一、引言

1994年我國正式建立住房公積金制度，為中低收入階層住房消費(fèi)提供了重要的資金融通渠道，截至2015年底，全國住房公積金累計(jì)繳存總額8.95萬億元，累計(jì)發(fā)放個(gè)人住房貸款5.33萬億元，已經(jīng)成為重要的房地產(chǎn)市場調(diào)控手段。房價(jià)是影響居民住房消費(fèi)能力最直接的因素，2000年以來，除金融危機(jī)期間短期下滑外，我國房價(jià)一直呈迅猛上升態(tài)勢，2014年又開始出現(xiàn)價(jià)格回調(diào)趨勢，房價(jià)的波動(dòng)直接影響著我國房地產(chǎn)市場的發(fā)展。因此，厘清住房公積金貸款政策對(duì)房價(jià)的影響，促進(jìn)住房公積金更好的發(fā)揮政策工具作用，有重要的研究意義。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

目前，由于住房公積金制度屬于我國特有的住房金融制度，國外學(xué)者對(duì)此研究較少，而國內(nèi)也僅有少數(shù)學(xué)者針對(duì)住房公積金制度與住房價(jià)格的影響機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究。楊剛和吳燕華(2012)[1]、楊巧(2014)[2]以上海市為研究對(duì)象，證明住房公積金貸款是影響住房成交量和房價(jià)水平的顯著因素，均有正向促進(jìn)作用。楊黎明和余勁(2013)應(yīng)用狀態(tài)空間模型，對(duì)全國七個(gè)主要二線城市的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量分析，結(jié)果表明：住房公積金貸款對(duì)二線城市住房價(jià)格的上漲有明顯的助推作用，且住房公積金貸款政策對(duì)房價(jià)短期變動(dòng)影響較大[3]。賈瓊(2014)認(rèn)為住房公積金貸款利率對(duì)房價(jià)及房租的中長期影響較為突出，短期效應(yīng)不甚顯著[4]。顧澄龍、周應(yīng)恒等(2015)以住房公積金覆蓋率為主要影響變量，運(yùn)用55個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了住房公積金制度對(duì)房價(jià)的正向推動(dòng)作用[5]。李果(2016)采用主成分分析和聚類分析，基于區(qū)域異質(zhì)建立住房公積金貸款對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場的面板模型，研究表明：住房公積金貸款是影響房價(jià)和銷售面積的顯著因素，且存在較為顯著的地域差異[6]。席楓、李海飛等(2016)通過建立住房公積金新政與住房消費(fèi)價(jià)格指數(shù)建的Hedonic模型，表明住房公積金首付比例和住房公積金貸款利率對(duì)房價(jià)具有反向調(diào)節(jié)作用[7]。

這些學(xué)者的探索都是有益的，但其研究主要是對(duì)住房公積金和房價(jià)二者關(guān)系的靜態(tài)分析，為準(zhǔn)確評(píng)價(jià)住房公積金貸款政策對(duì)住房市場價(jià)格的影響、準(zhǔn)確預(yù)測住房公積金貸款政策對(duì)房價(jià)的政策效果，目前的研究還可以進(jìn)一步深入。本文嘗試在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上綜合考慮影響住房價(jià)格的因素，通過構(gòu)建住房公積金貸款政策與房價(jià)的向量自回歸模型，著重分析住房公積金貸款政策的變動(dòng)對(duì)住房價(jià)格的動(dòng)態(tài)影響。

三、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)處理

(一)模型設(shè)定

向量自回歸模型(VAR)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單一變量的自回歸模型推廣到多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR模型常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，從而可以有效解釋各變量的動(dòng)態(tài)沖擊對(duì)住房價(jià)格形成的影響。故本文選擇VAR模型作為分析住房公積金貸款政策對(duì)房價(jià)影響的方法，并選擇住房公積金貸款利率和住房公積金發(fā)放額作為衡量住房公積金貸款政策的指標(biāo)，同時(shí)將貨幣供給、人均可支配收入、人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長狀況等房價(jià)的重要影響因素作為共同解釋變量，構(gòu)建的VAR模型如下：

LNHPt=A1LNHPt-1+…+ApLNHPt-p+BLNRt+CLNLt+DLNGDPt+ELNPCDIt+FLNM2t+GLNP+εt

(1)

式(1)中HP表示全國商品房平均銷售價(jià)格，它能夠準(zhǔn)確反映全國住房市場的實(shí)際水平及住房價(jià)格的變動(dòng)趨勢；R表示住房公積金貸款利率，由于住房貸款多為長期貸款，故本文選用五年期以上利率作為影響變量；L表示個(gè)人住房公積金貸款額，作為衡量住房公積金使用的指標(biāo)；GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的直接體現(xiàn)；PCDI表示城鎮(zhèn)人均可支配收入，反映了城鎮(zhèn)居民的人均收入水平和消費(fèi)能力；M2表示廣義貨幣供應(yīng)量，是房地產(chǎn)價(jià)格調(diào)控的主要貨幣政策之一；P表示人口規(guī)模，由于住房公積金的主要受益群體為城鎮(zhèn)職工，故選擇城鎮(zhèn)人口數(shù)為研究對(duì)象；A1…Ap、B…G是待估系數(shù)矩陣；α是隨機(jī)擾動(dòng)向量。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

我國從1999年開始實(shí)行住房改革，2000年后才逐步向市場化住房制度轉(zhuǎn)變，故本文選取2000年第一季度到2015年第四季度的季度數(shù)據(jù)為樣本空間。數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局、中國人民銀行及《全國住房公積金報(bào)告》。通過對(duì)月度數(shù)據(jù)加權(quán)平均、年度數(shù)據(jù)估算獲得季度數(shù)據(jù)，并根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的相應(yīng)數(shù)據(jù)的同比增幅推算缺失數(shù)據(jù)。

為客觀探求住房公積金貸款政策對(duì)住房價(jià)格的影響，消除通貨膨脹對(duì)研究結(jié)果的影響，應(yīng)用通貨膨脹率(CPI)對(duì)商品房平均銷售價(jià)格、GDP、人均可支配收入序列進(jìn)行平減。且HP、GDP、PCDI序列的季度數(shù)據(jù)具有較明顯的季節(jié)性變動(dòng)規(guī)律，通過Census X-12方法對(duì)以上序列進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，調(diào)整后的序列記為HP_SA、GDP_SA、PCDI_SA。對(duì)所有變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，以消除變量之間的異方差性，降低序列的波動(dòng)性，且其對(duì)應(yīng)的系數(shù)代表該解釋變量的彈性，有利于分析變量間的相互關(guān)系。

四、基礎(chǔ)性檢驗(yàn)分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為保證VAR模型的有效性，避免序列非平穩(wěn)性所導(dǎo)致的虛假回歸現(xiàn)象，必須對(duì)各變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)檢驗(yàn)對(duì)各變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1 各時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：c表示常數(shù)項(xiàng)，t表示趨勢項(xiàng)，p表示滯后階數(shù)。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%的顯著性水平下，序列LNHP_SA、LNR、LNL、LNGDP_SA、LNPCDI_SA、LNM2、LNP的ADF統(tǒng)計(jì)值均大于臨界值，故接受原假設(shè)，各序列均為非平穩(wěn)序列。而其一階差分序列在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，則各變量序列均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析商品房平均銷售價(jià)格與住房公積金貸款利率等變量間是否存在長期的均衡關(guān)系，需對(duì)商品房平均銷售價(jià)格及各解釋變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johansen檢驗(yàn)對(duì)LNHP_SA、LNR、LNL、LNGDP_SA、LNPCDI_SA、LNM2及LNP序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定各變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

由表2可知，原假設(shè)為各變量間不存在協(xié)整關(guān)系、至多存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量均大于各自的臨界值，即拒絕原假設(shè)。說明各變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，且至少存在兩個(gè)協(xié)整向量，使商品房平均銷售價(jià)格與住房公積金貸款利率、住房公積金貸款額、GDP、人均可支配收入、廣義貨幣供應(yīng)量、城鎮(zhèn)人口數(shù)間保持長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)揭示了經(jīng)濟(jì)變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，但卻不能說明是否構(gòu)成因果關(guān)系。對(duì)各變量序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以進(jìn)一步分析商品房平均銷售價(jià)格與各解釋變量間是否存在因果關(guān)系。因格蘭杰檢驗(yàn)要求時(shí)間序列為平穩(wěn)序列，故使用一階差分序列DLNHP_SA、DLNR、DLNL、DLNGDP_SA、DLNPCDI_SA、DLNM2及DLNP進(jìn)行因果分析。由于篇幅有限，本文只節(jié)選最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果，根據(jù)AIC和SC最小原則，選取2為最優(yōu)滯后階數(shù)。如下表3所示：

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示：在5%的顯著性水平下，住房公積金貸款利率與商品房平均銷售價(jià)格互為格蘭杰原因，說明商品房平均銷售價(jià)格的變動(dòng)能引發(fā)住房公積金貸款利率的變動(dòng)，住房公積金貸款利率的變動(dòng)也能引發(fā)商品房平均銷售價(jià)格的變動(dòng)，表明住房價(jià)格與住房公積金貸款利率存在相互反饋?zhàn)饔?。其次，住房公積金貸款額、廣義貨幣供應(yīng)量與商品房平均銷售價(jià)格間存在單向因果關(guān)系，表明住房公積金貸款額、廣義貨幣供應(yīng)量的變化能引起住房價(jià)格的變化。最后，GDP、人均可支配收入、城鎮(zhèn)人口數(shù)和商品房平均銷售價(jià)格不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系，說明GDP、人均可支配收入、城鎮(zhèn)人口數(shù)的變化不能有效解釋商品房平均銷售價(jià)格的變化。

五、VAR模型分析

(一)VAR模型穩(wěn)定性分析

根據(jù)AIC和SC最小原則，確定VAR模型的最佳滯后期數(shù)為2，因此建立VAR(2)模型。由于VAR模型是簡化模型，其估計(jì)參數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義不甚鮮明，因此未列出VAR模型的估計(jì)結(jié)果。本文通過檢驗(yàn)VAR模型的單位根情況來確定模型的平穩(wěn)性。AR特征方程的特征根倒數(shù)均位于單位圓內(nèi)，即所有特征根的倒數(shù)絕對(duì)值均小于1，說明所建立的VAR模型是穩(wěn)定的，在此基礎(chǔ)上采用脈沖響應(yīng)分析最為有效。

(二)脈沖響應(yīng)分析

在分析VAR模型時(shí)，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function，IRF)來衡量隨機(jī)誤差項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，通過分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的變動(dòng)對(duì)內(nèi)生變量現(xiàn)值和未來值影響的變動(dòng)軌跡，能夠直觀地刻畫出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用和效應(yīng)。本文主要討論商品房平均銷售價(jià)格對(duì)住房公積金貸款利率、住房公積金貸款額、GDP、人均可支配收入、廣義貨幣供應(yīng)量、城鎮(zhèn)人口數(shù)沖擊的響應(yīng)路徑。圖1、圖2是基于VAR(2)模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)。其中，橫軸代表沖擊作用的滯后間隔數(shù)(單位：季度)，選定20期(5年)為滯后期數(shù)，縱軸表示對(duì)沖擊作用的反映變化(單位：百分比)，實(shí)現(xiàn)表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖1 商品房平均銷售價(jià)格對(duì)各解釋變量沖擊的脈沖響應(yīng)

首先，商品房平均銷售價(jià)格受住房公積金貸款利率和住房公積金貸款額的沖擊影響較為顯著，且對(duì)商品房平均銷售價(jià)格存在持續(xù)性影響。從圖2中可以看出，在本期給住房公積金貸款利率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，當(dāng)期內(nèi)商品房平均銷售價(jià)格未發(fā)生變動(dòng)，隨后對(duì)商品房平均銷售價(jià)格產(chǎn)生了短暫的正向影響，在第2期達(dá)到最大值，隨后迅速下降，直至第四期跌至最低點(diǎn)，而后住房公積金的貸款利率調(diào)控對(duì)商品房平均銷售價(jià)格的負(fù)向影響雖逐漸減弱，但仍維持長期微弱的抑制作用。而對(duì)于住房公積金貸款額一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，商品房平均銷售價(jià)格同期內(nèi)并未發(fā)生變動(dòng)，繼而對(duì)商品房平均銷售價(jià)格產(chǎn)生正向效應(yīng)，在第2期時(shí)對(duì)商品房平均銷售價(jià)格的促進(jìn)作用達(dá)到最大，后經(jīng)過兩次波動(dòng)，對(duì)商品房平均銷售價(jià)格的作用幅度逐漸衰減，但仍長期維持0.003強(qiáng)度的促進(jìn)作用。

其次，商品房平均銷售價(jià)格對(duì)來自GDP的沖擊存在一定程度的滯后，正向的推動(dòng)作用在達(dá)到最大值后以穩(wěn)定的速度緩慢減弱，直至第20期后響應(yīng)作用基本趨于零。說明國民財(cái)富的不斷積累，國家經(jīng)濟(jì)水平的不斷提升確實(shí)能夠帶動(dòng)對(duì)房價(jià)的上漲。商品房平均銷售價(jià)格受到人均可支配收入的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，在第4期脈沖響應(yīng)達(dá)到最大值后不斷下降，影響作用逐漸趨于零。從人均可支配收入對(duì)房價(jià)的長期影響效應(yīng)來看，人均可支配收入的提高對(duì)房價(jià)的推動(dòng)作用有限，而大部分是由投資和投機(jī)需求拉動(dòng)的結(jié)果。廣義貨幣供應(yīng)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，對(duì)商品房平均銷售價(jià)格具有明顯的正向作用，且脈沖效應(yīng)在達(dá)到最大值之后隨著時(shí)間推移而不斷減弱。由房價(jià)對(duì)貨幣供給沖擊的快速上升反應(yīng)可以看出貨幣供給對(duì)我國住房價(jià)格的上漲起到了重要的支持和助推作用。對(duì)于給城鎮(zhèn)人口一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，短期內(nèi)商品房平均銷售價(jià)格并未發(fā)生明顯變動(dòng)，而后顯現(xiàn)出一定程度的正向推動(dòng)作用，但直到第10期影響作用才達(dá)到峰值。說明較其他因素而言，城鎮(zhèn)人口的變動(dòng)對(duì)住房價(jià)格的影響具有更強(qiáng)的滯后性。

圖2 商品房平均銷售價(jià)格對(duì)自身沖擊的脈沖響應(yīng)

最后，商品房平均銷售價(jià)格受自身慣性影響時(shí)間較短。商品房平均銷售價(jià)格自身的影響作用最大，第一期的最大響應(yīng)值為0.027，即對(duì)來自前期的商品房平均銷售價(jià)格一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位的沖擊，會(huì)引起當(dāng)期價(jià)格上升2.7個(gè)百分點(diǎn)。在之后的第2期到14期表現(xiàn)為正負(fù)交替作用，并逐漸減弱。說明商品房平均銷售價(jià)格在短期內(nèi)對(duì)自身的沖擊表現(xiàn)為強(qiáng)烈的正向響應(yīng)，而后很快趨于穩(wěn)態(tài)。

(三)方差分解分析

利用方差分解方法進(jìn)一步分析VAR模型中不同變量沖擊對(duì)房價(jià)變化的重要性時(shí)，其基本原理是通過方差來度量每一結(jié)構(gòu)沖擊使房價(jià)產(chǎn)生變化的貢獻(xiàn)度。根據(jù)本文建立的模型，可以通過方差分解分析住房公積金貸款利率、住房公積金貸款額、GDP、人均可支配收入、廣義貨幣供應(yīng)量、城鎮(zhèn)人口數(shù)對(duì)商品房平均銷售價(jià)格影響的貢獻(xiàn)度，具體如下表4所示：

表4 商品房平均銷售價(jià)格的方差分解結(jié)果

從表4來看，各變量對(duì)商品房平均銷售價(jià)格不產(chǎn)生同期影響，但各因素對(duì)房價(jià)變動(dòng)的方差貢獻(xiàn)度隨時(shí)間的推移而增加。在發(fā)生沖擊的第10期，對(duì)商品房平均銷售價(jià)格方差變動(dòng)的貢獻(xiàn)度從大到小依次為：房價(jià)、GDP、住房公積金貸款利率、廣義貨幣供應(yīng)量、人均可支配收入、住房公積金貸款額、城鎮(zhèn)人口數(shù)，對(duì)應(yīng)的貢獻(xiàn)度為：42.10%、17.66%、16.27%、12.92%、5.08%、4.47%、1.48%。其中，GDP在第2期后，對(duì)房價(jià)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度基本保持在17%左右，說明GDP對(duì)房價(jià)的作用較為穩(wěn)定。住房公積金貸款利率對(duì)房價(jià)的影響從第3期開始顯著增長，并在第5期后，房價(jià)15%以上的變化來自住房公積金貸款利率的變化。住房公積金貸款額以及人均可支配收入對(duì)房價(jià)變動(dòng)的貢獻(xiàn)度較小，但卻存在長期較為穩(wěn)定的作用。表明住房公積金貸款政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)有重要的解釋作用，且重要程度隨著時(shí)間的推移而持續(xù)增強(qiáng)。貨幣供應(yīng)量在第8期后顯著增長，說明貨幣供應(yīng)量的快速增長可以一定程度上帶動(dòng)房價(jià)的上漲。而城鎮(zhèn)人口數(shù)在第10期才出現(xiàn)較為明顯的增長，說明人口的增長對(duì)住房價(jià)格變動(dòng)的影響具有更長的滯后期。

六、結(jié)論和建議

本文以2000年第一季度至2015年第四季度的季度時(shí)間序列為樣本，通過研究住房公積金貸款政策對(duì)商品房平均銷售價(jià)格的動(dòng)態(tài)沖擊效果的實(shí)證研究，得出以下結(jié)論：

住房公積金貸款政策對(duì)住房市場的價(jià)格有顯著影響，其中住房公積金貸款利率的變動(dòng)會(huì)引起房價(jià)反方向的波動(dòng)，而住房公積金貸款額對(duì)房價(jià)具有正向的助推作用，說明住房公積金政策是有效調(diào)控房價(jià)的政策工具。

適度的貨幣供給和GDP的增長在一定程度上會(huì)對(duì)住房價(jià)格產(chǎn)生正向的刺激；人均可支配收入的增加也會(huì)對(duì)房價(jià)產(chǎn)生長期的推動(dòng)作用；與其他影響變量相比，城鎮(zhèn)人口規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)房價(jià)影響的傳導(dǎo)較慢。

總體上，住房公積金貸款政策、GDP、人均可支配收入、城鎮(zhèn)人口規(guī)模及貨幣供應(yīng)量等變量能夠有效解釋住房價(jià)格的變動(dòng)，說明住房公積金貸款政策與其他政策相結(jié)合可以有效調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格。

基于本文的實(shí)證結(jié)果，提出以下幾點(diǎn)政策建議：

第一，加快完善住房公積金制度，提高住房公積金使用效率。一方面，通過擴(kuò)大住房公積金覆蓋面，有效發(fā)揮其對(duì)城鎮(zhèn)居民住房消費(fèi)的支持作用；另一方面，通過深入落實(shí)住房公積金新政的調(diào)整政策，放寬住房公積金異地互認(rèn)、提取條件、貸款限制等制度性約束，盤活住房公積金的沉淀資金，釋放住房公積金的制度活力，提升住房公積金資金的使用效率。

第二，建立住房公積金政策與房價(jià)的動(dòng)態(tài)平衡機(jī)制。在房價(jià)動(dòng)態(tài)變化中把控住房公積金政策的調(diào)整目標(biāo)和力度，將住房公積金的繳交水平與各地區(qū)房價(jià)水平相匹配，實(shí)行一定標(biāo)準(zhǔn)之上的浮動(dòng)繳存，從而通過住房公積金政策實(shí)現(xiàn)房價(jià)與收入之間的動(dòng)態(tài)平衡，切實(shí)提升居民住房消費(fèi)能力，充分發(fā)揮住房公積金政策對(duì)住房市場的的調(diào)控作用。

第三，加強(qiáng)住房公積金制度與其他政策的協(xié)作配合。鑒于房地產(chǎn)市場的復(fù)雜性和特殊性，對(duì)房價(jià)的調(diào)控不是僅住房公積金政策能夠?qū)崿F(xiàn)的，而是需要政府從全局出發(fā)，加強(qiáng)各種政策工具的協(xié)調(diào)配合，通過住房公積金政策與貨幣政策、稅收政策、土地政策等政策共同作用，強(qiáng)化住房市場的調(diào)控力度和方向，助推消化房地產(chǎn)存量。

(燕山大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，河北 秦皇島 066004)

[1] 楊剛，吳燕華.公積金制度對(duì)上海住房市場發(fā)展的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2014(4)：85-89.

[2] 楊巧.公積金制度對(duì)住房市場量價(jià)關(guān)系的研究—基于上海市住房公積金制度對(duì)住房市場的影響[J].價(jià)格理論與實(shí)踐，2014(4)：65-67.

[3] 楊黎明，余勁.我國住房公積金貸款對(duì)房價(jià)影響的動(dòng)態(tài)研究——基于2002—2011年七個(gè)二線城市的面板數(shù)據(jù)[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2013，13( 5)：76-83.

[4] 賈瓊.住房公積金政策對(duì)我國房地產(chǎn)市場的影響-基于SVAR模型的實(shí)證分析[J].金融觀察，2014(9)49-54.

[5] 顧澄龍，周應(yīng)恒，嚴(yán)斌劍.住房公積金制度、房價(jià)與住房福利[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2015(1)：109-124.

[6] 李果.住房公積金貸款對(duì)我國房地產(chǎn)市場的影響研究基于區(qū)域差異的視角[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2016(4)：15-20.

[7] 席楓，李海飛，董春美.我國住房公積金新政對(duì)房地產(chǎn)市場價(jià)格的影響分析[J].價(jià)格理論與實(shí)踐，2016(9)：39-41.