孫瑞婷 熊學萍

摘? ?要：住房反向抵押養老產品是老年人將房屋抵押從而獲得現金流的一種養老方式。本文以住房反向抵押貸款為例，運用武漢市的747個調查樣本，實證分析了養老觀念和房產態度對住房反向抵押養老參與意愿的影響，并運用ISM分析了影響因素的層次結構。結果發現：“養兒防老”觀念和房產態度對住房反向抵押貸款參與意愿有顯著的負向影響，“養兒防老”觀念加重了房產態度對參與意愿的消極影響。分樣本回歸顯示：除了健康狀況較差和家庭收入較高的組外，養老觀念對各組居民的參與意愿都有顯著的負向影響；對女性、年齡較低、健康狀況較差、家庭人數較多和收入較低的部分居民來說，房產態度對參與意愿有顯著的負向影響。ISM分析發現，養老觀念和房產態度是住房反向抵押貸款參與意愿的直接影響因素，而風險態度、政策了解、金融能力和房產數量是間接影響因素。本文的政策指向是：政府應增強住房反向抵押養老產品的宣傳力度，加強居民的養老金融教育，以改變居民傳統的養老觀念和房產態度，鼓勵居民積極參與住房反向抵押貸款或保險，緩解居民的養老經濟壓力。

關鍵詞：“養兒防老”觀念；房產態度；以房養老；有序Probit模型；ISM

中圖分類號：F832.48? ?文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）04-0052-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.04.007

一、引言

人口老齡化是貫穿我國21世紀的基本國情。民政部統計數據表明，截至2021年底，全國60歲及以上老年人口達2.67億人，占總人口的18.9%，根據聯合國的預測，到2040年這一比例將上升到28%左右①。為了積極應對人口老齡化、減輕居民養老經濟壓力，2006 年以來，國家各部門密集出臺了鼓勵居民個人進行養老資產儲備的政策。2016年3月，十二屆全國人大四次會議表決通過了《國民經濟和社會發展第十三個五年規劃綱要》，提出完善統賬結合的城鎮職工基本養老保險制度，構建包括職業年金、企業年金和商業保險的多層次養老保險體系。2019 年，中共中央、國務院印發《國家積極應對人口老齡化中長期規劃》，鼓勵家庭和個人建立養老財富儲備。2022年，國務院發布《“十四五”國家老齡事業發展和養老服務體系規劃》，強調要促進和規范發展第三支柱養老保險。發展第三支柱養老體系，增加個人多元化養老儲備已成為緩解養老壓力的必然選擇。

目前，住房反向抵押養老產品主要有反向抵押貸款和反向抵押保險。住房反向抵押貸款，指有房屋產權的老年人將產權抵押給金融機構，金融機構按月或按年向借款人支付現金，以供居民進行養老。這是老齡化先行國家緩解養老壓力的一項制度創新，屬于第三支柱養老保險的范疇。該制度最早起源于荷蘭，在日本、美國等國家較為普遍，其中，日本早在1981年就實行了住房反向抵押貸款養老模式，美國是住房反向抵押貸款養老模式發展最為完善的國家之一，該政策使得美國貧困率降低4%（李鵬飛，2005）[1]。我國的住房反向抵押貸款始于2005年在南京建成的“溫泉留園”老年公寓，規定60歲以上的南京市民可以抵押房產并入住公寓，獲得終身養老保障。2006年，“以房養老”議題在全國兩會上提出，各級政府開始關注住房反向抵押貸款對于解決養老問題的重要作用。隨后，在上海和北京等地，先后有地方政府和民間團體試行住房反向抵押貸款業務。2014年，原保監會發布《關于開展老年人住房反向抵押養老保險試點的指導意見》，鼓勵擁有房屋產權的老年人參與住房反向抵押養老保險業務。2014年7月1日起，北京、上海、廣州及武漢作為第一批城市進行試點。2016年7月，原保監會提出擴大試點范圍。2018年，住房反向抵押養老保險業務擴展至全國。

中國人民銀行調查數據顯示，截至2019年10月，中國城鎮家庭住房自有率高達96%②，高于發達國家，這為住房反向抵押養老保險的實施與推廣提供了條件。但試點以來居民參與意愿并不強烈。雖有多家公司獲得了開展住房反向抵押養老保險業務的資格，但只有幸福人壽一家實際開展了該業務，截至2019年4月，幸福人壽推出的“以房養老”保險產品累計承保僅194單。2010年中國城鄉老年人口狀況追蹤調查數據顯示，全國城鎮老年人“以房養老”意愿率僅為4.53%；中青輿情監測室2014年的抽樣調查顯示，63.2%的網民認為，“以房養老”還不太適用于中國③。殷俊和覃延長（2016）[2]、熊景維等（2017）[3]調查發現，南寧、武漢分別僅有14.3%、18%的老人對“以房養老”持開放態度。瞿小敏（2017）[4]基于上海市老年人口狀況與意愿調查數據發現，雖然只有21.5%的老年人表示不知道“以房養老”，但愿意接受的老年人僅占31.4%。

被寄予厚望的“以房養老”為何難以普及和推廣？除了個人、家庭特征及產品等方面的因素外，這與居民的養老觀念和對待房產的態度密不可分。我國獨立養老的觀念逐漸形成（朱海龍和歐陽盼，2015）[5]，“養兒防老”的觀念正逐步淡化（紀競垚，2016）[6]，年齡越小的居民越不同意“養兒防老”的觀念（張航空，2013）[7]，青年人贊同“養兒防老”觀念的比例比老年人低19.6%（曹鑫，2018）[8]。獨生子女家庭的增多使得傳統的子女養老模式的客觀基礎不復存在，人們不得不轉變養老觀念，開始依賴自我養老（風笑天，2006）[9]。韋克難和許傳新（2011）[10]也發現人們的家庭養老觀念正在弱化，原因在于人口流動日益頻繁以及城市化進程的加快。同時，傳統孝道的弱化、社會養老保險政策的大力推行和西方社會化養老理念的輸入，也使得傳統的依靠子代養老的觀念式微（趙強社，2016；常亮，2016）[11，12]。此外，居民對房屋等不動產的持有態度也逐漸變得“灑脫”。那么，不同的養老觀念和房產態度對住房反向抵押貸款參與意愿具體有什么影響呢？

武漢市是住房反向抵押養老保險業務的第一批試點城市，也是湖北省老年人口最多的城市。本文基于武漢市的調查數據，從“養兒防老”觀念和房產態度的視角出發，考察“以房養老”參與意愿的影響因素，并運用ISM模型進一步揭示了各影響因素的層次結構，研究結論對住房反向抵押養老相關政策和產品設計以及養老經濟壓力的緩解都有重要的現實意義。

二、文獻綜述與研究假說

養老觀念和房產態度可以看作是一種價值取向和文化。關于價值觀對經濟行為的影響可以追溯到Weber（1978）[13]的觀點，他指出經濟行動本質上是社會行動，會不可避免地受到文化價值觀的影響。文化通過社會化將共同的價值觀內化為行動指向（Derné，1994）[14]。Gutman（1982）[15]提出了目的鏈理論，他指出價值觀會影響個人對某一產品的判斷，進而影響對該產品的消費行為，該理論突出了價值觀的消費導向作用。金盛華（2005）[16]的自我價值定向理論也闡述了類似觀點，該理論強調了自我價值體系對行為的定向作用。此外，新社會分析理論進一步認為，價值觀是人格的一個領域，物質與價值觀共同作用于行為，其中價值觀直接影響行為（陳瑩和鄭涌，2010）[17]。養老觀念和房產態度是一種廣義上的價值取向，而行為是意愿的外化表現形式。因此，本文認為養老觀念和房產態度對住房反向抵押養老參與意愿會有顯著的影響。

自我養老觀念的形成同時也就意味著“人們正在發現各類保險與金融品種是更可靠的養老和保障未來生活需要的手段”（陳志武，2007）[18]。住房反向抵押貸款是將房屋產權抵押出去以獲取老年生活所需資金的一種新型養老金融產品。但該產品在中國并沒有得到廣泛的普及和接受，是因為中國人注重家庭、血緣關系，兒女把贍養父母看作應盡的責任（馬德功和李靚，2014）[19]，自古以來就有的“養兒防老”觀念阻礙了住房反向抵押貸款在我國的順利推行（鄧依伊，2012；陳秉正等，2015）[20，21]。孫閃閃（2015）[22]同樣指出，中國特有的傳統思想與“以房養老”有一定的差異，養老觀念落后使得“以房養老”的開展受到一定的阻礙，不能被廣大群眾接受和認可。張冉和范子文（2009）[23]、羅莉等（2012）[24]分別基于對北京市和武漢市的問卷調查，發現社會傳統習慣和觀念是影響住房反向抵押貸款需求的重要因素。靠自己養老的老年人更愿意接受住房反向抵押貸款（張琪等，2015）[25]。養老觀念的限制，使得這種養老方式明顯更適用于孤寡失獨老人，因此，它的開展也勢必遭遇很大的阻力（馬樹娟，2018）[26]。根據上述分析，提出如下假說：

假說1：養老觀念對住房反向抵押養老參與意愿有顯著的影響，越贊同“養兒防老”觀念，參與意愿越低。

老年人對待房產的態度如何，直接關系到推行“以房養老”的可能性（陳友華和施旖旎，2016）[27]，持有不同房產態度的居民參與反向抵押貸款的意愿也不相同（周海珍和馬菁蘊，2014）[28]。民眾不愿接受住房反向抵押貸款最大的原因在于城市民眾對房產的傳統情結和不舍（張仁楓，2015）[29]。老人將房產看作是晚年生活的依靠，希望保證對房產的持續所有權，因此，發展“以房養老”必須扭轉人們的這一傳統價值觀（陳秉正等，2015）[21]。中青輿情監測室的抽樣調查發現，“以房養老”關系到房產繼承問題，這是中國老百姓對此產生抵觸心理的一大原因，其中有39.7%的網民考慮到了這一點③。高夢溪（2016）[30]也指出，出于老年人希望持有固定資產的安全感以及將房產留給下一代的傳統觀點，“以房養老”幾乎無人問津。Leviton（2001）[31]對美國房主進行訪談，發現反向抵押貸款是很實用的一種金融工具，但其實際使用卻遠遠低于預期，這主要是因為它與房主想要將房產留給子女的愿望產生了直接沖突。Chou等（2006）[32]通過對中國香港的中年男性進行調查發現，反向抵押貸款并不符合中國的一些傳統價值觀，他們更愿意把自己的房產傳給下一代，因而對這一計劃的接受度比較低。與此相似，馬德功和李靚（2014）[19]也提出父母認為把房產傳遞給下一代是理所應當的，因此，“以房養老”的試行效果并不理想。Mayer和Simons（2010）[33]、Nakajima和 Telyukova（2017）[34]基于美國的數據，證明了財產遺贈動機對反向抵押貸款需求的負向影響，即房產遺贈愿望越強烈，越不愿意參加住房反向抵押貸款。根據上述分析，提出如下假說：

假說2：房產態度對住房反向抵押養老參與意愿有顯著的影響，越重視房屋產權，參與意愿越低。

養老觀念和房產態度對住房反向抵押養老參與意愿會有顯著的影響，二者也有可能通過共同作用實現對參與意愿的驅動，即存在交互作用。贊成“養兒防老”觀念的居民往往資產的遺贈動機也較強，即更愿意將房產留給子女，不愿意消費，以便未來依靠子女養老，因而會增加房產態度對住房反向抵押養老參與意愿的負向影響。基于以上分析，提出假說3：

假說3：養老觀念與房產態度對住房反向抵押養老參與意愿有顯著的交互作用，即“養兒防老”觀念會加重房產態度對住房反向抵押養老參與意愿的負向影響。

三、數據來源與變量定義

（一）數據來源

本文數據來源于對武漢市七個中心主城區（武昌區、洪山區、江漢區、江岸區、青山區、漢陽區、硚口區）的問卷調查。調查對象為具有武漢市城鎮戶籍的40～60歲居民，調查采用分層抽樣的方法，在7個主城區各抽取4個街道或小區，每個主城區投放問卷120份，共發放問卷840份。收回問卷789份，去除關鍵變量缺失、邏輯嚴重不符等無效問卷后，最后得到有效問卷747份，有效回收率88.9%。樣本的基本情況見表1。從年齡來看，受訪者的年齡主要集中在40歲到50歲之間，合計約70%；從健康狀況來看，受訪者的健康狀況普遍較好，只有約5.6%的居民評價自己的健康狀況為不健康；從教育程度來看，大學及以上學歷的受訪者占比近60%；從性別來看，男性和女性大致各占一半；從婚姻狀況來看，由于受訪者為中年人，90%以上的居民目前處于已婚且配偶健在的狀態；從家庭人數來看，受訪者所在家庭多為3人小家庭模式；從家庭收入來看，受訪者的收入普遍較低，家庭年收入低于10萬元的居民占比接近一半。

（二）變量定義與描述

1. 被解釋變量：住房反向抵押貸款參與意愿。針對參與意愿的測量，本文根據被調查者對“您愿意參加住房反向抵押貸款嗎？”的回答，從“非常不愿意”到“非常愿意”順序賦值為1到5。

2. 核心解釋變量：養老觀念和房產態度。大部分學者使用對“養兒防老”觀念的態度衡量養老觀念，本文借鑒這一測量指標，根據居民對“養兒防老”觀念的認同度，從“非常不同意”到“非常同意”依次賦值為1到5。周海珍和馬菁蘊（2014）[28]用是否愿意把房產留給子女來測量房產態度，陳秉正等（2015）[21]用老人是否愿意在未來放棄房屋產權來測量其房產態度。本文借鑒陳秉正等（2015）[21]的做法，設計問題“房屋產權給自己帶來安全感，不到萬不得已不會使用”，從“非常不同意”到“非常同意”依次賦值為1到5。

3. 控制變量。參考已有研究，本文將引入個人層面和家庭層面的影響因素。其中，個人層面因素包括年齡、性別、健康狀況、婚姻狀態、教育程度、風險態度、政策了解程度、工作單位性質和金融能力；家庭層面的因素則包括家庭收入、子女數量、居住狀態、家庭關系、家庭人數和房產數量。

具體變量定義及描述見表2。

（三）計量模型

根據研究假設與上文的變量定義，本文構建如下實證模型：

[willingness=α+β×concept+γ×attitude+λ×concept×attitude+θ×X] （1）

其中，[willingness]、[concept]、[attitude]分別表示居民參與住房反向抵押貸款的意愿、養老觀念和房產態度，[X]為個人和家庭層面的控制變量。由于參與意愿為順序變量，因此，采用有序Probit模型進行估計。

若系數[β]為負且通過顯著性檢驗，說明假說1得到了驗證。若系數[γ]為負且通過顯著性檢驗，則說明假說2得到了驗證。如果養老觀念和房產態度各自獨立地影響住房反向抵押貸款的參與意愿，則預期[λ]為0；否則，我們將觀察到[λ]顯著異于0。具體而言，如果“養兒防老”觀念會加重房產態度對住房反向抵押貸款參與意愿的負向影響，則[λ]為負，說明假說3得到了驗證。

四、實證分析

（一）養老觀念和房產態度對住房反向抵押參與意愿的影響

表3的列（1）和列（2）分別給出了養老觀念和房產態度對住房反向抵押參與意愿的影響結果。表中匯報的是估計系數，而不是邊際效應。列（1）結果顯示，越贊同“養兒防老”觀念，越不愿意參加住房反向抵押；列（2）結果顯示，越重視房產所有權，越不愿意參加住房反向抵押。假設1和假設2得到了驗證。

在模型中同時包含養老觀念、房產態度及兩者的交互項，利用方程（1）進行回歸，結果如表3的列（3）。結果顯示，交互項的系數顯著為負，即“養兒防老”觀念會加重房產態度對住房反向抵押參與意愿的不利影響，假設3得到驗證。此外，關于控制變量的影響，可以看出：越偏好風險的居民，越愿意參與住房反向抵押，可能原因是住房反向抵押作為一種新型的養老金融產品，具有一定的風險，導致風險厭惡型居民對其望而卻步；對住房反向抵押政策了解程度越高，金融能力越強，越愿意參與住房反向抵押，主要是因為對政策了解越多，利用金融產品的能力越強，越能理解住房反向抵押貸款產品的運作模式，越愿意參與住房反向抵押貸款。值得注意的是，房產數量對參與意愿有顯著的負向影響，即房產數量越多，越不愿意參與住房反向抵押貸款，可能的原因是，在我國，房產數量多的居民可能更偏好采用收取房屋租金的方式來養老，而不愿意參與住房反向抵押貸款。

（二）養老觀念和房產態度對不同人群住房反向抵押貸款參與意愿的影響

通過上述分析發現，“養兒防老”觀念和房產態度對住房反向抵押貸款意愿都有顯著的負向影響。但對不同人群的影響差異有待進一步考察。因此，本文將樣本按照性別、年齡、健康狀況、教育狀態、家庭人數及收入的中位數水平分為高低兩組，分別進行回歸，結果見表4。由表4可知，除了健康狀況較差和家庭收入較高的組外，養老觀念對各組居民的住房反向抵押貸款意愿都有顯著的負向影響，可能的原因是健康狀況較差的居民預期壽命較短，從反向抵押貸款中獲利較少，參與意愿較低；家庭收入較高的居民有能力進行養老儲備，不用依靠房子進行養老。房產態度對住房反向抵押貸款參與意愿的影響差異性比較明顯：對女性、年齡較低、健康狀況較差、家庭人數較多和收入較低的居民來說，房產態度都有顯著的負向影響；而對男性、年齡較高、健康狀況較好、家庭人數較少和家庭收入較高的居民來說，其住房反向抵押貸款參與意愿并不會受到房產態度的影響。可能的原因是：男性、健康狀況較好和收入較高的居民對未來財務狀況有更大的信心，不會因房屋產權的原因決定是否參與住房反向抵押貸款；年齡較高的居民本身對住房反向抵押貸款的了解較少，金融能力較低，風險規避程度較高，對住房反向抵押貸款有更強的排斥意識；家庭人數較多的個體，更愿意將房產遺贈給家人，對房產持有更保守的態度，參與意愿較低。。

（三）穩健性檢驗

首先，變量不同的賦值方式會對結果產生影響。針對居民的參與意愿的五個回答，采用另一種賦值方法：“非常不愿意”和“比較不愿意”賦值為1，“一般”賦值為2，“比較愿意”和“非常愿意”賦值為3。將重新賦值后的參與意愿代入模型（1）進行回歸（見表5）。由表5可知，養老觀念和房產態度及其交互項對參與意愿仍有顯著的影響，且影響方向不變，說明前文結果具有穩健性。

其次，不同于本文將養老觀念界定為“養兒防老”，部分學者在研究中將養老觀念定義為自我養老。因此，本文根據問卷中的另外兩個問題“健康老人應該獨立生活，不依靠子女”“子女不贍養父母是可以理解的”，設計李克特五分量表，將“非常不同意”到“非常同意”分別賦值為1到5，計算對兩個問題回答的平均值，來測量自我養老觀（concept1），進行穩健性檢驗，結果如表6的列（1）和列（2）所示。結果顯示，用“自我養老觀”測量的養老觀念的系數為正，即越贊同依靠自己養老，越愿意參加住房反向抵押貸款，上文結果顯示越贊同“養兒防老”觀念，越不愿意參加住房反向抵押貸款，二者從正反兩方面證實了假說1。養老觀念和房產態度的交互項對住房反向抵押貸款參與意愿的影響結果顯示，交互項的系數顯著為正，可見自我養老觀念有效地緩解了房產態度對住房反向抵押貸款參與意愿的負向影響，與上文“養兒防老”觀念加重了房產態度對參與意愿的負向影響的結論一致，即結果具有穩健性。

最后，同時更換養老觀念和參與意愿的測量方式，進行回歸，結果如表6的列（3）和列（4）所示。結果進一步證實了上述研究結論的穩健性。

（四）擴展性研究：基于ISM的住房反向抵押貸款參與意愿的影響因素層次結構

影響住房反向抵押貸款參與意愿的因素有很多，但哪些是表層因素，哪些是深層因素，上述回歸分析不能提供答案，接下來運用ISM（解釋結構模型）予以厘清。ISM技術是美國沃菲爾德教授于1973年提出的分析復雜的社會經濟系統結構的一種方法。其基本思想是：提取問題的構成要素，利用有向圖、矩陣等工具和計算機技術，對要素及其相互關系等信息進行處理，明確問題的層次和整體結構。

根據前文結論，影響住房反向抵押貸款參與意愿（S0）的因素有養老觀念（S1）、房產態度（S2）、住房反向抵押貸款政策了解程度（S3）、金融能力（S4）、風險態度（S5）和房產數量（S6）。在詳細閱讀關于住房反向抵押貸款的文獻的基礎上發現，對住房反向抵押貸款了解程度（S3）越深，對房屋產權的重視程度（S2）會降低，會更傾向自己養老，反對“養兒防老”觀念（S1），且在了解的過程中，學習到很多金融知識，金融能力（S4）和風險偏好程度（S5）得到提高，反過來，金融能力（S4）的提高又有助于居民對政策的了解；金融能力（S4）的提高有助于居民對金融產品的理解，提高居民的風險偏好（S5），反過來風險偏好程度的加深又會使得居民的投資經驗更豐富，在實踐中提高自己的金融能力；此外，房產數量（S6）越多的居民越不重視房屋產權（S2），且因資產更多，投資時更具有冒險意識，風險偏好（S5）程度越強。根據以上分析，本文給出如圖1所示的影響住房反向抵押貸款參與意愿的因素之間的邏輯關系。其中，“V”代表行要素Si對列要素Sj有影響，“A”代表列要素Sj對行要素Si有影響，“X”代表Si和Sj之間相互影響，“O”代表兩者互不影響。

根據圖1，用7×7的方形矩陣來表達影響居民住房反向抵押貸款參與意愿的各要素間的邏輯關系，即形成涵蓋任何兩個要素關系的鄰接矩陣A。aij是指方陣中第i行和第j列的元素，表示影響因素Fi與Fj之間的作用影響關系。其中：

[aij=1，表示Fi對Fj存在直接影響0，表示Fi對Fj不存在直接影響]

根據圖1，形成的鄰接矩陣A如下。

[A= S0 S1 S2 S3 S4 S5 S6 S0 0 0 0 0 0 0 0 S1 1 0 0 0 0 0 0 S2 1 0 0 0 0 0 0 S3 1 1 1 0 1 1 0 S4 1 0 0 1 0 1 0 S5 1 0 0 0 1 0 0 S6 1 0 1 0 0 1 0 ]

可達矩陣表示系統要素之間任意傳遞性二元關系。運用布爾代數運算法則（即0+0=0，0+1=1，1+0=1，1+1=1，0×0=0，0×1=0，1×1=1）進行矩陣的冪運算，可得對應的7×7可達矩陣M，其公式為：

[M=（A+I）r=（A+I）r-1≠（A+I）r-2≠…≠（A+I）2≠（A+I）] （2）

式（2）中，I為單位矩陣， r≤n，n是矩陣階數，經計算得到可達矩陣M如下。

[M= S0 S1 S2 S3 S4 S5 S6 S0 1 0 0 0 0 0 0 S1 1 1 0 0 0 0 0 S2 1 0 1 0 0 0 0 S3 1 1 1 1 1 1 0 S4 1 1 1 1 1 1 0 S5 1 1 1 1 1 1 0 S6 1 1 1 1 1 1 1 ]

利用M矩陣，尋找住房反向抵押貸款參與意愿影響因素的層級，確定方法如下：

[Li=SiPSiQSi=PSi;i=0，1，2，…，6]? （3）

式（3）中， [PSi]為可達集，表示從[Si]因素出發，可到達的全部因素的集合；[QSi]為先行集，表示矩陣M中可以到達因素[Si]的全部因素的集合。

確定各層級因素見表7。由第一層級因素可知，最高層因素為[S0（L1=[S0]）]。剔除[S0]因素后，再求剩余要素集合的最高級要素，即刪除[S0]對應的行和列，建立新的可達矩陣。根據式（3），確定第二層因素，[L2=[S1，S2]]。以此類推，確定第三級因素[L3=[S3，S4，S5]]、第四層級因素[L4=[S6]]。因此，各因素間的關聯與層級結構見圖2。

由圖2可知，養老觀念和房產態度是表層直接影響因素，政策了解、金融能力和風險態度為中間層間接影響因素，而房產數量則為深層根源因素。從表層因素來看，越反對“養兒防老”觀念的居民，參與意愿越強；越重視房產所有權，越不愿意參加住房反向抵押貸款。從中層間接影響因素來看，政策了解程度越高的居民，因了解住房反向抵押貸款的優點，知曉其能很大程度減輕養老經濟壓力，會對房產持更開放的態度，且也更愿意自己養老，不給子女增加負擔，因而參與意愿更強；金融能力越強的居民能更清楚住房反向抵押貸款的規章條例以及以房養老的利弊，會持更開放的養老觀念和房產態度，參與意愿更強；風險偏好程度更高的居民，更具有冒險意識，不在乎房產所有權，且更多依靠自己，因此，參與住房反向抵押貸款的意愿更強。從深層間接影響因素來看，結合上文實證分析結果，房產數量通過政策了解、金融能力和風險態度對住房反向抵押貸款參與意愿有反向影響。可能原因是過去幾十年房產紅利較高，我國居民大多認為房產風險較低，更愿意將資金投資于房產，可能更偏好采用收取房屋租金的方式來養老。因此，部分房產數量較多的居民風險規避程度較高，對金融市場了解較少，金融能力也不強，不愿意參加住房反向抵押貸款。

分析發現，在眾多影響居民住房反向抵押貸款參與意愿的因素中，養老觀念和房產態度是直接因素，其他影響因素均要通過它們才能對住房反向抵押貸款參與意愿產生影響。因此，改善居民的傳統觀念和態度對推廣住房反向抵押貸款具有至關重要的作用。

五、結論與啟示

基于武漢市7個主城區的調查數據，本文實證研究了養老觀念和房產態度對住房反向抵押貸款參與意愿的影響。實證研究結果表明：越不贊成“養兒防老”觀念，住房反向抵押貸款參與意愿越強烈；越重視房產所有權，參與意愿越弱；養老觀念和房產態度在對參與意愿的影響中起到交互作用，即“養兒防老”觀念越強，房產態度對住房反向抵押貸款參與意愿的負向影響越大；此外，風險態度、住房反向抵押貸款政策了解程度、金融能力和房產數量對參與意愿也有顯著影響。分組回歸結果發現：除了健康狀況較差和家庭收入較高的組外，養老觀念對各組居民的住房反向抵押貸款意愿都有顯著的負向影響；對女性、年齡較低、健康狀況較差、家庭人數較多和收入較低的居民來說，房產態度都有顯著的負向影響。ISM分析結果表明：在眾多影響居民參與住房反向抵押貸款意愿的因素中，養老觀念和房產態度是直接因素，其他影響因素均要通過它們才能對住房反向抵押貸款參與意愿產生影響。本文的不足之處在于，養老觀念和住房反向抵押貸款參與意愿間可能存在內生性問題，但由于調查數據限制，本文未能找到工具變量解決，這也是后續進一步研究的方向。

上述結果的啟示是，要發展住房反向抵押養老，可以從以下幾個方面著手：第一，要對居民進行養老金融教育，改變傳統的“養兒防老”觀念，鼓勵居民依靠自己養老，從而提升居民的住房反向抵押貸款參與意愿。第二，要完善相關政策法規，明確金融機構和申請人的權利與義務，對房屋產權和價值做詳細的記錄，靈活房產所有權，針對我國居民的房產態度，設計和完善符合我國國民價值觀念的住房反向抵押產品，促使居民積極參與住房反向抵押。第三，要向居民科普住房反向抵押養老產品的基本知識，讓其全面了解該產品，對居民進行金融教育，提升居民的金融能力，克服對新型養老金融產品的畏懼心理，鼓勵其積極參與住房反向抵押。

注：

①http：//www.china.com.cn/aboutchina/zhuanti/zgrk/20

11-05/26/content_22648816.html

②數據來源：中國人民銀行，《2019年中國城鎮居民家庭資產負債情況調查》。

③資料來源：人民網文章《輿情監測發現：過半網民不考慮“以房養老”》。

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