-month exposure E is the January-to-February 2026 drop in the new-build share beyond the region's usual January–February step in 2019–2025. The predetermined exposure S₂₀₂₅ is the new-build share of 2025 lending. Outcomes are changes from Q4 2025 to Q2 2026 minus the same change a year earlier. The sample covers 74 capitals with prices published in all four required quarters.

Месячная экспозиция первой стадии не даёт. Январско-февральский провал по регионам не предсказывает изменения доли ДДУ за квартал: месячный шаг оказывается шумом, а сам шок — общим для страны.

The one-month exposure has no first stage. The January–February drop by region does not predict the quarterly change in the new-build share: the monthly step is noise and the shock itself is nationwide.

Предопределённая экспозиция первую стадию даёт (t = −2,6): регионы, сильнее зависевшие от выдач под ДДУ в 2025 году, потеряли большую их долю. Цены на это не откликнулись: 2МНК-оценка для первичной цены −0,24 на единицу доли, с интервалом от −1,05 до 0,57. При капитализации знак должен быть положительным; точечная оценка имеет обратный знак, но интервал не исключает положительных значений, а инструмент слаб (F = 6,9). Эпизод меняет экстенсивную маржу — число покупателей с льготой, — а не льготу на рубль кредита: pv в более зависимых регионах относительно выросла (t = 1,65).

The predetermined exposure does have a first stage (t = −2.6): regions more reliant on new-build lending in 2025 lost more of it. Prices did not respond: the 2SLS estimate for the new-build price is −0.24 per unit of share, with an interval from −1.05 to 0.57. Capitalisation implies a positive sign; the point estimate has the opposite sign, but the interval does not rule out positive values and the instrument is weak (F = 6.9). The episode shifts the extensive margin — the number of subsidised buyers — rather than the concession per rouble: pv in more exposed regions rose in relative terms (t = 1.65).

Общий шок при этом велик. Объём выдач под ДДУ с поправкой на сезон упал примерно вдвое (−0,70 лог. пункта в среднем), медианная pv снизилась на 0,10, а первичные цены выросли в среднем на 1,6 % относительно прошлогодней сезонной траектории; разрыв почти не изменился (+0,7 п. п.). Одновременно ключевая ставка снизилась с 16 % в январе до 14,25 % к концу июня, часть спроса ушла в рассрочку, и жёсткость цен вниз не исключена. Причинной оценкой это наблюдение не является.

The common shock was large. Seasonally adjusted new-build lending roughly halved (−0.70 log points on average), median pv fell by 0.10, and new-build prices rose on average by 1.6% relative to last year's seasonal path; the gap barely changed (+0.7 pp). At the same time the key rate fell from 16% in January to 14.25% by end-June, some demand moved to instalment plans, and downward price rigidity cannot be ruled out. This observation is not a causal estimate.

В аналитической записке Банка России июня 2026 года сказано, что широкое распространение льготных программ и «льготной ипотеки от застройщика» способствовало росту разрыва: модельная оценка разрыва при сопоставимом качестве увеличилась на 11 п. п. с 2020 по 2025 год. Средневзвешенная pv по России выросла за те же годы с 0,14 до 0,66. Если приписать субсидии весь прирост, перенос в разрыв равен 0,11 / (0,6 · 0,51) ≈ 0,36. Наклон медианного логарифмического разрыва на медианную pv по кварталам даёт θ ≈ 0,43, включая композиционный сдвиг. Обе величины причинно не идентифицированы и знак их смещения не определён; это описательные ориентиры. Обе лежат внутри панельного интервала для разрыва, выше точечной оценки 0,15 и далеко от единицы.

The Bank of Russia's June 2026 analytical note states that the spread of subsidy programmes and developer-subsidised mortgages contributed to the widening gap: the model-based gap at comparable quality rose by 11 pp between 2020 and 2025. The weighted national pv rose from 0.14 to 0.66 over the same years. Attributing the whole increase to the subsidy gives pass-through into the gap of 0.11 / (0.6 · 0.51) ≈ 0.36. The slope of the median log gap on median pv across quarters gives θ ≈ 0.43, including composition shifts. Neither figure is causally identified and the sign of their bias is unknown; they are descriptive benchmarks. Both lie within the panel interval for the gap, above the 0.15 point estimate and far from one.

Зарубежные оценки инцидентности жилищных субсидий сильно зависят от эластичности предложения. Для жилищных пособий арендаторам доля, уходящая в арендную плату, — около 0,6–0,8 [Gibbons, Manning, 2006; Fack, 2006]. Для программ поддержки покупателей ценовой эффект обнаруживается прежде всего на рынках с ограниченным предложением [Carozzi et al., 2024], а налоговая льгота по ипотечным процентам не повышает домовладение там, где капитализируется в цены жёстко регулируемых рынков [Hilber, Turner, 2014]. Отклик цен на расширение кредита сильнее там, где предложение неэластично [Favara, Imbs, 2015; Saiz, 2010]; отклик на стимулирование покупок неоднороден [Berger et al., 2020]. Наша точечная оценка ниже оценок для пособий арендаторам и совместима с неполным переносом; интервал шире всего этого диапазона.

International estimates of housing-subsidy incidence depend strongly on supply elasticity. For rental housing allowances, the share passed into rents is about 0.6–0.8 [Gibbons, Manning, 2006; Fack, 2006]. For buyer-support programmes, price effects appear mainly in supply-constrained markets [Carozzi et al., 2024], and the mortgage interest deduction fails to raise homeownership where it capitalises into prices of tightly regulated markets [Hilber, Turner, 2014]. Price responses to credit expansion are stronger where supply is inelastic [Favara, Imbs, 2015; Saiz, 2010]; responses to purchase stimulus are heterogeneous [Berger et al., 2020]. Our point estimate is below the rental-allowance estimates and consistent with incomplete pass-through; the interval is wider than this whole range.

• Утверждение о капитализации остаётся гипотезой. Оно теоретически ожидаемо, но для России эмпирически не проверено: данные не отвергают ни нулевого, ни полного переноса в базовой спецификации. Формулировка «субсидии уходят в цену, а не в объём» как установленный факт ими не подтверждается.
• The capitalisation claim remains a hypothesis. It is theoretically expected but empirically untested for Russia: the data reject neither zero nor full pass-through in the baseline. The phrase “subsidies go into price, not volume” is not supported as an established fact.
• Проверку на феврале 2026 года нужно переформулировать. Месячная экспозиция вариации не даёт, предопределённая даёт слабую первую стадию по экстенсивной марже без ценового отклика. Второй источник вариации — различия в ставке по ДДУ, прежде всего дальневосточная программа; для разделения государственной льготы и льготы, субсидируемой застройщиком нужны выдачи по программам.
• The February 2026 test needs to be reformulated. The one-month exposure gives no variation; the predetermined one gives a weak extensive-margin first stage with no price response. A second source of variation is regional differences in new-build rates, above all the Far East programme; separating state and developer concessions requires programme-level lending data.
• Разрыв цен как индикатор капитализации ненадёжен. Помимо состава продаж, он может недооценивать перенос субсидии, если субсидия поднимает и вторичный рынок.
• The price gap is an unreliable indicator of capitalisation. Besides sales composition, it may understate pass-through if the subsidy also lifts the resale market.
• Неоднородность по эластичности не проверена. Прокси эластичности — интенсивность предоставления земли, доля территорий комплексного развития — не публикуются; эту непубликацию и фиксирует третья особенность WP-2026-03.
• Heterogeneity by elasticity is untested. Elasticity proxies — the intensity of land allocation, the share of integrated-development territories — are not published; this non-publication is precisely the third feature documented in WP-2026-03.

Цены — средние по центру субъекта, а не цены сопоставимого метра. Ставка и срок — средневзвешенные по всем выдачам под ДДУ в субъекте, без разбивки по программам и без учёта лимитов. Кредитный и ценовой ряды относятся к разным территориальным уровням. Рыночный ориентир задан правилом. Коэффициент φ калиброван общим для регионов и лет, и неопределённость калибровки в интервалы не входит. Идентифицируется только локальный перенос. Существенная часть вариации приходится на регионы ДФО, которые могут отличаться от остальных по ненаблюдаемым причинам.

Prices are capital-level averages, not prices of a comparable square metre. The rate and term are weighted averages over all new-build lending in the region, without programme breakdown or loan limits. Credit and price series refer to different territorial levels. The market benchmark is set by rule. φ is calibrated as common across regions and years, and its uncertainty is not in the intervals. Only local pass-through is identified. A substantial part of the variation comes from Far Eastern regions, which may differ from others for unobserved reasons.

Оценка капитализации ипотечной субсидии по региональным данным России даёт точечный перенос около 0,4 в первичную цену и около 0,15 в её превышение над вторичной; интервалы не позволяют отвергнуть ни нулевой перенос, ни, в базовой спецификации, полный. Остаточная региональная вариация льготы мала, а цены — средние по городу. Интервал сужают три источника данных: цены по проектам (наш.дом.рф); цены договоров долевого участия из Росреестра, позволяющие сравнить сделки с льготой и без неё в одном доме; выдачи по отдельным программам в разрезе регионов. Последний источник существует у оператора программ и требует не сбора, а публикации.

Estimating the capitalisation of mortgage subsidies on Russian regional data gives point pass-through of about 0.4 into new-build prices and about 0.15 into their premium over resale; the intervals reject neither zero nor, in the baseline, full pass-through. Residual regional variation in the concession is small and prices are city averages. Three data sources would narrow the interval: project-level prices (наш.дом.рф); shared-construction contract prices from Rosreestr, allowing subsidised and unsubsidised deals in the same building to be compared; and programme-level lending by region. The last already exists at the programme operator and requires publication rather than collection.

Исходные книги Росстата и таблицы Банка России с контрольными суммами, код построения панели, оценок и рисунков и производные ряды — депозит RPGI v0.3.0, каталог capitalization (DOI всех версий 10.5281/zenodo.22693769; код — github.com/rav11l/rpgi). Все числа текста воспроизводятся шестью скриптами. Код — MIT, производные ряды — CC BY 4.0.

Rosstat workbooks and Bank of Russia tables with checksums, code for the panel, estimates and figures, and the derived series: RPGI v0.3.0 deposit, folder capitalization (all-versions DOI 10.5281/zenodo.22693769; code at github.com/rav11l/rpgi). Every number in the text is reproduced by six scripts. Code: MIT; derived series: CC BY 4.0.

Для цитирования: Ахтямов Р. (2026). Капитализация ипотечной субсидии в цене жилья: оценка по региональным данным России. Digital Economy Lab, WP-2026-04.

Cite as: Akhtyamov R. (2026). Capitalisation of Mortgage Subsidies into House Prices: Evidence from Russian Regional Data. Digital Economy Lab, WP-2026-04.

1. Ахтямов Р. (2026а). Игро-теоретические основы динамики ценового разрыва на рынке жилья. Digital Economy Lab, WP-2026-03. digitaleconomylab.ru/wp-2026-03.
2. Akhtyamov R. (2026a). Game-Theoretic Foundations of Housing Price-Gap Dynamics. Digital Economy Lab, WP-2026-03. digitaleconomylab.ru/wp-2026-03.
3. Ахтямов Р. (2026б). RPGI — Regional Price Gap Indicator, v0.3.0. Digital Economy Lab. DOI: 10.5281/zenodo.22693769.
4. Akhtyamov R. (2026b). RPGI — Regional Price Gap Indicator, v0.3.0. Digital Economy Lab. DOI: 10.5281/zenodo.22693769.
5. Ахтямов Р. (2026в). Разрыв цен первичного и вторичного рынков жилья как надзорный индикатор: композиционная составляющая и доля льготного кредитования. Digital Economy Lab, WP-2026-01; рукопись, подана в «Цифровую экономику».
6. Akhtyamov R. (2026c). The primary–secondary housing price gap as a supervisory indicator: composition effects and the share of subsidised lending. Digital Economy Lab, WP-2026-01; manuscript submitted to Tsifrovaya Ekonomika.
7. Селезнева М. О., Каваленя Л. Н. (2026). Оценка разрыва цен между первичным и вторичным рынками жилья Российской Федерации. Аналитическая записка. Банк России, 26 июня 2026.
8. Selezneva M. O., Kavalenya L. N. (2026). Estimating the price gap between the primary and secondary housing markets of the Russian Federation. Analytical note. Bank of Russia, 26 June 2026.
9. Berger D., Turner N., Zwick E. (2020). Stimulating Housing Markets. Journal of Finance, 75(1), 277–321.
10. Bertrand M., Duflo E., Mullainathan S. (2004). How Much Should We Trust Differences-in-Differences Estimates? Quarterly Journal of Economics, 119(1), 249–275.
11. Carozzi F., Hilber C. A. L., Yu X. (2024). On the Economic Impacts of Mortgage Credit Expansion Policies: Evidence from Help to Buy. Journal of Urban Economics, 139, 103611.
12. Fack G. (2006). Are Housing Benefits an Effective Way to Redistribute Income? Labour Economics, 13(6), 747–771.
13. Favara G., Imbs J. (2015). Credit Supply and the Price of Housing. American Economic Review, 105(3), 958–992.
14. Gibbons S., Manning A. (2006). The Incidence of UK Housing Benefit: Evidence from the 1990s Reforms. Journal of Public Economics, 90(4–5), 799–822.
15. Hilber C. A. L., Turner T. M. (2014). The Mortgage Interest Deduction and its Impact on Homeownership Decisions. Review of Economics and Statistics, 96(4), 618–637.
16. Saiz A. (2010). The Geographic Determinants of Housing Supply. Quarterly Journal of Economics, 125(3), 1253–1296.