人口結(jié)構(gòu)變遷、老齡化與我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)研究*
——基于省際門限面板模型的實(shí)證分析

■郭 娜，吳 敬

人口結(jié)構(gòu)變遷、老齡化與我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)研究*
——基于省際門限面板模型的實(shí)證分析

■郭 娜，吳 敬

在我國(guó)人口老齡化的背景下，人口年齡結(jié)構(gòu)的改變是影響房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的關(guān)鍵性因素，本文運(yùn)用門限面板模型研究了老齡化對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格所產(chǎn)生的影響。實(shí)證結(jié)果表明，現(xiàn)階段人口數(shù)量的增長(zhǎng)確實(shí)是推動(dòng)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格上升的主要因素，人口增長(zhǎng)率與我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格之間存在顯著的門限效應(yīng)，其影響程度在老齡化三個(gè)區(qū)間有顯著差異，但我國(guó)的老齡化并未像其他發(fā)達(dá)國(guó)家那樣對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生強(qiáng)烈的負(fù)面作用，相反卻表現(xiàn)為一定程度的正影響。本文的研究結(jié)論對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控及人口政策調(diào)整具有一定的政策啟示。

人口結(jié)構(gòu)；老齡化；房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)；門限面板模型

本研究得到國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目“房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)影響的傳導(dǎo)機(jī)制、動(dòng)態(tài)特征及對(duì)策研究”（15CJY080）資助。

郭娜，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)大公信用管理學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士；吳敬，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)理工學(xué)院統(tǒng)計(jì)系講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。（天津300222）

一、引言

近年來，隨著我國(guó)開始步入老齡化社會(huì)，人口老齡化的問題越來越受到社會(huì)各界的廣泛關(guān)注，同時(shí)也成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展所面臨的重大考驗(yàn)。截至2013年末，中國(guó)65歲以上的人口已經(jīng)占到全國(guó)總?cè)丝跀?shù)的9.7%，遠(yuǎn)高于其他發(fā)展中國(guó)家5%的平均水平（鄒瑾，2014）。根據(jù)聯(lián)合國(guó)人口預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)，中國(guó)人口結(jié)構(gòu)將在2015年進(jìn)入下降通道，到2020年60歲以上人口將達(dá)到2.5億，人口老齡化不斷加速，屆時(shí)“人口紅利”將轉(zhuǎn)為“人口負(fù)債”。有鑒于此，為了積極應(yīng)對(duì)人口老齡化現(xiàn)狀，我國(guó)從2016年1月開始全面實(shí)施二孩政策。在過去的十幾年里，“人口紅利”對(duì)我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響，推動(dòng)著房地產(chǎn)價(jià)格的不斷上漲。人口年齡結(jié)構(gòu)的變化一方面直接影響住房剛性需求的變化；另一方面則通過“人口紅利”為住房需求提供現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。隨著日本和德國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家相繼進(jìn)入老齡化社會(huì)，人口結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系問題越來越受到國(guó)際學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。

關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響，主要是基于生命周期理論和代際交疊模型①生命周期理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)個(gè)體將平滑各年齡段的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄（投資）行為來獲得整個(gè)生命周期的效用最大化；代際交疊模型認(rèn)為人口結(jié)構(gòu)變化將導(dǎo)致資產(chǎn)供求關(guān)系的變化進(jìn)而導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格和收益的變化，中青年人購(gòu)買資產(chǎn)為老年儲(chǔ)蓄，老年人賣掉資產(chǎn)滿足退休后的消費(fèi)。。Mankiw和Weil（1989）最早基于生命周期理論將人口年齡結(jié)構(gòu)引入房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行研究。他們使用美國(guó)1970年的人口調(diào)查數(shù)據(jù)回歸估計(jì)出不同年齡段的房屋需求量，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)20世紀(jì)末房地產(chǎn)價(jià)格的上升與“嬰兒潮”有著較為顯著的聯(lián)系，并成功地預(yù)測(cè)了1969～1989年美國(guó)房?jī)r(jià)的上漲。McFadden（1994）、Green和Hendershott（1996）、Dent（2004）、Takets（2010）分別采用不同的方法也得出了人口年齡結(jié)構(gòu)因素對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格具有顯著影響的結(jié)論。國(guó)內(nèi)關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系的研究起步較晚，文獻(xiàn)相對(duì)較少，且大部分采用定性研究的分析方法（劉穎春，2004；Guo和Zhou，2010；葉青等人，2012），認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)的變動(dòng)及其未來發(fā)展趨勢(shì)是影響住房需求的一個(gè)重要因素，人口紅利因素推動(dòng)了我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的上漲。只有少數(shù)研究采用定量的分析方法對(duì)這一問題進(jìn)行了探討（徐建煒等人，2012；陳斌開等人，2012；鄒瑾，2014）。徐建煒等人（2012）以人口年齡結(jié)構(gòu)變化作為切入點(diǎn)，采用面板數(shù)據(jù)模型對(duì)中國(guó)住房?jī)r(jià)格持續(xù)高漲的現(xiàn)象進(jìn)行了分析，研究結(jié)果顯示中國(guó)少年人口撫養(yǎng)比與房?jī)r(jià)呈反向關(guān)系，而老年人口撫養(yǎng)比則與房?jī)r(jià)呈正向關(guān)系；鄒瑾（2014）討論了人口老齡化對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響，研究認(rèn)為人口老齡化曾對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)上漲起到推動(dòng)作用，然而在中長(zhǎng)期這種趨勢(shì)可能發(fā)生逆轉(zhuǎn)。

由以上研究成果可以看出，國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究從多個(gè)層面探討了人口年齡結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系。然而大多數(shù)前期文獻(xiàn)僅采取了理論分析方法進(jìn)行定性研究，定量研究成果比較有限，且實(shí)證研究多以線性方法為主，討論人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的直接影響，并未考慮到隨著人口年齡結(jié)構(gòu)的改變，人口因素對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)系統(tǒng)運(yùn)行的供需狀況會(huì)產(chǎn)生不同的影響，從而會(huì)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生分區(qū)制的效應(yīng)。有鑒于此，本文采用門限面板模型對(duì)上述問題進(jìn)行研究，從而合理解釋人口結(jié)構(gòu)變遷、老齡化與房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)之間的關(guān)系，對(duì)這些問題的深入研究，將有助于宏觀決策者深入了解我國(guó)老齡化背景下的房地產(chǎn)市場(chǎng)變動(dòng)趨勢(shì)，從而制定有效的經(jīng)濟(jì)政策來促進(jìn)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的健康繁榮發(fā)展，同時(shí)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中人口政策的長(zhǎng)期調(diào)整提供有益的參考依據(jù)。

二、研究方法與樣本數(shù)據(jù)

（一）門限面板數(shù)據(jù)模型

經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)各變量之間關(guān)系存在幾種不同情況，這些不同的關(guān)系由某一變量決定，當(dāng)這個(gè)變量達(dá)到某個(gè)臨界值時(shí)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)各變量之間的關(guān)系將發(fā)生突變，系統(tǒng)結(jié)構(gòu)隨之變化，Hansen（1999）提出解決這種情況的門限回歸模型，那個(gè)決定經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)各變量之間關(guān)系的變量就稱為門限控制變量或門限變量，則該經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對(duì)于門限變量存在“門限效應(yīng)”。門限回歸模型是非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中的一種，當(dāng)只有兩個(gè)狀態(tài)時(shí)，門限回歸的一般形式可表示為：

上式中qit為門限控制變量或門限變量，γ為臨界值，yit為被解釋變量第i個(gè)體t期表現(xiàn)值，xit為解釋變量（包括m個(gè)解釋變量）第i個(gè)體t期表現(xiàn)值。

狀態(tài)一對(duì)應(yīng)的模型為：yit=μit+β1xit+eit；狀態(tài)二對(duì)應(yīng)的模型為：yit=μit+β2xit+eit。模型的參數(shù)包括（β1β2γ）。

三個(gè)狀態(tài)的門限回歸模型可表示為：

其含義與兩狀態(tài)門限面板模型類似，在此不再贅述。

門限面板模型中門限變量個(gè)數(shù)和值的確定是上述模型的關(guān)鍵步驟，大都采用Hansen(1999)提出的方法步驟，首先估計(jì)第一個(gè)門限值并進(jìn)行門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)，第一個(gè)門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)通過之后估計(jì)第二個(gè)門限值并進(jìn)行門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)和門限真值檢驗(yàn)，從第二個(gè)門限值開始增加了門限真值檢驗(yàn)。

1.第一個(gè)門限值估計(jì)并檢驗(yàn)，具體方法如下：

首先給定γ值然后使用OLS估計(jì)（1）式得到殘差平方和：

而其門限值的估計(jì)值就為（3）式取得最小值時(shí)的門限值，即為：

對(duì)上述估計(jì)需要門限值的估計(jì)值顯著性檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)兩個(gè)狀態(tài)的估計(jì)值是否存在顯著差異，如果沒有顯著差異則表明沒有門限效應(yīng)，為普通線性模型，否則存在門限效應(yīng)，為非線性門限模型。原假設(shè)H0：β1=β2，備擇假設(shè)H1：β1≠β2，其LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

其中，S0為普通線性模型的殘差平方和，為非線性門限模型的殘差平方和，為其殘差方差。使用bootstrap法模擬出LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布及對(duì)應(yīng)的P值，實(shí)現(xiàn)進(jìn)行門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)。對(duì)門限估計(jì)值也需要進(jìn)行真值檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)估計(jì)值是否為真值，如果不是則估計(jì)值不能反映真實(shí)的門限值。Hansen(1999)已證明門限估計(jì)值與真值是一致的。其原假設(shè)H0：γ=γ0，備擇假設(shè)H0：γ≠γ0，其LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

2.多重門限值估計(jì)并進(jìn)行門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)和門限真值檢驗(yàn)

先介紹存在兩個(gè)門限值的情況。估計(jì)第二個(gè)門限值并進(jìn)行門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)與第一個(gè)門限值原理類似。第二個(gè)門限值的估計(jì)值是在第一個(gè)門限值確定的情況下使得最小二乘法殘差平方和最小的門限值，即為：

其中γ?1為第一門限估計(jì)值，γ2為第二門限值。接下來第二個(gè)門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)體現(xiàn)了確定門限個(gè)數(shù)，其原假設(shè)H0，備擇假設(shè)H1，其他檢驗(yàn)步驟與第一個(gè)門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)類似。由于第一個(gè)門限值是在假定不存在第二個(gè)門限值的情況下得到，需要對(duì)其在存在第二個(gè)門限值情況下進(jìn)行修正，進(jìn)行門限真值檢驗(yàn)，原理與第一個(gè)門限真值檢驗(yàn)相同，具體技術(shù)細(xì)節(jié)參看Hansen(1999)的文獻(xiàn)，這是與第一個(gè)門限值有重大差異的地方。存在三個(gè)及以上門限值的情況一樣，不再贅述。

（二）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型

根據(jù)Takats（2010）我們可知，房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)主要由宏觀經(jīng)濟(jì)因素和人口因素驅(qū)動(dòng)，同時(shí)在參考徐建煒等人（2012）等前期文獻(xiàn)變量選取的基礎(chǔ)上，同時(shí)考慮到我國(guó)的實(shí)際情況，本文設(shè)定如下實(shí)證模型來考察人口因素對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所產(chǎn)生的影響。具體的模型設(shè)定如下：

其中，被解釋變量為房地產(chǎn)價(jià)格（HPit），采用商品房本年銷售價(jià)格替代度量，i=1，2，…，N表示樣本中的省、直轄市和自治區(qū)，t=1，2，…，N為樣本時(shí)期；解釋變量為人口增長(zhǎng)率（POP），用以衡量人口總量因素對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的影響（Takets,2010）；控制變量為人均地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），用來衡量我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的推動(dòng)作用、人均可支配收入（income），用來衡量當(dāng)?shù)鼐用竦馁?gòu)買能力對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的影響作用、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI），用來衡量通貨膨脹因素對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的影響、性別比（SR），Wei和Zhang（2011）認(rèn)為性別比例的失衡推升了房?jī)r(jià)，因此本文在模型中也加入了性別比變量用以衡量性別因素對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的影響情況、政府預(yù)算支出（Bud），用來表明政府公共品供給對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的影響效應(yīng)（Simth和Ohsfeldt, 1982），同時(shí)也可以看出地方政府土地財(cái)政對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的推動(dòng)作用（張曉晶和孫濤，2006）①Simth和Ohsfeldt（1982）研究了房地產(chǎn)價(jià)格與政府公共品供給之間的關(guān)系，得出結(jié)論政府公共品投入越多則房地產(chǎn)價(jià)格上漲速度越快；張曉晶和孫濤（2006）認(rèn)為房地產(chǎn)周期的驅(qū)動(dòng)因素中，地方政府在其中扮演了非常重要的角色，地方政府的考核體制與預(yù)算軟約束在制度面上推動(dòng)了房地產(chǎn)周期的上升。。

2.門限模型

“人口紅利”在過去的幾十年里對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了巨大貢獻(xiàn)，同時(shí)也成為近些年推動(dòng)房?jī)r(jià)快速上漲的重要原因。陳斌開等人（2012）的研究表明，我國(guó)居民的住房需求與居民年齡高度相關(guān)，人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變影響了我國(guó)的住房?jī)r(jià)格變化。目前，我國(guó)的部分地區(qū)已經(jīng)進(jìn)入了深度的老齡化社會(huì)，并且人口老齡化趨勢(shì)還在不斷加劇，這一現(xiàn)象在給我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了巨大考驗(yàn)的同時(shí)也給我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)帶來了潛在的沖擊。隨著發(fā)達(dá)國(guó)家先后進(jìn)入老齡化社會(huì)，國(guó)外很多學(xué)者開始了有關(guān)人口年齡結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)價(jià)格的研究（Mankiw和Weil，1989; McFadden,1994；Green和Hendershott,1996；Dent, 2004；Takets,2010），他們的研究均得出了人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格具有顯著影響的結(jié)論。然而，以往的研究多采用線性回歸的方法，討論人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的直接影響，并未考慮到人口年齡結(jié)構(gòu)的改變作為房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展的宏觀經(jīng)濟(jì)背景，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)系統(tǒng)運(yùn)行的供需狀況產(chǎn)生非對(duì)稱的影響。這就意味著人口老齡化會(huì)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響存在著一定的“門限效應(yīng)”，即在我國(guó)人口老齡化達(dá)到一定程度時(shí)會(huì)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)產(chǎn)生更為深刻的影響。由此，為了討論人口老齡化對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的“門限效應(yīng)”，本文設(shè)定如下門限回歸模型來檢驗(yàn)老齡化對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的非線性影響。方程設(shè)定的具體形式如下：

其中，ageing為門限變量，用以衡量老齡化因素通過人口增長(zhǎng)影響房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的非線性效應(yīng)；式（2）相當(dāng)于人口增長(zhǎng)率變量系數(shù)β1的分段函數(shù)，當(dāng)ageing≤λ時(shí)，人口增長(zhǎng)率變量的回歸系數(shù)為β1；當(dāng)ageing＞λ時(shí)，人口增長(zhǎng)率變量的回歸系數(shù)為β1*，因此位于不同門限值左右的人口增長(zhǎng)率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響是不同的。

（三）樣本數(shù)據(jù)

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性，本文選取了我國(guó)東、中和西部地區(qū)的31個(gè)省級(jí)行政單位（包括22個(gè)省、5個(gè)自治區(qū)和4個(gè)直轄市）①依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局口徑，本文將我國(guó)分為東、中、西部三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西和海南等12個(gè)省、自治區(qū)和直轄市；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等9個(gè)省和自治區(qū)；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆等10個(gè)省、自治區(qū)和直轄市。。鑒于我國(guó)從1998年才全面啟動(dòng)住房貨幣化改革，因此本文的樣本區(qū)間設(shè)定為1999年到2014年。商品房本年銷售價(jià)格（HP）來源于中經(jīng)網(wǎng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。老齡化（ageing）②老齡化用老年人口撫養(yǎng)比來度量，具體是指64歲以上人口占工作人口的比重；少年人口撫養(yǎng)比具體是指15歲以下人口占工作人口的比重。、人口增長(zhǎng)率（POP）、人均地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、人均可支配收入（Income）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）、性別比（SR）③性別比用男性人口/女性人口的百分比來衡量。、政府預(yù)算支出（Bud）數(shù)據(jù)均來源于中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。本文根據(jù)各省市公布的年度消費(fèi)物價(jià)指數(shù)環(huán)比指標(biāo)構(gòu)建了以1999年為基期的消漲指數(shù)，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格、人均地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等以價(jià)格表示的名義變量進(jìn)行了消漲處理，并在實(shí)證分析中對(duì)這些消漲后的變量取了對(duì)數(shù)值。

三、實(shí)證分析結(jié)果

（一）門限個(gè)數(shù)及門限值的確定

在對(duì)模型進(jìn)行計(jì)量分析之前，需要先對(duì)模型進(jìn)行門限效應(yīng)的檢驗(yàn)，并確定門限值個(gè)數(shù)和門限值。本文采用Hansen(1999)提出的方法步驟，門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果為：第一個(gè)門限其P值為0.002，第二個(gè)門限其P值為0.014，第三個(gè)門限其P值為0.208。由此可知，回歸方程的雙門限模型在5%顯著水平上顯著，因此本文模型中ageing的門限個(gè)數(shù)為兩個(gè)，ageing的兩個(gè)門限值分別為0.146和0.253，后續(xù)將以此進(jìn)行分析。模型門限值與其置信區(qū)間請(qǐng)參見圖1和圖2。

圖1 模型第一個(gè)門限值的識(shí)別

圖2 模型第二個(gè)門限值的識(shí)別

（二）參數(shù)估計(jì)與實(shí)證結(jié)果

本文為了比較人口增長(zhǎng)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的線性影響和人口老齡化作為門限變量的非線性影響，分別對(duì)模型采用了線性模型估計(jì)和門限面板估計(jì)。在線性模型中，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果為18.47，因此應(yīng)該在5%的顯著水平下拒絕面板隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，接受面板固定效應(yīng)模型的備擇假設(shè)，因此本文采用固定效應(yīng)模型來得出式（1）的線性回歸結(jié)果。在門限面板回歸中，我們選取ageing作為門限變量，在上文的門限值確定中，我們得到的兩個(gè)門限值分別為0.146和0.253，由此我們得出了三個(gè)區(qū)間內(nèi)門限面板模型回歸的估計(jì)結(jié)果。線性回歸模型和門限面板模型的估計(jì)結(jié)果請(qǐng)見表1。

表1 門限面板模型回歸的估計(jì)結(jié)果

由表1的門限面板模型回歸的估計(jì)結(jié)果可以看出：在線性回歸模型的結(jié)果中，人口增長(zhǎng)率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響并不顯著，從結(jié)果上看似乎人口增長(zhǎng)率并沒有對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生影響。然而，在門限回歸模型的結(jié)果中，在我國(guó)人口老齡化的不同階段，人口增長(zhǎng)率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響卻是不同的。當(dāng)人口老齡化程度低于0.146時(shí)，我國(guó)人口增長(zhǎng)率與房地產(chǎn)價(jià)格之間表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.037且1%水平顯著。此時(shí)的人口老齡化水平處于較低的階段，因此并沒有影響到房地產(chǎn)價(jià)格的上漲趨勢(shì)，人口數(shù)量的增長(zhǎng)是推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格上升的主要因素；當(dāng)人口老齡化程度介于0.146和0.253之間時(shí)，人口增長(zhǎng)率與房地產(chǎn)價(jià)格之間竟然變?yōu)榱素?fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為-0.011且5%水平顯著。這意味著，隨著我國(guó)人口老齡化程度的加深和人口結(jié)構(gòu)的變遷，房地產(chǎn)的居住性購(gòu)買需求將不斷減弱，人口紅利因素對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的推動(dòng)作用將不復(fù)存在，進(jìn)而表現(xiàn)出人口因素對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)產(chǎn)生負(fù)向影響的特征；然而，當(dāng)人口老齡化程度高于0.253時(shí)，我國(guó)人口增長(zhǎng)率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系又表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為0.005且1%水平顯著，雖然其彈性系數(shù)雖然較小，但是卻表現(xiàn)為正向關(guān)系。這似乎與國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)相悖，國(guó)外的大部分研究持“資產(chǎn)消融”的觀點(diǎn)，即老年人一般會(huì)減持資產(chǎn)，從而老齡化的加劇會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)下跌（Mankiw和Weil, 1989；Takets，2010；徐建煒等人，2012；鄒瑾，2014）。然而經(jīng)過仔細(xì)分析不難發(fā)現(xiàn)，我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展與其他發(fā)達(dá)國(guó)外有著諸多不同之處，最大的差別就在于1998年住房貨幣化改革之前的福利分房制度，使得當(dāng)時(shí)的中年人無需使用貨幣購(gòu)買住房，進(jìn)而積累了大量的儲(chǔ)蓄。隨著這部分中年人逐漸進(jìn)入老齡化階段，一方面他們可能將多余的儲(chǔ)蓄投資到房地產(chǎn)市場(chǎng)中以其獲得超額收益來養(yǎng)老；另一方面，面對(duì)著我國(guó)房?jī)r(jià)快速上漲的局面，大多數(shù)適齡青年人出現(xiàn)了購(gòu)房困難，此時(shí)多數(shù)老年人會(huì)選擇傾囊相助，于是便形成了兩代人的積蓄同時(shí)釋放在房地產(chǎn)市場(chǎng)的現(xiàn)象，從而推動(dòng)著房?jī)r(jià)的上漲（徐建煒等人，2012）。值得注意的是，上述回歸結(jié)果與當(dāng)前特殊嚴(yán)重依賴國(guó)家調(diào)控的中國(guó)人口以及房地產(chǎn)市場(chǎng)情況一致，但隨著人口家庭決定以及房地產(chǎn)市場(chǎng)決定的慢慢實(shí)現(xiàn)，可以進(jìn)行合理推斷，老年化對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的影響將與發(fā)達(dá)國(guó)家基本一致。

在線性回歸模型和門限面板模型控制變量的回歸系數(shù)中，人均地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的回歸系數(shù)為正且都在1%水平顯著，說明我國(guó)人均地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)價(jià)格之間表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，GDP確實(shí)是推動(dòng)我國(guó)房?jī)r(jià)上漲的重要因素；人均可支配收入的回歸系數(shù)為正且都在1%水平顯著，說明我國(guó)人均可支配收入與房地產(chǎn)價(jià)格之間表現(xiàn)為很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，我國(guó)居民收入水平的提升也是近年來我國(guó)房?jī)r(jià)上漲的重要推動(dòng)力；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的回歸系數(shù)為負(fù)且都在1%水平顯著，這表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與房地產(chǎn)價(jià)格之間表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，由于我國(guó)投資渠道的匱乏和房地產(chǎn)具有的投資和消費(fèi)雙重屬性，使得許多居民選擇投資于房地產(chǎn)市場(chǎng)來獲得投資收益，因此在某種程度上會(huì)降低流通中貨幣減弱通脹水平；性別比的回歸系數(shù)在兩個(gè)模型中均不顯著，說明我國(guó)性別比與房地產(chǎn)價(jià)格之間并沒有很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，性別比例的失衡似乎并未成為我國(guó)目前房?jī)r(jià)上漲的重要推手；政府預(yù)算支出的回歸系數(shù)在門限面板模型中為正且5%水平顯著，表明政府預(yù)算支出與房地產(chǎn)價(jià)格之間表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，這意味著地方政府的土地財(cái)政和預(yù)算軟約束對(duì)于當(dāng)?shù)氐姆康禺a(chǎn)價(jià)格確實(shí)具有一定的推動(dòng)作用。

四、結(jié)論及政策建議

本文運(yùn)用省級(jí)門限面板模型研究了我國(guó)人口結(jié)構(gòu)變遷、老齡化對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)所產(chǎn)生的影響。實(shí)證結(jié)果表明，人口增長(zhǎng)率與我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格之間不是簡(jiǎn)單的線性相關(guān)，而是存在顯著的門限效應(yīng)，經(jīng)過分析我們可知人口年齡結(jié)構(gòu)的改變作為房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展的宏觀經(jīng)濟(jì)背景，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)系統(tǒng)運(yùn)行的供需狀況會(huì)產(chǎn)生非對(duì)稱的影響。因此，我們以人口老齡化作為門限變量并通過檢驗(yàn)得到兩個(gè)門限值，通過門限面板模型的回歸結(jié)果我們可以看出在不同的門限區(qū)間內(nèi)，人口老齡化對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響表現(xiàn)出不同的特征。當(dāng)人口老齡化程度低于0.146時(shí)，我國(guó)人口增長(zhǎng)率與房地產(chǎn)價(jià)格之間表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)人口老齡化程度介于0.146和0.253之間時(shí)，人口增長(zhǎng)率與房地產(chǎn)價(jià)格之間竟然變?yōu)榱素?fù)相關(guān)關(guān)系；然而，當(dāng)人口老齡化程度高于0.253時(shí)，我國(guó)人口增長(zhǎng)率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系又表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)果表明，現(xiàn)階段人口數(shù)量的增長(zhǎng)確實(shí)是推動(dòng)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格上升的主要因素，老齡化并未像其他發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn)?zāi)菢訉?duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生強(qiáng)烈的負(fù)面作用，相反卻表現(xiàn)為一定程度的正影響。這種現(xiàn)象的產(chǎn)生與我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的特定階段是息息相關(guān)的，1998年受益于福利分房制度的一代人積累了大量的儲(chǔ)蓄，隨著這部分中年人逐漸進(jìn)入老齡化階段，一方面他們可能將多余的儲(chǔ)蓄投資到房地產(chǎn)市場(chǎng)；另一方面，面對(duì)著我國(guó)房?jī)r(jià)快速上漲的局面，多數(shù)老年人會(huì)幫助子女購(gòu)買住房，從而推動(dòng)著房?jī)r(jià)的上漲。根據(jù)本文的實(shí)證分析結(jié)論，我們提出如下具有針對(duì)性的政策建議：隨著適齡人口的下降和老年人口的增多，人口結(jié)構(gòu)對(duì)房地產(chǎn)需求的影響將由當(dāng)前的剛性需求為主轉(zhuǎn)變?yōu)楦纳菩孕枨鬄橹?，房地產(chǎn)價(jià)格會(huì)隨之而下降。為了減少房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)的影響，我國(guó)政府應(yīng)該根據(jù)人口結(jié)構(gòu)變化情況適時(shí)調(diào)整房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，加強(qiáng)人口因素對(duì)于房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的監(jiān)測(cè)和預(yù)警，及時(shí)向社會(huì)公眾發(fā)布相關(guān)信息，使房地產(chǎn)企業(yè)和社會(huì)公眾了解其風(fēng)險(xiǎn)狀況并作出合理預(yù)期，同時(shí)，不遺余力地推進(jìn)養(yǎng)老和醫(yī)療等制度改革，構(gòu)建老齡化所導(dǎo)致房?jī)r(jià)下降的應(yīng)對(duì)機(jī)制，合理調(diào)整和平衡人口結(jié)構(gòu)改變對(duì)于房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。

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F293.3

A

1006-169X（2016）12-0008-06

*作者感謝梁琪、郝項(xiàng)超和南開大學(xué)討論課參加者對(duì)本文提出的寶貴意見和建議。當(dāng)然，文責(zé)自負(fù)。