人口老齡化對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)的影響分析

周建軍 曹文凱 梁麗利

[摘?要]基于2005-2016年我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)和固定效應(yīng)模型實(shí)證分析人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)的影響，并分別對(duì)我國(guó)東中西部地區(qū)進(jìn)行了分區(qū)域的實(shí)證檢驗(yàn)以探討此種影響的區(qū)域性特征。研究發(fā)現(xiàn)：人口老齡化對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)有顯著的拉動(dòng)作用，同時(shí)住宅供應(yīng)面積、地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)住房消費(fèi)也有顯著正向影響。此外，人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)的影響存在顯著的區(qū)域差異：對(duì)東部地區(qū)表現(xiàn)為顯著正向作用，西部地區(qū)則顯著為負(fù)，而對(duì)中部地區(qū)影響不顯著。

[關(guān)鍵詞]人口老齡化;住房消費(fèi);老年撫養(yǎng)比

[中圖分類號(hào)]?F293.3[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A?[文章編號(hào)]1008—1763（2019）05—0056—08

Abstract：Based on the inter-provincial panel data of 30 provinces， cities and autonomous regions in China from 2005 to 2016， the unit root test， Hausman test and fixed effect model are used to empirically analyze the impact of population aging on housing consumption， and a sub-regional empirical test is carried out on the eastern， central and western regions of China to explore the regional characteristics of this impact. It is found that population aging has a significant driving effect on housing consumption in China， and housing supply area and GDP also have ?significant positive impacts ?on housing consumption. In addition， there are significant regional differences in the impact of population aging on housing consumption. Population aging has a significant positive effect on the eastern region， a significant negative effect on the western region， and an insignificant effect on the central region.

Key words： population aging; housing consumption; old-age dependency ratio

根據(jù)全國(guó)老齡工作委員會(huì)發(fā)布的《中華人民共和國(guó)老齡化趨勢(shì)預(yù)測(cè)研究報(bào)告》，2000—2020年是我國(guó)社會(huì)處于快速老齡化時(shí)期。伴隨著人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，我國(guó)人口逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榈统錾省⒌退劳雎省⒌腿丝谠鲩L(zhǎng)率的模式。作為世界人口大國(guó)，我國(guó)老年人口所占據(jù)的人口比例甚大，截至2018年年底，我國(guó)65歲及以上人口有16658萬人，占據(jù)總?cè)丝诘?1.9%，我國(guó)人口老齡化呈現(xiàn)出老齡人口占比高且向高齡化發(fā)展的趨勢(shì)。此外，我國(guó)人口老齡化還存在明顯的“未富先老”現(xiàn)象。

人口老齡化程度的日益加深，不僅表現(xiàn)在人口結(jié)構(gòu)的改變上，而且已然成為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要因素。而房地產(chǎn)市場(chǎng)作為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱性產(chǎn)業(yè)，同樣也將受到人口老齡化的影響。自我國(guó)1998年住房制度改革以來，住房市場(chǎng)逐漸形成并在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)當(dāng)中占據(jù)了重要地位，其健康平穩(wěn)運(yùn)行對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。居民作為住房消費(fèi)的主體，其年齡結(jié)構(gòu)變化勢(shì)必改變住房消費(fèi)偏好和住房消費(fèi)需求，并直接作用于住房消費(fèi)，進(jìn)一步影響我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展。人口老齡化對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)到底會(huì)造成何種影響？人口老齡化的影響是通過哪些具體途徑和因素作用于住房消費(fèi)？此種影響是否存在區(qū)域性或異質(zhì)性特征？為回答以上問題，本文基于2005—2016年我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型探究人口老齡化對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)的影響及區(qū)域性差異，為評(píng)估人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響提供更多信息支撐，為我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)在人口老齡化進(jìn)程中的平穩(wěn)運(yùn)行提供相應(yīng)的理論支撐，把握住房消費(fèi)的新動(dòng)向，為政府優(yōu)化住房消費(fèi)提供政策建議。

一?文獻(xiàn)綜述

人口老齡化問題對(duì)消費(fèi)的影響一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界討論的焦點(diǎn)話題，但學(xué)術(shù)界對(duì)于人口老齡化與住房消費(fèi)兩者之間關(guān)系，尤其是前者對(duì)后者的影響這一問題所持觀點(diǎn)不一，目前主要存在三種主流觀點(diǎn)：一是人口老齡化將會(huì)促進(jìn)住房市場(chǎng)消費(fèi);二是人口老齡化將會(huì)抑制住房消費(fèi);三是人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)的影響是動(dòng)態(tài)變化的。鑒于此，下文分三部分進(jìn)行文獻(xiàn)綜述。

（一）人口老齡化促進(jìn)住房消費(fèi)的相關(guān)研究

Green、Hendershott和Patric[1]的研究認(rèn)為上世紀(jì)80年代美國(guó)70歲年齡階段人口的住房需求低于50歲年齡段人口的住房需求，此種差異并非完全由年齡因素所導(dǎo)致，而是取決于收入、教育水平的高低，他們預(yù)測(cè)未來三十年美國(guó)的人口將趨于老齡化，且由于教育水平、收入水平的不斷上升，住房消費(fèi)需求同樣將呈上升趨勢(shì)。Lim&Lee[2]通過對(duì)韓國(guó)老齡化問題的研究，提出人口老齡化將會(huì)引起韓國(guó)住房市場(chǎng)需求上升的觀點(diǎn)。劉穎春[3]提到老年化住宅設(shè)計(jì)將成為老齡社會(huì)的大勢(shì)所趨。李祥和高波[4]研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)年齡階段人群，特別是50—64歲人群與住房供給間呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，且該部分人群將對(duì)住房?jī)r(jià)格產(chǎn)生正向影響。李雄軍和姚樹潔[5]的研究提出，計(jì)劃生育政策通過引起人口增長(zhǎng)及人口結(jié)構(gòu)的變化，從而在短期內(nèi)推動(dòng)住房市場(chǎng)需求的增長(zhǎng)。陳斌開、徐帆和譚力[6]的研究得出了人口結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)需求有顯著影響的結(jié)論。李通屏、彭博和邵紅梅[7]將人口老齡化因素引入到房?jī)r(jià)模型中，采用System GMM的方法對(duì)我國(guó)1999-2015年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)具有促進(jìn)作用。

（二）人口老齡化抑制住房消費(fèi)的相關(guān)研究

一方面，消費(fèi)者的年齡增長(zhǎng)，其消費(fèi)傾向可能發(fā)生改變。Mankiw &Weil[8]認(rèn)為在進(jìn)入40歲之后，人類對(duì)于住房需求將會(huì)下降。Bakshi&Chen[9]提出年齡上的差異帶來不同的消費(fèi)傾向，研究發(fā)現(xiàn)年輕人更愿意將更多的財(cái)富用于住房市場(chǎng)消費(fèi)，伴隨著年齡的增長(zhǎng)，則會(huì)選擇將更多的財(cái)富用于金融產(chǎn)品的消費(fèi)。Philipp Jger和Torsten Schmidt[10]發(fā)現(xiàn)處于60—65歲年齡階段的人口比例與房?jī)r(jià)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。另一方面，勞動(dòng)力人口占比影響住房投資。Lindh和Malmberg[11]在探索人口年齡結(jié)構(gòu)與住宅投資之間的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，處于勞動(dòng)年齡階段的人口數(shù)量上升對(duì)住房建設(shè)投入力度有積極影響，而老年人口數(shù)量上升對(duì)住宅投資的促進(jìn)作用則較微弱，并提出人口老齡化可能對(duì)住房消費(fèi)需求有消極影響。Malmberg[12]也進(jìn)一步證實(shí)了住房市場(chǎng)受人口老齡化的消極影響。

（三）人口老齡化動(dòng)態(tài)影響住房消費(fèi)的相關(guān)研究

陳彥斌和陳小亮[13]基于歷史經(jīng)驗(yàn)和國(guó)際經(jīng)驗(yàn)，認(rèn)為短時(shí)間內(nèi)人口老齡化不會(huì)導(dǎo)致住房消費(fèi)需求下降，而人口老齡化對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)需求的負(fù)面沖擊在2045年后將會(huì)逐漸顯露出來。國(guó)外學(xué)界存在類似觀點(diǎn)。Lindenthal & Eichholtz[14]證明了短期內(nèi)人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)的負(fù)效應(yīng)并不顯著，當(dāng)?shù)竭_(dá)人生命終點(diǎn)時(shí)，住房消費(fèi)需求才會(huì)減少。丁洋和鄭江淮[15]不完全贊成老齡化將抑制住房消費(fèi)需求的觀點(diǎn)，二者考察了我國(guó)2005—2015年的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)老齡化程度加深的初期，住房消費(fèi)的趨勢(shì)是上升的，只有當(dāng)老年比超出18%后，老齡化程度的上升將抑制住房消費(fèi)的增加。黃燕芬和陳金科[16]推導(dǎo)了住房消費(fèi)函數(shù)，實(shí)證分析認(rèn)為老齡化對(duì)住房消費(fèi)的偏效應(yīng)是正的，其結(jié)果表明一定時(shí)點(diǎn)之前，由于老年群體對(duì)勞動(dòng)年齡群體的購(gòu)房資金支持高于勞動(dòng)年齡群體對(duì)老年群體的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)支持，此時(shí)老年撫養(yǎng)比的上升將導(dǎo)致住房消費(fèi)隨之上升;而之后老年人口撫養(yǎng)比繼續(xù)增加所產(chǎn)生的對(duì)住房消費(fèi)的抑制作用將超過促進(jìn)作用，從而導(dǎo)致住房消費(fèi)隨著老年撫養(yǎng)比的上升呈下降趨勢(shì)。

綜上所述，目前關(guān)于人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)影響效果這一問題存在著較大分歧，且大多數(shù)文獻(xiàn)都著眼于整個(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)或者是整個(gè)人口結(jié)構(gòu)，缺乏針對(duì)性和區(qū)域性。本文將研究重心落在人口老齡化和住房消費(fèi)二者間的關(guān)系上，更具明確性和針對(duì)性。此外，在利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)人口老齡化和住房消費(fèi)間的關(guān)系進(jìn)行考察的同時(shí)還進(jìn)行了分區(qū)域的差異性考察和貢獻(xiàn)度分析。

二?理論機(jī)制分析

（一）基于人口轉(zhuǎn)變理論分析

根據(jù)人口轉(zhuǎn)變理論，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展以及生產(chǎn)力的不斷提高，人口再生產(chǎn)類型的階段性轉(zhuǎn)變將導(dǎo)致社會(huì)人口年齡結(jié)構(gòu)呈三個(gè)階段的變化。第一階段為高少兒、低老年型的高撫養(yǎng)比時(shí)期，第二階段為低少兒、低老年型的低撫養(yǎng)比時(shí)期，最后到低少兒、高老年型的高撫養(yǎng)比時(shí)期，而人口老齡化正是發(fā)生在第二階段向第三階段的過渡期間。在第二階段，由于勞動(dòng)年齡人口比重高，生產(chǎn)力和勞動(dòng)素質(zhì)得到了長(zhǎng)足的發(fā)展，而且總撫養(yǎng)比相對(duì)較低，此時(shí)會(huì)產(chǎn)生人口紅利效應(yīng)，使得人均收入和社會(huì)儲(chǔ)蓄增高，從而導(dǎo)致在人口老齡化進(jìn)程中適齡購(gòu)房人口的增加以及購(gòu)房能力的提高。此時(shí)住房消費(fèi)需求旺盛，房地產(chǎn)市場(chǎng)高速發(fā)展，同時(shí)撫養(yǎng)比的下降將導(dǎo)致房?jī)r(jià)的上升[17-18]，而這又將引發(fā)投資性的住房消費(fèi)。

（二）基于社會(huì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析

人口老齡化通過資本深化和提高勞動(dòng)生產(chǎn)率等途徑促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[19]，從而導(dǎo)致的社會(huì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)將為住房市場(chǎng)的發(fā)展提供大量的資金，社會(huì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)將帶動(dòng)住房市場(chǎng)的發(fā)展，進(jìn)而刺激住房消費(fèi)的需求。首先，社會(huì)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展，促進(jìn)了人們工資收入水平上升，使得人們有能力對(duì)消費(fèi)行為進(jìn)行支付，實(shí)現(xiàn)了消費(fèi)水平的提高，刺激人們對(duì)住房消費(fèi)的需求。其次，社會(huì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)也將帶來物質(zhì)文化觀念、生活觀念的轉(zhuǎn)變，人們傾向于消費(fèi)更舒適類型的住房，因此引起高品質(zhì)住房消費(fèi)需求的上升。此外，我國(guó)老齡化社會(huì)程度的不斷加深將導(dǎo)致獨(dú)居型老年人家庭的大規(guī)模出現(xiàn)，這部分人群將產(chǎn)生新的住房消費(fèi)需求。這也是老齡化促進(jìn)住房消費(fèi)需求的原因之一[20]。

（三）基于儲(chǔ)蓄效應(yīng)分析

人口老齡化所引致的儲(chǔ)蓄效應(yīng)也將影響住房消費(fèi)。人口老齡化會(huì)導(dǎo)致出于預(yù)防動(dòng)機(jī)的撫養(yǎng)儲(chǔ)蓄增加，從而使得社會(huì)整體的儲(chǔ)蓄水平上升[21]。這一方面會(huì)增加社會(huì)的閑置資金，人們可能會(huì)選擇將這部分資金用于投資來實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)升值，住房消費(fèi)所具備的投資屬性使得其成為人們的投資選擇之一，從而滋生出新的投資性住房消費(fèi)需求;另一方面，社會(huì)整體的儲(chǔ)蓄水平上升，銀行儲(chǔ)備可用于貸款的資金增加，利率水平在一定程度上下降，給予購(gòu)房群體資金支持，刺激了房地產(chǎn)商貸款開發(fā)新的住房項(xiàng)目，導(dǎo)致住房消費(fèi)需求的增加。

三?模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)說明

（一）模型構(gòu)建

本文在參考相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論的基礎(chǔ)上，充分考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，并根據(jù)本文的研究需要，多方面考察決定住房消費(fèi)的因素，選取老年人口撫養(yǎng)比為人口老齡化的主要衡量指標(biāo)，且加入住宅竣工面積、城鎮(zhèn)化進(jìn)程、地區(qū)生產(chǎn)總值、人均可支配收入等因素作為控制變量。基于上文理論機(jī)制分析以及參考相關(guān)文獻(xiàn)建立了以下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

其中，lnhcit代表第i個(gè)省市在t時(shí)期的住房消費(fèi)水平，選用住宅商品房銷售面積作為衡量指標(biāo)，其表示報(bào)告時(shí)間段內(nèi)商品性住宅房屋的銷售總面積，單位是萬平方千米。odrit代表第i個(gè)省市在t時(shí)期的人口老齡化水平，采用老年撫養(yǎng)比（odr）衡量，其表示各個(gè)省市自治區(qū)的老年人口與處于勞動(dòng)年齡人口（即15至64歲人群）的比重，單位為%。urbrit代表第i個(gè)省市在t時(shí)期的城鎮(zhèn)化率，單位為%。gdpit代表第i個(gè)省市在t時(shí)期的地區(qū)生產(chǎn)總值。supplyit代表第i個(gè)省市在t時(shí)期的住房竣工面積，采用商品住宅房屋竣工面積作為度量，表示一個(gè)地區(qū)當(dāng)前會(huì)計(jì)年度內(nèi)商品性住宅房屋的實(shí)際竣工面積，單位為萬平方米。incomeit代表第i個(gè)省市在t時(shí)期的人均可支配收入、εit是殘差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源和說明

鑒于1998年以前中國(guó)住房市場(chǎng)尚未實(shí)施住房制度改革，實(shí)行的是住房福利分配制度，此時(shí)的住房市場(chǎng)在經(jīng)濟(jì)意義上不具備客觀性和可比性，因此1998年以前的我國(guó)還不存在真正意義上的住房市場(chǎng)。同時(shí)，受限于數(shù)據(jù)的可獲性和可比性，本文最終選取了我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)（港、澳、臺(tái)、西藏除外）在2005—2016年間共計(jì)12年的面板數(shù)據(jù)，以此研究人口老齡化與住房消費(fèi)間的關(guān)系。本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2006—2017）》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒（2006—2017）》和《中國(guó)房地產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒（2006—2017）》。

此外，為保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，并緩解可能存在的異方差等問題，對(duì)住宅商品房銷售面積（hc）、商品住宅房屋竣工面積（supply）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（income）、地區(qū)生產(chǎn)總值（gdp）等指標(biāo)均采取自然對(duì)數(shù)，得到lnhc、lnsupply、lnincome和lngdp，將以上指標(biāo)帶入計(jì)量模型中進(jìn)行實(shí)證分析。由原本水平值變?yōu)槿∑渥匀粚?duì)數(shù)的指標(biāo)，其所對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)也將顯示為彈性的概念。表1報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

由表1可知，所有變量的觀測(cè)值都顯示為360，合計(jì)包含了30個(gè)省市自治區(qū)變量以及12個(gè)時(shí)間變量。第一，老年撫養(yǎng)比均值已達(dá)到12.75%，最小值是7.44%，最大值已經(jīng)達(dá)到20.04%，這說明我國(guó)人口老齡化趨勢(shì)加重，而且呈現(xiàn)出地域性差異。第二，住房消費(fèi)水平lnhc均值為7.69，其最大值為9.47，最小值為4.69，地區(qū)之間的住房消費(fèi)水平存在明顯差距。第三，城鎮(zhèn)化率、地區(qū)生產(chǎn)總值、住宅竣工面積均存在區(qū)域間的差異，可間接反映不同地區(qū)住房消費(fèi)水平上的差異。

四 實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）基于全國(guó)層面的實(shí)證結(jié)果檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，本文對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中的各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。若不能通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，則接著進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。若原序列可證明是零階單整序列時(shí)，則無需進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。若變量可通過檢驗(yàn)，則能進(jìn)一步完成接下來的實(shí)證分析。本文所采用的是stata15.0計(jì)量軟件，依靠LLC、IPS檢驗(yàn)等方法，對(duì)實(shí)證模型的各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中LLC檢驗(yàn)是面板單位根檢驗(yàn)中最常用的方法之一，當(dāng)誤差項(xiàng)中可能存在自相關(guān)時(shí)，它通過引入足夠高階的差分滯后項(xiàng)以保證誤差項(xiàng)為白噪聲。LLC檢驗(yàn)是左邊單側(cè)檢驗(yàn)，即拒絕域僅在分布的最左邊。LLC檢驗(yàn)原假設(shè)H0為：含有單位根。IPS檢驗(yàn)仍舊為單邊左側(cè)檢驗(yàn)，其原假設(shè)為“數(shù)據(jù)存在單位根”。表2給出了在LLC檢驗(yàn)和IPS檢驗(yàn)兩種方法下單位根檢驗(yàn)結(jié)果。

由表2檢驗(yàn)結(jié)果可知，在10%的顯著性水平下，所有變量均表現(xiàn)為拒絕原假設(shè)，表明住宅商品房銷售面積、城鎮(zhèn)化率、老年撫養(yǎng)比、地區(qū)生產(chǎn)總值、住宅竣工面積、人均可支配收入等變量的水平值不存在單位根，即原面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行下一步的實(shí)證分析。

2.回歸分析

在通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，本文可選用的回歸模型有混合回歸模型、固定效應(yīng)模型以及隨機(jī)效應(yīng)模型，為確定以上三種模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度并做出最優(yōu)化選擇，利用F檢驗(yàn)和豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行擬合性篩選。如表3所示，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果為F（29， 325） = 9.39，Prob > F = 0.0000，拒絕原假設(shè)，表示在混合回歸模型和固定效應(yīng)模型中，后者為更優(yōu)選。隨后運(yùn)用豪斯曼檢驗(yàn)對(duì)RE模型與FE模型進(jìn)行選擇，若拒絕原假設(shè)則選擇FE模型。由表3中豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果可知，P=0.0003<0.05，拒絕了個(gè)體異質(zhì)性與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，固定效應(yīng)模型為最優(yōu)選，故本文選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

3.實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)表3中固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果可得知，人口老齡化、城鎮(zhèn)化率、住宅竣工面積、地區(qū)生產(chǎn)總值、可支配收入水平對(duì)住房消費(fèi)都有顯著的影響。回歸結(jié)果表明，模型組內(nèi)的擬合優(yōu)度R2為0.742，表明模型單位內(nèi)的解釋變化比例為74.2%，模型組間的擬合優(yōu)度R2為0.677，表明模型單位間的解釋變化比例為67.7%，模型整體的擬合優(yōu)度R2為0.683，表明模型整體的解釋變化比例為68.3%。重點(diǎn)關(guān)注變量和控制變量的回歸結(jié)果顯著，人口老齡化的回歸系數(shù)為0.0171，表明人口老齡化程度的加深將拉動(dòng)我國(guó)的住房消費(fèi)水平，即老年撫養(yǎng)比的上升對(duì)住房消費(fèi)具有顯著的正效應(yīng)，老年撫養(yǎng)比每增加1個(gè)百分比，住房消費(fèi)將上升1.71%。這主要?dú)w結(jié)于以下幾點(diǎn)原因：一是上世紀(jì)的福利分房制度給了人們實(shí)現(xiàn)財(cái)富積累的機(jī)會(huì)，老年人具備足夠的經(jīng)濟(jì)能力為子女提供住房消費(fèi)的資金支持;二是住房作為一種消費(fèi)、投資雙屬性的商品，具備一定的投資功能，在老年人們有多余資金時(shí)會(huì)考慮購(gòu)置房屋以實(shí)現(xiàn)財(cái)富的保值升值;三是我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，不同年齡階段的人口對(duì)于住房消費(fèi)的需求類型存在差異，這些差異將顯著地表現(xiàn)為不同年齡段人口對(duì)于各類型住宅需求剛性的不一致;四是社會(huì)老齡化程度的加深意味著獨(dú)居老人數(shù)量的增加，而這又會(huì)帶來新的養(yǎng)老型住房消費(fèi)需求。

此外，控制變量與住房消費(fèi)的關(guān)系同樣密切，具體表現(xiàn)為：城鎮(zhèn)化率對(duì)住房消費(fèi)存在顯著的積極作用，城市人口數(shù)量的增加會(huì)導(dǎo)致住房剛性需求上升。同時(shí)，原城市人口由于受益于城鎮(zhèn)化進(jìn)程，其經(jīng)濟(jì)能力和儲(chǔ)蓄能力大幅提高，導(dǎo)致其產(chǎn)生投資性的住房消費(fèi)需求，從而引起住房消費(fèi)的增加。地區(qū)生產(chǎn)總值與住房消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系，地區(qū)生產(chǎn)總值可以反映一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此地區(qū)生產(chǎn)總值的提高意味著經(jīng)濟(jì)水平的提高，從而引起住房消費(fèi)水平的上升。住房竣工面積的增加對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正向效應(yīng)，住房竣工面積可反映住房供給水平，根據(jù)住房供需理論，住房供給影響住房需求，因此住房竣工面積的上升也將引起住房消費(fèi)需求的增加。此外，人均可支配收入對(duì)住房消費(fèi)也存在顯著的正效應(yīng)。

（二）基于區(qū)域?qū)用娴膶?shí)證結(jié)果檢驗(yàn)

受我國(guó)各區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)文化差異的影響，不同區(qū)域的人口老齡化水平和住房消費(fèi)水平也不盡相同，從而導(dǎo)致地區(qū)間人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)的影響方向和程度也可能存在明顯差異。因此，下文對(duì)我國(guó)東中西三個(gè)地區(qū)進(jìn)行分區(qū)域?qū)嵶C以檢驗(yàn)該影響的區(qū)域性特征。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

運(yùn)用LLC、IPS檢驗(yàn)來檢驗(yàn)各解釋變量的平穩(wěn)性，其中LLC 檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)原假設(shè)含有單位根。表4給出了東中西部地區(qū)各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。

檢驗(yàn)結(jié)果表明東中西部地區(qū)住宅商品房銷售面積、老年撫養(yǎng)比、城鎮(zhèn)化率、地區(qū)生產(chǎn)總值、商品住宅房屋竣工面積、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等變量的水平值均不存在單位根，即原面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行下一步的實(shí)證回歸分析。

2.回歸分析

同全國(guó)性檢驗(yàn)，利用F檢驗(yàn)和豪斯曼（Hausman）檢驗(yàn)對(duì)東中西部地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行混合回歸模型、固定效應(yīng)模型以及隨機(jī)效應(yīng)模型的擬合性篩選，回歸及檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。由表5東中西部地區(qū)F檢驗(yàn)以及Hausman檢驗(yàn)值可知，東中西部地區(qū)均拒絕了個(gè)體異質(zhì)性與解釋變量不相關(guān)的原假設(shè)，所以固定效應(yīng)模型為最優(yōu)選。

由東部地區(qū)的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果可知：人口老齡化、城鎮(zhèn)化率、住宅竣工面積都對(duì)住房消費(fèi)有顯著影響，地區(qū)生產(chǎn)總值、人均可支配收入對(duì)東部地區(qū)的住房消費(fèi)的影響不顯著。其中人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)呈現(xiàn)出顯著的正向影響，人口老齡化每增加1%時(shí)，將帶來住房消費(fèi)需求水平提高2.34%。城鎮(zhèn)化率也對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正效應(yīng)，城鎮(zhèn)化率每上升1%，住房消費(fèi)水平將提高4.35%。住宅竣工面積對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正效應(yīng)，住宅竣工面積每上漲1%，住房消費(fèi)需求水平上漲0.7499%。

由中部地區(qū)的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果可知：城鎮(zhèn)化率、地區(qū)生產(chǎn)總值、住宅竣工面積都對(duì)住房消費(fèi)有顯著影響。人口老齡化程度、人均可支配收入對(duì)住房消費(fèi)的影響不顯著。其中，城鎮(zhèn)化率對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化率每上升1%，住房消費(fèi)需求水平將提高3.91%。地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正向效應(yīng)，地區(qū)生產(chǎn)總值每上升1%，住房消費(fèi)需求水平將上升0.7648%。住宅竣工面積也對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正向效應(yīng)，住宅竣工面積每上升1%，住房消費(fèi)需求水平將提高0.2786%。從中部地區(qū)來看，人口老齡化和人均可支配收入水平對(duì)住房消費(fèi)的影響不顯著。

由西部地區(qū)的固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果可知：人口老齡化率、地區(qū)生產(chǎn)總值、住宅竣工面積都對(duì)住房消費(fèi)有顯著影響。城鎮(zhèn)化率、人均可支配收入對(duì)住房消費(fèi)的影響不顯著。人口老齡化與住房消費(fèi)間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，且老齡化率每提高1%，將導(dǎo)致住房消費(fèi)水平隨之下降5.57%。地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正效應(yīng)，地區(qū)生產(chǎn)總值每上升1%，住房消費(fèi)需求水平將上升0.7962%。住宅竣工面積對(duì)住房消費(fèi)水平有顯著的正效應(yīng)，住宅竣工面積每上升1%，住房消費(fèi)需求水平將上升0.1059%。

3.實(shí)證結(jié)果分析

針對(duì)我國(guó)人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)影響的區(qū)域差異性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，通過建立我國(guó)東中西部三個(gè)地區(qū)的固定效應(yīng)模型，對(duì)其進(jìn)行回歸后由實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)以下幾點(diǎn)：

第一，從人口老齡化角度出發(fā)，我國(guó)東中西部三個(gè)地區(qū)人口老齡化與住房消費(fèi)間的影響存在區(qū)域差異。從回歸結(jié)果來看，東部地區(qū)的人口老齡化與住房消費(fèi)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而中部地區(qū)人口老齡化與住房消費(fèi)之間的關(guān)系并不顯著，另外西部地區(qū)人口老齡化與住房消費(fèi)之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。而出現(xiàn)這種區(qū)域差異的根本原因是東中西部三個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡。首先，東部地區(qū)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，老齡人口的經(jīng)濟(jì)實(shí)力以及消費(fèi)水平相對(duì)較高，其對(duì)住房品質(zhì)以及住房投資的需求相對(duì)旺盛，因而老齡化水平的上升將拉動(dòng)該地區(qū)的住房消費(fèi)。其次，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)欠發(fā)達(dá)，該地區(qū)老齡人口并不具備相應(yīng)的住房消費(fèi)能力，同時(shí)其可能更需要依靠子女的贍養(yǎng)，從而使得該地區(qū)購(gòu)房剛需人群消費(fèi)能力的下降，最終導(dǎo)致人口老齡化對(duì)住房消費(fèi)的負(fù)向作用。最后，中部地區(qū)由于其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于中間位置，可能同時(shí)存在上述東西部地區(qū)兩種情況，因而表現(xiàn)為人口老齡化對(duì)中部地區(qū)住房消費(fèi)影響不顯著。

第二，城鎮(zhèn)化對(duì)東中西部地區(qū)住房消費(fèi)水平影響存在差異。從固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果來看，東部地區(qū)、中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對(duì)該地區(qū)的住房消費(fèi)水平有顯著的影響，且這種影響是積極的、正向的，即城鎮(zhèn)化水平的提高將促進(jìn)該地區(qū)的住房消費(fèi)水平的上升。然而，西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對(duì)西部地區(qū)的住房消費(fèi)水平影響并不顯著。這同樣也取決于東中西部地區(qū)城市進(jìn)程以及城鎮(zhèn)化水平的不平衡。東部和中部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，其中心城市相對(duì)更具吸引力，因而其人口由農(nóng)村向城市的流動(dòng)速度較快，從而導(dǎo)致住房消費(fèi)水平的上升。而西部地區(qū)相對(duì)落后，城鎮(zhèn)化水平相對(duì)緩慢，其中心城市相對(duì)不具備吸引力，且人口更易向發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移，因而該地區(qū)城鎮(zhèn)化對(duì)住房消費(fèi)影響不顯著。

五?結(jié)論與政策建議

本文基于2005—2016年我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，根據(jù)住房供求理論和消費(fèi)理論建立了綜合考慮人口老齡化因素的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，采用stata15.0為計(jì)量工具，就人口老齡化對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)的影響進(jìn)行實(shí)證分析，同時(shí)分別對(duì)我國(guó)東中西部地區(qū)進(jìn)行區(qū)域?qū)用娴膶?shí)證檢驗(yàn)以探究其區(qū)域性特征，最終得出以下結(jié)論：

第一，人口老齡化因素對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)水平有顯著的拉動(dòng)作用。這一方面是由于我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)處于轉(zhuǎn)型時(shí)期，人口老齡化進(jìn)程中適齡購(gòu)房人口的增加以及人口購(gòu)房能力的提高引起住房消費(fèi)需求旺盛。另一方面，受我國(guó)住房制度發(fā)展的影響，由起初的福利分房制度發(fā)展至現(xiàn)如今的住房市場(chǎng)經(jīng)歷了多年的變化，故現(xiàn)階段的老齡人口掌握相當(dāng)部分社會(huì)財(cái)富，其消費(fèi)水平的提高導(dǎo)致該部分人口對(duì)高品質(zhì)住房消費(fèi)的需求增加。

第二，人口老齡化對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)的影響存在區(qū)域差異。具體表現(xiàn)為：東部人口老齡化對(duì)該地區(qū)的住房消費(fèi)水平存在顯著正向效應(yīng)，西部人口老齡化對(duì)該地區(qū)的住房消費(fèi)水平存在顯著負(fù)向作用，而中部地區(qū)的人口老齡化程度對(duì)住房消費(fèi)的影響則并不顯著。呈現(xiàn)上述區(qū)域性差異的主要原因是三個(gè)地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力相差較大。東部為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，相應(yīng)其人口也具備更高的儲(chǔ)蓄水平，對(duì)于住房消費(fèi)能夠給予更充分的經(jīng)濟(jì)支撐;西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展欠發(fā)達(dá)，且人口較為稀少，人們欠缺相應(yīng)的住房消費(fèi)能力，同時(shí)西部地區(qū)的房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展也較為落后。此外，東部地區(qū)住房的投資屬性相對(duì)于中西部地區(qū)而言更為突出，因此其人口老齡化帶來的房屋投資保值預(yù)期可明顯表現(xiàn)為對(duì)住房消費(fèi)的正向效應(yīng)。

第三，地區(qū)生產(chǎn)總值和住宅竣工面積對(duì)我國(guó)住房消費(fèi)均有顯著影響。實(shí)證回歸結(jié)果表明，地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正向影響，說明地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)該地區(qū)的住房消費(fèi)有影響，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升將對(duì)住房消費(fèi)水平產(chǎn)生拉動(dòng)作用。住宅竣工面積對(duì)住房消費(fèi)有顯著的正向影響，住宅竣工面積可反映住房供應(yīng)面積，供給將對(duì)需求直接產(chǎn)生影響，因此住宅竣工面積的增加意味著住宅供應(yīng)增加，進(jìn)而促進(jìn)了住房消費(fèi)需求的上升。

綜上所述，本文得出如下政策啟示：第一，將人口老齡化預(yù)期管控作為住房消費(fèi)的重要調(diào)整工具。一方面，伴隨著我國(guó)老齡化程度的不斷加深，其對(duì)住房消費(fèi)的影響將愈發(fā)顯著且呈現(xiàn)區(qū)域性的特征，政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)人口老齡化的宣傳以及相應(yīng)知識(shí)的普及，積極應(yīng)對(duì)人口老齡化帶來的住房消費(fèi)市場(chǎng)新變化，將由人口老齡化帶來的投資保值預(yù)期住房消費(fèi)引向合理價(jià)格區(qū)間。另一方面，開發(fā)適應(yīng)老年需求住宅。加大對(duì)養(yǎng)老型住宅地產(chǎn)建設(shè)支持力度，積極引導(dǎo)房地產(chǎn)商開發(fā)養(yǎng)老型住宅。第二，加快中西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程以及區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。政府應(yīng)通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、中心城市建設(shè)以及政策傾向等一系列措施促進(jìn)東中西部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展，加快中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，從而緩解東部地區(qū)由于人口流動(dòng)帶來的住房壓力。第三，穩(wěn)定住宅供給，推進(jìn)房產(chǎn)稅的開征進(jìn)程。通過房產(chǎn)稅的調(diào)控效應(yīng)，降低地產(chǎn)投資收益率以弱化其投資品屬性，從而抑制房?jī)r(jià)上漲，緩解當(dāng)前住房市場(chǎng)供需不均衡、資源配置不合理等問題。

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