上文简要分析了住房公积金制度目标的实现程度问题，毋庸置疑，住房公积金制度在住房分配转换机制中发挥了重要作用。但是否达到了目标，尤其是近些年，提高城镇居民居住水平的目标，或以上城镇居民提高的居住水平是否是住房公积金制度所产生的实际效应，受到了各方面的质疑。因此，本节试图分析住房公积金制度运行在一定程度上抑制了居住水平的提高。即使是简单测算的1.8m2，也并非住房公积金制度运行的结果。

1.目标偏离风险的理论分析

市场机制下，各种制度之间的相互作用，使得以提高居民居住水平为目标的住房公积金制度，面临着多重风险。

住房公积金贷款与商业性住房贷款之间的竞争关系，使得住房公积金贷款作为一种住房金融支持，在提高居民居住水平的贡献率受到严重质疑。我国商业性住房贷款发展历程较短，仅1998年之后才得到迅速发展，住房公积金制度作为一种政策性住房金融，在住房金融发展的初始阶段，支持住房公积金缴交家庭购房中发挥了重要作用。但随着商业银行住房抵押贷款条件的逐步宽松，两者之间的竞争关系越来越明显。即住房公积金贷款增加，在很大程度上必然导致商业住房抵押贷款需求的减少，或住房公积金贷款对商业住房贷款将产生很大的挤出效应。尤其是目前住房公积金制度的运行机制，公积金资金池的安全性决定住房公积金主要贷款对象为缴纳人群的中高收入者。一般来讲，这部分群体无需住房公积金贷款支持，也能从住房市场购房来改善其居住水平。因此，住房公积金贷款对商业性住房贷款所产生的挤出效应，使得住房公积金制度难以实现其提高居民居住水平的制度目标。

2.目标偏离风险的实证分析

本节重点分析住房公积金贷款对商业性住房贷款的挤出效应。

（1）基本假设与模型设定

假设住房抵押贷款额度是由经济基本因素和住房公积金抵押贷款共同决定。在一个完善的住房抵押市场中，住房抵押实际需求的基本经济影响因素主要包括居民实际可支配收入、需求人口、抵押贷款利率等，而影响供给的则包括央行对住房抵押贷款方面的各种限制条件，抵押贷款额度与贷款期限的限制，银行准备金等。由于住房作为一项优良资产，金融机构自身一般愿意大量供给，因而住房抵押贷款主要由需求方决定。

住房公积金抵押贷款额度同样也会对市场住房抵押贷款总量产生影响。一方面，在金融市场的初级阶段住房抵押机制不健全，居民居住水平低下时，住房公积金抵押贷款的出现，有利于市场金融主体开发住房抵押金融产品，对市场住房抵押将产生挤入效应。另一方面，更为主要的是，在市场机制逐步完善的过程中，住房公积金贷款与商业性住房抵押贷款将形成竞争关系。具体表现为，住房公积金参与人群中的中高收入群体利用在住房公积金贷款购房，必然导致该群体，至少当期不会利用商业性住房抵押贷款购房，对商业性住房抵押贷款总量直接产生挤出效应。即住房公积金支持居民购建房所形成的居民居住水平的提高实质是以商业性住房抵押贷款对居住水平提高贡献率的降低为前提；换一句话表述，住房公积金对提高居民居住水平面临极大的市场挤出风险。

因此，商业性住房抵押贷款额度可表示为如下变量的函数：

其中hmlt为t时期的商业性住房抵押贷款额度，yt为居民可支配收入，rt为住房抵押贷款利率，hpft为第t期的住房公积金个人住房抵押贷款额度，hrt为住房合意度，即市场住房存量套数与家庭户数的比值。

首先不考虑住房合意度对商业性住房抵押贷款额度的影响，以如下具体线性计量模型逼近上述商业性住房抵押贷款函数（8.7）：

理论上，β1=d（hml）/d（hpf）＜0，即住房公积金贷款与商业性住房抵押贷款的相互作用程度，β1绝对值的大小代表相互作用程度，若符号为正，代表住房公积金贷款对商业性住房贷款产生挤入效应，反之，符号为负则产生挤出效应；β2=d （hmlt）/d（yt）＜0，即随着人均可支配收入的增加，使得人们的住房可支付能力增加，因而导致需要住房抵押的贷款额度减少；β3=d （hmlt）/d（rt）＜0，表明抵押贷款利率越低，住房抵押贷款额度越高。变量yeart为年度虚拟变量，用以反映政府政策变化对商业性住房抵押贷款和住房公积金抵押贷款的影响。由于2008年全球金融危机的影响导致住房抵押市场一定程度的萧条，武汉市政府在2009年采取积极的宏观货币政策，使得住房抵押贷款（包括住房公积金抵押贷款）的需求迅猛上升，因此，年度虚拟变量取值如下：

若考虑住房可获得性对商业性住房抵押贷款的潜在影响，可以如下非线性计量模型逼近商业性住房抵押贷款函数（8.7）：

此时，增加的变量hrt代表住房合意度对商业性住房抵押贷款的潜在影响；更为重要的是住房公积金贷款对商业性住房抵押贷款的边际影响可表示为d（hmlt）/d（hpft）=β1+β5hrt，表明住房公积金抵押贷款与商业性住房抵押贷款相互作用的强度（尤其是挤出效应），随着住房合意度的提高而变化，一般有β5＜0，即挤出效应随住房合意度的提高而增强。

（2）数据与实证分析

基础数据与数据处理。采用武汉市1999—2009的年度数据（如表8-15）^[2]分析经济基本因素和住房公积金贷款对商业性住房贷款的影响。运用居民消费价格指数为折扣因子，获得各变量实际值如实际贷款额度、实际收入和五年期住房抵押实际贷款利率等。其中，各年份抵押贷款利率由各年份央行公布利率及其各年份内运行时期为权数的加权平均形成。家庭人均建筑面积指标缺乏2001年数据（已有数据为住房使用面积），通过已有数据反向预测得到2001年家庭人均建筑面积。

表8-15　住房公积金个人抵押贷款挤出效应分析的基础数据(www.daowen.com)

续表

表8-15的原始数据中，住房公积金抵押贷款余额及商业性住房抵押贷款余额并非当年借贷出去的贷款额度，本书以贷款余额新增额度替代，即为当年贷款累出与还贷累进的差额构成，显然这一数据较抵押贷款额度可能更好，反映新增额度之间的相互作用关系。住房合意率数据则具有主观性，理论上，随着我国住房市场的逐渐完善，居民居住条件得以不断改善，居民从市场上获得住房的机会越来越大，住房合意率呈现不断上升的趋势。因此，为能具体度量住房合意率，类似上文我们以家庭人均建筑面积与标准人均建筑面积（“十一五”规划中，家庭人均建筑面积达到35 m2）的比值进行度量。

表8-16　住房公积金个人抵押贷款挤出效应分析的基础数据预处理

模型估计与分析。分别以计量模型（8.8）（8.10）为基础，考察各变量对商业性住房抵押贷款额度的影响，依据系数的显著性和拟合优度确定变量。

表8-17给出了模型估计的四种情形。模型一是商业性住房贷款、住房公积金贷款及人均可支配收入之间的关系，拟合优度以及系数的显著性表明模型难以拟合现实。

模型二在增加年度虚拟变量后，变量系数的显著性大约在1%左右，呈高度显著状态，拟合优度由0.4不到跃升到0.8，得到了显著性改善，且系数符号也与模型假设高度吻合，表明这一模型充分显示了商业性住房贷款与住房公积金贷款之间的内在联系。如，随着人均可支配收入系数为-24.5759，表明人均可支配收入每增加一元，将导致商业性个人住房抵押余额增量减少24.5元。重点关注住房公积金个人住房抵押贷款对商业性个人住房抵押贷款的挤出效应，系数-0.6057表明住房公积金个人住房抵押贷款净额每增加1元，将导致商业性个人住房抵押贷款净额减少约0.6元。因此，从这一层面来分析，2001—2013年的年份中，住房公积金个人抵押贷款所产生的人均居住面积提高的效应，是以商业性住房抵押贷款贡献率降低一半为代价。或者说，这些年来，其实质提高效应仅为表征现象的一半左右。

表8-17　住房公积金个人抵押贷款挤出效应的模型估计

模型三，是考虑住房抵押贷款利率为住房抵押贷款净增额度的重要因素，而增加的解释变量，尽管使得拟合优度上升，也与模型设定符号完全吻合，但其自身及其他变量系数变得不再显著，表明利率对商业性住房抵押贷款净增额度的影响并不显著。另一种解释可能是住房公积金个人住房抵押贷款中也包含了利率因素（公积金抵押贷款利率一般随市场利率进行调整），再增加利率反使得模型系数显著性发生改变，即与这一变量存在共线性问题。因此，不需考虑利率对商业性住房抵押贷款净增额度的影响。

模型四，是考虑在住房金融的初始阶段，城镇居民居住现状较差而致住房合意度低，住房公积金可能对商业性住房抵押贷款产生挤入效应，因此引入关键性重要变量——住房合意度。模型的拟合优度与模型变量系数清晰显示了变量引入的可行性。住房公积金个人住房抵押贷款系数为正，表明初始阶段住房公积金的确对商业性住房抵押贷款存在挤入效应。然而，综合效应由β1+β5hrt决定，因此，模型四估计显示，住房公积金的挤出效应随着住房合意度的增加，挤出效应越来越大，2013年住房合意度约为1，挤出效应也很大，变革住房公积金个人住房抵押贷款机制乃至其整体运行机制已迫在眉睫。