夏珊珊

(鹽城市委黨校 市情研究室，江蘇 鹽城 224003)

1998年我國實施住房制度改革以來，房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的重要組成部分，在我國經(jīng)濟社會發(fā)展中發(fā)揮了重要的作用。2000年我國房地產(chǎn)開發(fā)投資額占全社會固定資產(chǎn)投資15.1%，2020年，這一比重上升至26.8%。與此同時，20年來我國房價持續(xù)波動上漲，國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2000年我國房價平均水平約為2 110元/m2，2010年全國房價均值突破了5 000元/m2，而2020年達到了9 860元/m2。一線城市北京、上海、深圳的房價均價甚至已突破5萬元/m2。日漸高昂的房價對居民的消費必然產(chǎn)生重大的影響。

人口是消費活動的主體，不同年齡的群體具有不同的經(jīng)濟行為和消費習慣，因此人口年齡結構能夠在深層次影響社會消費和房地產(chǎn)市場發(fā)展。[1]根據(jù)第七次全國人口普查數(shù)據(jù)，我國65歲以上人口占總人口數(shù)的比重已達13.5%，人口老齡化趨勢不斷加深。人口年齡結構的變動對房價和居民消費的影響值得深入研究。

一、邏輯機理與研究假設

1.人口年齡結構對房價的影響

住房具有消費、投資雙重屬性，不同年齡人群的住房消費和投資偏好不同，因此人口年齡結構的變動將影響房價波動。少兒撫養(yǎng)可能會從以下三個方面影響房價：第一，家庭每多一個孩子出生，將會提高對家庭住房面積的需求，從而導致改善型住房需求。在目前三孩生育政策下，將會加大城鎮(zhèn)住房需求，提升房價。第二，教育資源的緊缺、房地產(chǎn)的發(fā)展以及就近入學的政策逐漸催化出“學區(qū)房”的概念。家庭對孩子教育的重視提升了“學區(qū)房”的炒作價值，也大幅度提升了房地產(chǎn)的投資需求。第三，80、90一代的父母經(jīng)歷了買房結婚、成為“房奴”的過程，往往傾向于為孩子，尤其是男孩屯留房產(chǎn)，這樣的動機也成為潛在的住房投資需求。因此，本文提出假設1A：少兒撫養(yǎng)比與房價呈正相關。

老年人往往已有住房，且收入的減少使其對住房改善和投資的需求變小。故本文提出假設1B:老年人撫養(yǎng)比與房價呈負相關。

2.房價上漲對居民消費的影響

根據(jù)永久收入假說，居民的消費不僅取決于當期收入，還取決于財富水平。房價上漲會提升購房者的預算從而減少當期消費，也會提升已有住房者的財富從而提高有住房者的消費。根據(jù)現(xiàn)有研究，房價波動對居民消費的影響機制包括財富效應、流動性效應、收入效應、房奴效應、擠出效應等。財富效應是指房價上漲會使居民的總體財富增加，從而提升消費動機和消費水平。房價上漲，有多套住房者可通過出售房產(chǎn)、提高房租等獲得房價上漲帶來的財富增加，或者不出售房產(chǎn)，房價的增加會提升居民的現(xiàn)有財富，從而提振消費的信心。因此，房價上漲的財富效應會促進居民的消費。[2]流動性效應是指房價上漲會提高住房抵押貸款的額度，緩解居民流動性約束，從而促進居民消費水平的增加。收入效應是房價上漲推動房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展進而帶動經(jīng)濟發(fā)展，能提高消費者的收入，從而對居民消費產(chǎn)生促進作用。財富效應、流動性效應和收入效應是房價上漲對居民消費的促進因素。

房價上漲對居民消費也具有抑制作用，包括房奴效應和擠出效應。房奴效應是指房價上漲使住房剛性需求者不得不減少當期消費，增加當期儲蓄，從而對消費產(chǎn)生抑制作用。擠出效應是指當房價上漲過快，居民將更注重住房的投資性，從而減少當期消費，增加儲蓄以購入住房投資品。

綜上，房價上漲最終對居民消費起到促進還是抑制作用，主要取決于兩者作用的大小比較。[3]根據(jù)以上分析，本文提出假設2：房價上漲對居民消費存在門限效應，即當房價漲幅不超過門限值時，房價上漲促進居民消費；當漲幅超過門限值時，房價上漲抑制居民消費。

3.人口年齡結構對居民消費的影響

(1)人口年齡結構直接影響居民消費。不同年齡的群體具有不同的經(jīng)濟行為和消費習慣。少兒撫養(yǎng)比從兩個方面影響居民消費：一是新生兒的出生會直接增加家庭在母嬰、食品、衣著等方面的撫養(yǎng)費用，增加居民消費。二是隨著經(jīng)濟的發(fā)展，結合長期計劃生育政策的實施和當前我國適齡人口生育意愿偏低的情況，目前一個家庭中一般只有1至2個孩子，且普遍非常重視對孩子的教育培養(yǎng)，在教育方面投入很大。因此，少兒撫養(yǎng)比與居民消費水平呈正相關。

老年撫養(yǎng)比從以下兩個方面影響居民消費：第一，相對青年一代來說，當前我國65歲以上的老人更具有勤儉節(jié)約的習慣，而消費習慣具有慣性，節(jié)儉或者浪費的消費習慣不容易隨著收入變化而變化。第二，由于文化影響，我國老年人普遍具有遺贈動機，直接降低了消費意愿。同時，隨著預期壽命的延長，老年人需要在更長的年限內(nèi)規(guī)劃消費，在儲蓄既定的前提下，老年人需要減少每期的消費以便抵御未來的各種健康風險。因此，人口老齡化會降低社會居民整體消費傾向。因此，老年撫養(yǎng)比與居民消費水平呈負相關。

(2)人口年齡結構通過住房價格效應間接影響居民消費。首先，由前所述，少兒撫養(yǎng)比與房價成正比，當住房價格漲幅過高，則又會對居民消費產(chǎn)生負向影響。其次，老年撫養(yǎng)比的提升與房價成反比，當房價漲幅降低到合理區(qū)間時，房產(chǎn)的財富效應會提升居民消費。反過來，當房價漲幅過快，全社會住房投機需求增大，我國老年人往往具有強烈的利他行為，為子女購房的需求也會增大，從而會抑制當期消費。此外，房價上漲會提升老年人房產(chǎn)價值，“以房養(yǎng)老”即住房反向抵押貸款和房產(chǎn)的財富效應將提升居民消費。

綜上所述，由于直接和間接效應的存在，人口年齡結構與居民消費可能呈正相關，也可能呈負相關。

二、實證設計及分析

1.房價上漲對消費的門檻效應檢驗

本文采取面板門檻回歸模型對房價和消費水平的非線性關系進行實證分析，[4]采用stata16.0對模型進行面板門檻效應檢驗。面板門檻回歸的方程如下所示：

lncit=ψlnc_1i,t-1+α1dhpitI(dhp≤γ)+

α2dhpitI(dhp>γ)+∑βjControlj,it+εi,t(1)

lnc_1為被解釋變量的一階滯后變量。I(·)為指示函數(shù)。當房價增速dhp≤γ時，dhp的系數(shù)取值為α1；當房價增速dhp>γ時，dhp的系數(shù)取值為α2，Controlj,it為控制變量。

(1)變量解釋。①被解釋變量為消費性支出，選取各省市年度社會消費品零售總額Cit。②核心解釋變量及門檻變量為房價hpit，選取各省市年度商品房平均銷售價格。③由于人均可支配收入存在口徑變化的問題，基于研究需要及數(shù)據(jù)的可得性，本文分別選取各省市人均GDP、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、產(chǎn)業(yè)結構、開放程度、政府支出等作為控制變量，分別記為yit、childrit、olddrit、strucit、tevit、fiscit。

(2)變量單位根檢驗及面板協(xié)整檢驗。對面板數(shù)據(jù)采用LLC同質(zhì)單位根和IPS異質(zhì)單位根檢驗。結論表明，變量strucit、olddrit、tevit存在單位根，不是平穩(wěn)序列。其他變量表現(xiàn)為平穩(wěn)的I(0)特征，在對非平穩(wěn)序列進行一階差分后，所有變量平穩(wěn)，即為I(1)變量。

根據(jù)面板數(shù)據(jù)處理方法，為研究非平穩(wěn)序列間是否存在長期的協(xié)整關系，可以進行協(xié)整檢驗。本文采取Pedroni檢驗，根據(jù)檢驗結果，所有面板單位存在協(xié)整關系。

(3)面板門檻檢驗。本文使用stata16.0對面板數(shù)據(jù)進行門檻效應檢驗。結果顯示存在單重門檻效應。門檻值為0.124，即當dhp<0.124時，房價增幅和消費水平的回歸系數(shù)為0.061，在1%的置信水平上顯著。當dhp≥0.124時，房價增幅和消費水平的回歸系數(shù)為-0.111，在5%的置信水平上顯著。即當房價上漲幅度在未超過門檻值時對消費水平顯示出財富效應，而在超過門檻值時對消費具有抑制效應。

控制變量yit、childrit、olddrit、strucit、tevit、fiscit的系數(shù)除產(chǎn)業(yè)結構strucit外均顯著。

2.人口年齡結構與房價的實證關系研究

為研究人口年齡結構與房價、消費的直接效應，本文采用如下回歸方程：

lnhpit=α1childrit+α2olddrit+

∑βjControlj,it+εi,t

(2)

lnci,t=ψlnc_1i,t-1+α1childri,t+

α2olddrit+∑βjControlj,it+εi,t

(3)

式2被解釋變量為房價hpit，選取各省市年度商品房平均銷售價格,取對數(shù)為lnhpit。解釋變量為少兒撫養(yǎng)比childrit及老年撫養(yǎng)比olddrit。選取各省市人均GDP、政府支出作為控制變量，分別記為yit、fiscit。

式3解釋變量為消費Cit，取對數(shù)為lncit。選取滯后一期lnc_1i,t-1，少兒撫養(yǎng)比childrit及老年撫養(yǎng)比olddrit為解釋變量。選取各省市人均GDP、政府支出、開放程度作為控制變量，分別記為yit、fiscit、tevit。

變量解釋、單位根檢驗的回歸結果分別見表1、表2。

表1 變量解釋回歸結果 R2=0.889

表2 變量單位根檢驗回歸結果 R2 = 0.986 5

3.實證結果的經(jīng)濟學分析

(1)根據(jù)人口年齡結構與房價的回歸結果，少兒撫養(yǎng)比系數(shù)為0.0101，且在1%的置信水平下顯著，驗證了假設1A成立。老年撫養(yǎng)比系數(shù)為-0.0422，在5%的置信水平下顯著，表明老年撫養(yǎng)比與房價呈負相關，驗證了假設1B成立。

(2)根據(jù)房價上漲對消費的門檻效應檢驗的回歸結果，存在單門檻效應，門檻值為0.124，當房價年增幅在12.4%以內(nèi)，房價上漲對社會消費水平產(chǎn)生促進作用，即表現(xiàn)為財富效應，因此較為溫和的房價上漲能夠提升社會消費水平。當房價年增幅大于等于12.4%時，房價上漲對社會消費水平產(chǎn)生抑制作用，即表現(xiàn)為房奴效應，房價的過快上漲增加了消費者的投機意愿，并提高剛需者的購房門檻，從而減少消費者的消費意愿，最終抑制社會消費水平的提升，驗證了假設2成立。

(3)根據(jù)人口年齡結構對消費直接效應的回歸結果，少兒撫養(yǎng)比的系數(shù)為正，在10%的置信水平下顯著。老年撫養(yǎng)比的系數(shù)為負，在1%的置信水平下顯著，意味著在沒有房價中介效應影響下，少兒撫養(yǎng)比與消費水平呈正相關，老年撫養(yǎng)比與居民消費呈負相關。在引入房價中介效應下，老年撫養(yǎng)比系數(shù)為正，在10%的置信水平下顯著；少兒撫養(yǎng)比系數(shù)為負，在5%的置信水平下顯著。意味著在引入房價中介效應后，少兒撫養(yǎng)比與消費水平呈負相關，老年撫養(yǎng)比與居民消費成正相關，這證明房價中介效應極大地改變了人口年齡結構對消費的影響。

(4)根據(jù)滯后一期居民消費水平的回歸結果，居民消費水平的慣性作用較大，消費的“棘輪效應”存在，即人的消費習慣形成之后有不可逆性，易于向上調(diào)整而難于向下調(diào)整。

(5)根據(jù)控制變量的回歸結果，政府支出促進了社會消費水平。雖然政府支出在一定程度上會對居民消費產(chǎn)生擠出效應，但在醫(yī)療、養(yǎng)老、教育等社會保障領域以及在消費體系構建和完善方面的支出，促進了社會消費能力和意愿，抵消了擠出效應，最終促進了社會消費水平的提升。開放程度的提高并未顯著促進國內(nèi)消費水平的提升，究其原因可能有以下兩點：一是在全球化的過程中，我國外向型經(jīng)濟取得了巨大的成功，但在此過程中國內(nèi)產(chǎn)品市場和社會需求開發(fā)不足；二是國內(nèi)循環(huán)和國際循環(huán)沒有能夠形成互相促進、互相補充的良好局面，雙循環(huán)機制沒有得到較好的構建，沒有能夠?qū)鴥?nèi)消費產(chǎn)生正向的促進作用。

三、結 語

本文基于2002—2019年30個省市面板數(shù)據(jù)，探究了人口年齡結構、房價上漲及居民消費之間的關系，主要結論如下：第一，房價上漲對居民消費存在單門檻效應，合理范圍內(nèi)的房價上漲促進居民消費，不合理的過快上漲將抑制居民消費。第二，在不考慮房價中介效應前提下，少兒撫養(yǎng)比與居民消費成正比，老年撫養(yǎng)比與消費成反比。第三，房價中介效應極大地改變了人口年齡結構對消費的影響。在房價中介效應影響下少兒撫養(yǎng)比與消費水平呈負相關，老年撫養(yǎng)比與居民消費成正相關。

基于以上結論，本文提出以下政策建議：(1)我國人口老齡化呈加速發(fā)展態(tài)勢，應加強養(yǎng)老保障體系的建設，構建多元化的老年產(chǎn)業(yè)體系，促進消費提升和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。(2)為改善人口結構，應對日趨嚴重的人口老齡化，我國正式開放“三孩”生育政策并加緊推進配套政策措施，在這其中，應當重視房價在人口年齡結構對居民消費影響中的中介作用，防止不合理的房價波動扭曲經(jīng)濟的傳導機制，削弱我國人口生育政策作用的發(fā)揮。(3)應當遏制房價不合理的過快上漲，堅持“房住不炒”，將房價漲幅控制在居民可承受的范圍之內(nèi)，嚴厲打壓房地產(chǎn)惡意投機行為。