周建軍 曹文凱 梁麗利

[摘?要]基于2005-2016年我國30個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用單位根檢驗、Hausman檢驗和固定效應模型實證分析人口老齡化對住房消費的影響，并分別對我國東中西部地區(qū)進行了分區(qū)域的實證檢驗以探討此種影響的區(qū)域性特征。研究發(fā)現(xiàn)：人口老齡化對我國住房消費有顯著的拉動作用，同時住宅供應面積、地區(qū)生產總值對住房消費也有顯著正向影響。此外，人口老齡化對住房消費的影響存在顯著的區(qū)域差異：對東部地區(qū)表現(xiàn)為顯著正向作用，西部地區(qū)則顯著為負，而對中部地區(qū)影響不顯著。

[關鍵詞]人口老齡化;住房消費;老年撫養(yǎng)比

[中圖分類號]?F293.3[文獻標識碼]A?[文章編號]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)全國老齡工作委員會發(fā)布的《中華人民共和國老齡化趨勢預測研究報告》，2000—2020年是我國社會處于快速老齡化時期。伴隨著人口結構的轉型，我國人口逐漸轉變?yōu)榈统錾?、低死亡率、低人口增長率的模式。作為世界人口大國，我國老年人口所占據(jù)的人口比例甚大，截至2018年年底，我國65歲及以上人口有16658萬人，占據(jù)總人口的11.9%，我國人口老齡化呈現(xiàn)出老齡人口占比高且向高齡化發(fā)展的趨勢。此外，我國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)在人口結構的改變上，而且已然成為影響我國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要因素。而房地產市場作為我國國民經(jīng)濟的支柱性產業(yè)，同樣也將受到人口老齡化的影響。自我國1998年住房制度改革以來，住房市場逐漸形成并在我國國民經(jīng)濟當中占據(jù)了重要地位，其健康平穩(wěn)運行對我國的經(jīng)濟發(fā)展具有重要意義。居民作為住房消費的主體，其年齡結構變化勢必改變住房消費偏好和住房消費需求，并直接作用于住房消費，進一步影響我國房地產市場發(fā)展。人口老齡化對我國住房消費到底會造成何種影響？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？此種影響是否存在區(qū)域性或異質性特征？為回答以上問題，本文基于2005—2016年我國30個省市自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，構建相應的計量經(jīng)濟模型探究人口老齡化對我國住房消費的影響及區(qū)域性差異，為評估人口老齡化對經(jīng)濟社會影響提供更多信息支撐，為我國房地產市場在人口老齡化進程中的平穩(wěn)運行提供相應的理論支撐，把握住房消費的新動向，為政府優(yōu)化住房消費提供政策建議。

一?文獻綜述

人口老齡化問題對消費的影響一直是國內外學術界討論的焦點話題，但學術界對于人口老齡化與住房消費兩者之間關系，尤其是前者對后者的影響這一問題所持觀點不一，目前主要存在三種主流觀點：一是人口老齡化將會促進住房市場消費;二是人口老齡化將會抑制住房消費;三是人口老齡化對住房消費的影響是動態(tài)變化的。鑒于此，下文分三部分進行文獻綜述。

（一）人口老齡化促進住房消費的相關研究

Green、Hendershott和Patric[1]的研究認為上世紀80年代美國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致，而是取決于收入、教育水平的高低，他們預測未來三十年美國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，住房消費需求同樣將呈上升趨勢。Lim&Lee[2]通過對韓國老齡化問題的研究，提出人口老齡化將會引起韓國住房市場需求上升的觀點。劉穎春[3]提到老年化住宅設計將成為老齡社會的大勢所趨。李祥和高波[4]研究發(fā)現(xiàn)勞動年齡階段人群，特別是50—64歲人群與住房供給間呈現(xiàn)出正相關關系，且該部分人群將對住房價格產生正向影響。李雄軍和姚樹潔[5]的研究提出，計劃生育政策通過引起人口增長及人口結構的變化，從而在短期內推動住房市場需求的增長。陳斌開、徐帆和譚力[6]的研究得出了人口結構對我國住房消費需求有顯著影響的結論。李通屏、彭博和邵紅梅[7]將人口老齡化因素引入到房價模型中，采用System GMM的方法對我國1999-2015年的省際面板數(shù)據(jù)進行考察，實證結果發(fā)現(xiàn)人口老齡化對房價具有促進作用。

（二）人口老齡化抑制住房消費的相關研究

一方面，消費者的年齡增長，其消費傾向可能發(fā)生改變。Mankiw &Weil[8]認為在進入40歲之后，人類對于住房需求將會下降。Bakshi&Chen[9]提出年齡上的差異帶來不同的消費傾向，研究發(fā)現(xiàn)年輕人更愿意將更多的財富用于住房市場消費，伴隨著年齡的增長，則會選擇將更多的財富用于金融產品的消費。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價呈負相關關系。另一方面，勞動力人口占比影響住房投資。Lindh和Malmberg[11]在探索人口年齡結構與住宅投資之間的關系時發(fā)現(xiàn)，處于勞動年齡階段的人口數(shù)量上升對住房建設投入力度有積極影響，而老年人口數(shù)量上升對住宅投資的促進作用則較微弱，并提出人口老齡化可能對住房消費需求有消極影響。Malmberg[12]也進一步證實了住房市場受人口老齡化的消極影響。

（三）人口老齡化動態(tài)影響住房消費的相關研究

陳彥斌和陳小亮[13]基于歷史經(jīng)驗和國際經(jīng)驗，認為短時間內人口老齡化不會導致住房消費需求下降，而人口老齡化對我國住房消費需求的負面沖擊在2045年后將會逐漸顯露出來。國外學界存在類似觀點。Lindenthal & Eichholtz[14]證明了短期內人口老齡化對住房消費的負效應并不顯著，當?shù)竭_人生命終點時，住房消費需求才會減少。丁洋和鄭江淮[15]不完全贊成老齡化將抑制住房消費需求的觀點，二者考察了我國2005—2015年的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)老齡化程度加深的初期，住房消費的趨勢是上升的，只有當老年比超出18%后，老齡化程度的上升將抑制住房消費的增加。黃燕芬和陳金科[16]推導了住房消費函數(shù)，實證分析認為老齡化對住房消費的偏效應是正的，其結果表明一定時點之前，由于老年群體對勞動年齡群體的購房資金支持高于勞動年齡群體對老年群體的養(yǎng)老負擔支持，此時老年撫養(yǎng)比的上升將導致住房消費隨之上升;而之后老年人口撫養(yǎng)比繼續(xù)增加所產生的對住房消費的抑制作用將超過促進作用，從而導致住房消費隨著老年撫養(yǎng)比的上升呈下降趨勢。

綜上所述，目前關于人口老齡化對住房消費影響效果這一問題存在著較大分歧，且大多數(shù)文獻都著眼于整個房地產市場或者是整個人口結構，缺乏針對性和區(qū)域性。本文將研究重心落在人口老齡化和住房消費二者間的關系上，更具明確性和針對性。此外，在利用省級面板數(shù)據(jù)對人口老齡化和住房消費間的關系進行考察的同時還進行了分區(qū)域的差異性考察和貢獻度分析。

二?理論機制分析

（一）基于人口轉變理論分析

根據(jù)人口轉變理論，隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展以及生產力的不斷提高，人口再生產類型的階段性轉變將導致社會人口年齡結構呈三個階段的變化。第一階段為高少兒、低老年型的高撫養(yǎng)比時期，第二階段為低少兒、低老年型的低撫養(yǎng)比時期，最后到低少兒、高老年型的高撫養(yǎng)比時期，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，由于勞動年齡人口比重高，生產力和勞動素質得到了長足的發(fā)展，而且總撫養(yǎng)比相對較低，此時會產生人口紅利效應，使得人均收入和社會儲蓄增高，從而導致在人口老齡化進程中適齡購房人口的增加以及購房能力的提高。此時住房消費需求旺盛，房地產市場高速發(fā)展，同時撫養(yǎng)比的下降將導致房價的上升[17-18]，而這又將引發(fā)投資性的住房消費。

（二）基于社會經(jīng)濟效應分析

人口老齡化通過資本深化和提高勞動生產率等途徑促進經(jīng)濟增長[19]，從而導致的社會經(jīng)濟效應將為住房市場的發(fā)展提供大量的資金，社會經(jīng)濟的增長將帶動住房市場的發(fā)展，進而刺激住房消費的需求。首先，社會經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展，促進了人們工資收入水平上升，使得人們有能力對消費行為進行支付，實現(xiàn)了消費水平的提高，刺激人們對住房消費的需求。其次，社會經(jīng)濟的增長也將帶來物質文化觀念、生活觀念的轉變，人們傾向于消費更舒適類型的住房，因此引起高品質住房消費需求的上升。此外，我國老齡化社會程度的不斷加深將導致獨居型老年人家庭的大規(guī)模出現(xiàn)，這部分人群將產生新的住房消費需求。這也是老齡化促進住房消費需求的原因之一[20]。

（三）基于儲蓄效應分析

人口老齡化所引致的儲蓄效應也將影響住房消費。人口老齡化會導致出于預防動機的撫養(yǎng)儲蓄增加，從而使得社會整體的儲蓄水平上升[21]。這一方面會增加社會的閑置資金，人們可能會選擇將這部分資金用于投資來實現(xiàn)資產升值，住房消費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需求;另一方面，社會整體的儲蓄水平上升，銀行儲備可用于貸款的資金增加，利率水平在一定程度上下降，給予購房群體資金支持，刺激了房地產商貸款開發(fā)新的住房項目，導致住房消費需求的增加。

三?模型構建和數(shù)據(jù)說明

（一）模型構建

本文在參考相關經(jīng)濟理論的基礎上，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，且加入住宅竣工面積、城鎮(zhèn)化進程、地區(qū)生產總值、人均可支配收入等因素作為控制變量。基于上文理論機制分析以及參考相關文獻建立了以下計量經(jīng)濟模型：

其中，lnhcit代表第i個省市在t時期的住房消費水平，選用住宅商品房銷售面積作為衡量指標，其表示報告時間段內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個省市在t時期的人口老齡化水平，采用老年撫養(yǎng)比（odr）衡量，其表示各個省市自治區(qū)的老年人口與處于勞動年齡人口（即15至64歲人群）的比重，單位為%。urbrit代表第i個省市在t時期的城鎮(zhèn)化率，單位為%。gdpit代表第i個省市在t時期的地區(qū)生產總值。supplyit代表第i個省市在t時期的住房竣工面積，采用商品住宅房屋竣工面積作為度量，表示一個地區(qū)當前會計年度內商品性住宅房屋的實際竣工面積，單位為萬平方米。incomeit代表第i個省市在t時期的人均可支配收入、εit是殘差項。

（二）數(shù)據(jù)來源和說明

鑒于1998年以前中國住房市場尚未實施住房制度改革，實行的是住房福利分配制度，此時的住房市場在經(jīng)濟意義上不具備客觀性和可比性，因此1998年以前的我國還不存在真正意義上的住房市場。同時，受限于數(shù)據(jù)的可獲性和可比性，本文最終選取了我國30個省市自治區(qū)（港、澳、臺、西藏除外）在2005—2016年間共計12年的面板數(shù)據(jù)，以此研究人口老齡化與住房消費間的關系。本文數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒（2006—2017）》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒（2006—2017）》和《中國房地產統(tǒng)計年鑒（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)生產總值（gdp）等指標均采取自然對數(shù)，得到lnhc、lnsupply、lnincome和lngdp，將以上指標帶入計量模型中進行實證分析。由原本水平值變?yōu)槿∑渥匀粚?shù)的指標，其所對應的估計系數(shù)也將顯示為彈性的概念。表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計特征。

由表1可知，所有變量的觀測值都顯示為360，合計包含了30個省市自治區(qū)變量以及12個時間變量。第一，老年撫養(yǎng)比均值已達到12.75%，最小值是7.44%，最大值已經(jīng)達到20.04%，這說明我國人口老齡化趨勢加重，而且呈現(xiàn)出地域性差異。第二，住房消費水平lnhc均值為7.69，其最大值為9.47，最小值為4.69，地區(qū)之間的住房消費水平存在明顯差距。第三，城鎮(zhèn)化率、地區(qū)生產總值、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)住房消費水平上的差異。

四 實證檢驗及結果分析

（一）基于全國層面的實證結果檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

為了防止出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，本文對計量經(jīng)濟模型中的各個變量進行平穩(wěn)性檢驗。若不能通過平穩(wěn)性檢驗，則接著進行協(xié)整檢驗。若原序列可證明是零階單整序列時，則無需進行協(xié)整檢驗。若變量可通過檢驗，則能進一步完成接下來的實證分析。本文所采用的是stata15.0計量軟件，依靠LLC、IPS檢驗等方法，對實證模型的各變量進行平穩(wěn)性檢驗，其中LLC檢驗是面板單位根檢驗中最常用的方法之一，當誤差項中可能存在自相關時，它通過引入足夠高階的差分滯后項以保證誤差項為白噪聲。LLC檢驗是左邊單側檢驗，即拒絕域僅在分布的最左邊。LLC檢驗原假設H0為：含有單位根。IPS檢驗仍舊為單邊左側檢驗，其原假設為“數(shù)據(jù)存在單位根”。表2給出了在LLC檢驗和IPS檢驗兩種方法下單位根檢驗結果。

由表2檢驗結果可知，在10%的顯著性水平下，所有變量均表現(xiàn)為拒絕原假設，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，可以進行下一步的實證分析。

2.回歸分析

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

3.實證結果分析

根據(jù)表3中固定效應模型回歸結果可得知，人口老齡化、城鎮(zhèn)化率、住宅竣工面積、地區(qū)生產總值、可支配收入水平對住房消費都有顯著的影響。回歸結果表明，模型組內的擬合優(yōu)度R2為0.742，表明模型單位內的解釋變化比例為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%。重點關注變量和控制變量的回歸結果顯著，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我國的住房消費水平，即老年撫養(yǎng)比的上升對住房消費具有顯著的正效應，老年撫養(yǎng)比每增加1個百分比，住房消費將上升1.71%。這主要歸結于以下幾點原因：一是上世紀的福利分房制度給了人們實現(xiàn)財富積累的機會，老年人具備足夠的經(jīng)濟能力為子女提供住房消費的資金支持;二是住房作為一種消費、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會考慮購置房屋以實現(xiàn)財富的保值升值;三是我國人口年齡結構的變化，不同年齡階段的人口對于住房消費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于各類型住宅需求剛性的不一致;四是社會老齡化程度的加深意味著獨居老人數(shù)量的增加，而這又會帶來新的養(yǎng)老型住房消費需求。

此外，控制變量與住房消費的關系同樣密切，具體表現(xiàn)為：城鎮(zhèn)化率對住房消費存在顯著的積極作用，城市人口數(shù)量的增加會導致住房剛性需求上升。同時，原城市人口由于受益于城鎮(zhèn)化進程，其經(jīng)濟能力和儲蓄能力大幅提高，導致其產生投資性的住房消費需求，從而引起住房消費的增加。地區(qū)生產總值與住房消費呈正相關關系，地區(qū)生產總值可以反映一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，因此地區(qū)生產總值的提高意味著經(jīng)濟水平的提高，從而引起住房消費水平的上升。住房竣工面積的增加對住房消費有顯著的正向效應，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需求的增加。此外，人均可支配收入對住房消費也存在顯著的正效應。

（二）基于區(qū)域層面的實證結果檢驗

受我國各區(qū)域之間經(jīng)濟文化差異的影響，不同區(qū)域的人口老齡化水平和住房消費水平也不盡相同，從而導致地區(qū)間人口老齡化對住房消費的影響方向和程度也可能存在明顯差異。因此，下文對我國東中西三個地區(qū)進行分區(qū)域實證以檢驗該影響的區(qū)域性特征。

1.平穩(wěn)性檢驗

運用LLC、IPS檢驗來檢驗各解釋變量的平穩(wěn)性，其中LLC 檢驗、IPS檢驗原假設含有單位根。表4給出了東中西部地區(qū)各變量的單位根檢驗結果。

檢驗結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，可以進行下一步的實證回歸分析。

2.回歸分析

同全國性檢驗，利用F檢驗和豪斯曼（Hausman）檢驗對東中西部地區(qū)數(shù)據(jù)進行混合回歸模型、固定效應模型以及隨機效應模型的擬合性篩選，回歸及檢驗結果如表5所示。由表5東中西部地區(qū)F檢驗以及Hausman檢驗值可知，東中西部地區(qū)均拒絕了個體異質性與解釋變量不相關的原假設，所以固定效應模型為最優(yōu)選。

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

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

由西部地區(qū)的固定效應模型回歸結果可知：人口老齡化率、地區(qū)生產總值、住宅竣工面積都對住房消費有顯著影響。城鎮(zhèn)化率、人均可支配收入對住房消費的影響不顯著。人口老齡化與住房消費間呈現(xiàn)負相關關系，且老齡化率每提高1%，將導致住房消費水平隨之下降5.57%。地區(qū)生產總值對住房消費有顯著的正效應，地區(qū)生產總值每上升1%，住房消費需求水平將上升0.7962%。住宅竣工面積對住房消費水平有顯著的正效應，住宅竣工面積每上升1%，住房消費需求水平將上升0.1059%。

3.實證結果分析

針對我國人口老齡化對住房消費影響的區(qū)域差異性進行實證檢驗，通過建立我國東中西部三個地區(qū)的固定效應模型，對其進行回歸后由實證結果可以發(fā)現(xiàn)以下幾點：

第一，從人口老齡化角度出發(fā)，我國東中西部三個地區(qū)人口老齡化與住房消費間的影響存在區(qū)域差異。從回歸結果來看，東部地區(qū)的人口老齡化與住房消費之間存在顯著的正相關關系，而中部地區(qū)人口老齡化與住房消費之間的關系并不顯著，另外西部地區(qū)人口老齡化與住房消費之間存在顯著的負相關關系。而出現(xiàn)這種區(qū)域差異的根本原因是東中西部三個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡。首先，東部地區(qū)作為我國經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，老齡人口的經(jīng)濟實力以及消費水平相對較高，其對住房品質以及住房投資的需求相對旺盛，因而老齡化水平的上升將拉動該地區(qū)的住房消費。其次，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對欠發(fā)達，該地區(qū)老齡人口并不具備相應的住房消費能力，同時其可能更需要依靠子女的贍養(yǎng)，從而使得該地區(qū)購房剛需人群消費能力的下降，最終導致人口老齡化對住房消費的負向作用。最后，中部地區(qū)由于其經(jīng)濟發(fā)展水平處于中間位置，可能同時存在上述東西部地區(qū)兩種情況，因而表現(xiàn)為人口老齡化對中部地區(qū)住房消費影響不顯著。

第二，城鎮(zhèn)化對東中西部地區(qū)住房消費水平影響存在差異。從固定效應模型回歸結果來看，東部地區(qū)、中部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對該地區(qū)的住房消費水平有顯著的影響，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該地區(qū)的住房消費水平的上升。然而，西部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平對西部地區(qū)的住房消費水平影響并不顯著。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)濟較為發(fā)達，其中心城市相對更具吸引力，因而其人口由農村向城市的流動速度較快，從而導致住房消費水平的上升。而西部地區(qū)相對落后，城鎮(zhèn)化水平相對緩慢，其中心城市相對不具備吸引力，且人口更易向發(fā)達地區(qū)轉移，因而該地區(qū)城鎮(zhèn)化對住房消費影響不顯著。

五?結論與政策建議

本文基于2005—2016年我國30個省市自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，根據(jù)住房供求理論和消費理論建立了綜合考慮人口老齡化因素的計量經(jīng)濟模型，采用stata15.0為計量工具，就人口老齡化對我國住房消費的影響進行實證分析，同時分別對我國東中西部地區(qū)進行區(qū)域層面的實證檢驗以探究其區(qū)域性特征，最終得出以下結論：

第一，人口老齡化因素對我國住房消費水平有顯著的拉動作用。這一方面是由于我國的人口結構處于轉型時期，人口老齡化進程中適齡購房人口的增加以及人口購房能力的提高引起住房消費需求旺盛。另一方面，受我國住房制度發(fā)展的影響，由起初的福利分房制度發(fā)展至現(xiàn)如今的住房市場經(jīng)歷了多年的變化，故現(xiàn)階段的老齡人口掌握相當部分社會財富，其消費水平的提高導致該部分人口對高品質住房消費的需求增加。

第二，人口老齡化對我國住房消費的影響存在區(qū)域差異。具體表現(xiàn)為：東部人口老齡化對該地區(qū)的住房消費水平存在顯著正向效應，西部人口老齡化對該地區(qū)的住房消費水平存在顯著負向作用，而中部地區(qū)的人口老齡化程度對住房消費的影響則并不顯著。呈現(xiàn)上述區(qū)域性差異的主要原因是三個地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展不平衡，地區(qū)經(jīng)濟實力相差較大。東部為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，相應其人口也具備更高的儲蓄水平，對于住房消費能夠給予更充分的經(jīng)濟支撐;西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展欠發(fā)達，且人口較為稀少，人們欠缺相應的住房消費能力，同時西部地區(qū)的房地產市場發(fā)展也較為落后。此外，東部地區(qū)住房的投資屬性相對于中西部地區(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期可明顯表現(xiàn)為對住房消費的正向效應。

第三，地區(qū)生產總值和住宅竣工面積對我國住房消費均有顯著影響。實證回歸結果表明，地區(qū)生產總值對住房消費有顯著的正向影響，說明地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平對該地區(qū)的住房消費有影響，且經(jīng)濟發(fā)展水平的上升將對住房消費水平產生拉動作用。住宅竣工面積對住房消費有顯著的正向影響，住宅竣工面積可反映住房供應面積，供給將對需求直接產生影響，因此住宅竣工面積的增加意味著住宅供應增加，進而促進了住房消費需求的上升。

綜上所述，本文得出如下政策啟示：第一，將人口老齡化預期管控作為住房消費的重要調整工具。一方面，伴隨著我國老齡化程度的不斷加深，其對住房消費的影響將愈發(fā)顯著且呈現(xiàn)區(qū)域性的特征，政府應加強對人口老齡化的宣傳以及相應知識的普及，積極應對人口老齡化帶來的住房消費市場新變化，將由人口老齡化帶來的投資保值預期住房消費引向合理價格區(qū)間。另一方面，開發(fā)適應老年需求住宅。加大對養(yǎng)老型住宅地產建設支持力度，積極引導房地產商開發(fā)養(yǎng)老型住宅。第二，加快中西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化進程以及區(qū)域協(xié)調發(fā)展。政府應通過產業(yè)轉移、中心城市建設以及政策傾向等一系列措施促進東中西部地區(qū)協(xié)調發(fā)展，加快中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化進程，從而緩解東部地區(qū)由于人口流動帶來的住房壓力。第三，穩(wěn)定住宅供給，推進房產稅的開征進程。通過房產稅的調控效應，降低地產投資收益率以弱化其投資品屬性，從而抑制房價上漲，緩解當前住房市場供需不均衡、資源配置不合理等問題。

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