中介調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的影響

李 嬌，向?yàn)槊?/p>

(重慶工商大學(xué) 管理科學(xué)與工程學(xué)院， 重慶 400067)

隨著人口老齡化程度的不斷加深，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展帶來(lái)重要影響。2021年，第7次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示：我國(guó)60歲及以上人口為2.64億，占總?cè)丝?8.7%，尤其 65 歲及以上達(dá)13.50%，相比2010第6次全國(guó)人口普查，分別增長(zhǎng)5.44%，4.63%。鑒于日本老齡人在2018年已高達(dá)28.1%，老齡化嚴(yán)重，人口紅利消失疊加城鎮(zhèn)化接近尾聲，導(dǎo)致置業(yè)需求見頂，日本房市一蹶不振的狀況[1]，中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)恐將同樣面臨人口變化帶來(lái)房?jī)r(jià)下行的巨大壓力。

有關(guān)人口老齡化與房?jī)r(jià)之間的關(guān)系一直是學(xué)界研究的焦點(diǎn)，大致從預(yù)期理論、生命周期理論、代際交疊、人口紅利效應(yīng)與人口負(fù)債效應(yīng)、嬰兒潮與撫養(yǎng)比假說(shuō)等方面展開了其影響理論機(jī)制的探討[2]。大量研究表明：人口老齡化將助長(zhǎng)房市下跌的預(yù)期，減少市場(chǎng)購(gòu)房需求，引發(fā)房地產(chǎn)價(jià)格下跌。如徐建巧等[3]對(duì)比中國(guó)和經(jīng)濟(jì)合作組織的數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板校正標(biāo)準(zhǔn)誤差估計(jì)方法(PCSE)和廣義最小二乘法(FGLS)，發(fā)現(xiàn)OECD國(guó)家少年撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的上升均會(huì)給房?jī)r(jià)帶來(lái)負(fù)面影響。Hiller和Lerbs基于德國(guó)近20年87個(gè)城市實(shí)證研究，采用混合回歸空間面板模型分析了城市常住人口年齡變化對(duì)不同細(xì)分市場(chǎng)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)的影響，認(rèn)為老齡化程度越高，其房?jī)r(jià)上升越慢[4]。但亦有部分文獻(xiàn)的實(shí)證顯示人口老齡化與房?jī)r(jià)正相關(guān)，表現(xiàn)出明顯的階段性和地區(qū)性差異。究其緣由，主要是由中國(guó)房改引致的房地產(chǎn)增值和家庭財(cái)富代際轉(zhuǎn)移所致[5-6]。在中國(guó)購(gòu)房往往是家庭行為，尤其在熱點(diǎn)城市，存在對(duì)房?jī)r(jià)上漲的預(yù)期心理，面對(duì)高房?jī)r(jià)，老人資助年輕人購(gòu)房，體現(xiàn)了老齡化作用于房?jī)r(jià)的過(guò)程中房?jī)r(jià)上漲預(yù)期對(duì)其的影響。而這種行為存在地區(qū)差異，表現(xiàn)為全國(guó)和東部地區(qū)的老齡人口對(duì)房?jī)r(jià)具有抑制作用；中西部地區(qū)則是顯著正向影響。

但如果僅將其歸結(jié)為老年人群因房改形成的財(cái)富積累在中國(guó)傳統(tǒng)中老人對(duì)子女幫扶心理下形成間接購(gòu)房需求的增加，引致房?jī)r(jià)上漲，這與熱點(diǎn)高房?jī)r(jià)城市年輕人買房更多需要老人合力幫助的實(shí)際情況相矛盾。此外，現(xiàn)階段難道只有中西部地區(qū)存在老年群體幫助子女購(gòu)房嗎？答案顯然是否定的?？赡艿慕忉屖牵涸谌丝诶淆g化通過(guò)市場(chǎng)預(yù)期影響房?jī)r(jià)的過(guò)程中還存在某些因素的調(diào)節(jié)，且此因素具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性。雖然導(dǎo)致地區(qū)房市差異的因素繁蕪，但實(shí)質(zhì)對(duì)房市運(yùn)行的影響終將反映到市場(chǎng)供需。消費(fèi)者對(duì)房?jī)r(jià)的預(yù)期被認(rèn)為是影響房?jī)r(jià)波動(dòng)的重要因素[7]，人口老齡化預(yù)期有抑制居民需求，影響房?jī)r(jià)上漲的作用[8]，且預(yù)期和居民需求變化又存在相關(guān)性。因此，當(dāng)前人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)表現(xiàn)為促進(jìn)而非抑制作用，可能是市場(chǎng)供需對(duì)預(yù)期的中介作用產(chǎn)生了調(diào)節(jié)。亦或是人口老齡化與房?jī)r(jià)之間關(guān)系的正負(fù)方向變化受到市場(chǎng)存量的影響，且此影響通過(guò)市場(chǎng)預(yù)期起作用。

綜上，人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的影響還需要進(jìn)一步厘清預(yù)期和市場(chǎng)供需在其中究竟發(fā)揮怎樣的效應(yīng)，兩者又存在何種聯(lián)系。已有文獻(xiàn)側(cè)重確認(rèn)人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的因果關(guān)系，較少將市場(chǎng)預(yù)期心理及其供需狀況在其中可能存在的效應(yīng)納入考量，在解釋人口老齡化影響房?jī)r(jià)是促進(jìn)亦或抑制存在不足。面對(duì)日益嚴(yán)重的人口老齡化，本文分別以全國(guó)和31省市為對(duì)象，利用線性逐步回歸法，分別構(gòu)建中介調(diào)節(jié)模型、調(diào)節(jié)中介模型及混合模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期更好地從人口視角觀測(cè)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)動(dòng)向，深入理解人口老齡化的影響，對(duì)科學(xué)精準(zhǔn)地實(shí)施房地產(chǎn)調(diào)控提供有益借鑒。

1 模型設(shè)計(jì)

1.1 變量選取

因變量(Y)為商品房平均銷售價(jià)格。自變量(X)為人口老齡化，根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以老年人口撫養(yǎng)比衡量。

中介變量(M)是適應(yīng)性預(yù)期，以滯后一期房?jī)r(jià)表示。因?yàn)轭A(yù)期可分為以完全市場(chǎng)信息進(jìn)行預(yù)測(cè)的理性預(yù)期與基于前期房?jī)r(jià)變化預(yù)測(cè)的適應(yīng)性預(yù)期[9]。房地產(chǎn)市場(chǎng)并非完全信息市場(chǎng)，消費(fèi)者往往根據(jù)以前房?jī)r(jià)變化作出預(yù)判，主要表現(xiàn)為適應(yīng)性預(yù)期[10]。研究預(yù)期影響房?jī)r(jià)的文獻(xiàn)豐富，均比較認(rèn)同以滯后一期的房?jī)r(jià)替代對(duì)房市的適應(yīng)性預(yù)期[11]。

調(diào)節(jié)變量(W)是房地產(chǎn)供需，用房地產(chǎn)庫(kù)存代表，以房市反映有效供給的商品房竣工面積與代表房市實(shí)際需求的商品房銷售面積之比表示。其值越大，意味著房地產(chǎn)供應(yīng)量大于房地產(chǎn)需求量，房地產(chǎn)庫(kù)存越大[12]。

以上為本研究基礎(chǔ)模型涉及的主要變量，鑒于房地產(chǎn)市場(chǎng)存在明顯的地區(qū)差異，在進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行區(qū)域差異檢驗(yàn)時(shí)，再加入控制變量。控制變量(K)選用地區(qū)人均GDP、地方財(cái)政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比、每萬(wàn)人擁有公共交通量，分別控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展、政府干預(yù)程度、城市公共設(shè)施水平對(duì)地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)帶來(lái)的差異。這主要源于已有研究表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異是解釋我國(guó)房?jī)r(jià)上漲的關(guān)鍵因素[13]；地方政府對(duì)房市干預(yù)程度會(huì)極大地影響其發(fā)展，尤其對(duì)地方保障性住房市場(chǎng)的建設(shè)，借鑒季曉旭[14]選用地方財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量；城市基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格具有重要影響[15]，住房?jī)r(jià)格與公共基礎(chǔ)設(shè)施存在時(shí)間維度的均衡性和空間布局的相關(guān)性[16]，居民購(gòu)房往往會(huì)將其作為購(gòu)房考量的重要指標(biāo)。這里主要考慮交通設(shè)施情況，選用每萬(wàn)人擁有公共交通量。變量具體信息見表1。

表1 變量具體信息

1.2 模型構(gòu)建

為深入研究人口老齡化影響房?jī)r(jià)的過(guò)程，將中介變量適應(yīng)性預(yù)期和調(diào)節(jié)變量房地產(chǎn)庫(kù)存組合起來(lái)建模。如果有多個(gè)變量(超過(guò)3個(gè))存在于一個(gè)模型中，且同時(shí)混合中介變量與調(diào)節(jié)變量，因變量在模型的位置和作用不同會(huì)產(chǎn)生不同的模型，通常形成：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型、有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型和兩者的混合[17]。以下依次建模以待檢驗(yàn)。

1.2.1中介調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

根據(jù)Baron和Kenny的解釋[18]，當(dāng)調(diào)節(jié)變量與自變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)通過(guò)中介變量作用于因變量是有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)。即假設(shè)人口老齡化(X)作用于房?jī)r(jià)(Y)的效應(yīng)隨著房地產(chǎn)庫(kù)存(W)的變化而不同，且此影響需要通過(guò)適應(yīng)性預(yù)期(M)作用于房地產(chǎn)價(jià)格，此時(shí)房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)效應(yīng)需通過(guò)適應(yīng)性預(yù)期發(fā)揮中介作用。構(gòu)建有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型(如圖1)進(jìn)行檢驗(yàn)，其目的包括：一是探討人口老齡化與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系；二是考察房地產(chǎn)庫(kù)存對(duì)該關(guān)系是否存在增強(qiáng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)；三是檢驗(yàn)該調(diào)節(jié)效應(yīng)是否以適應(yīng)性預(yù)期來(lái)實(shí)現(xiàn)。

圖1 有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型示意圖

首先，就變量Y對(duì)X，W及交叉項(xiàng)(XW)建立回歸：

Y=c0+c1X+c2W+c3XW+e1

(1)

如果XW的系數(shù)顯著，表明W對(duì)Y與X關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。其次，做M對(duì)X，W和XW的回歸：

M=a0+a1X+a2W+a3XW+e2

(2)

檢驗(yàn)XW系數(shù)的顯著性。最后，做Y對(duì)X，M，W和XW的回歸：

(3)

1.2.2調(diào)節(jié)中介效應(yīng)模型

參考Edwards和Lambert的研究，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)是自變量通過(guò)中介變量對(duì)因變量產(chǎn)生影響，其中介效應(yīng)受到調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)[19]。即假設(shè)人口老齡化通過(guò)適應(yīng)性預(yù)期作用于房地產(chǎn)價(jià)格，其影響受到房地產(chǎn)庫(kù)存變化的調(diào)節(jié)。構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型(見圖2)，進(jìn)行檢驗(yàn)。其目的包括：一是探討適應(yīng)性預(yù)期在人口老齡化作用于房地產(chǎn)價(jià)格的過(guò)程中是否發(fā)揮中介效應(yīng)；二是考察中介作用是否受到調(diào)節(jié)，作用的強(qiáng)弱何時(shí)發(fā)生。

圖2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型示意圖

首先，Y對(duì)X和W回歸，檢驗(yàn)X系數(shù)顯著性。

Y=c0+cX+b2W+e1

(4)

其次，M對(duì)X回歸，觀察X系數(shù)a1的顯著性；

M=a0+a1X+e2

(5)

繼續(xù)就Y對(duì)X，M和W回歸，則有

(6)

如果M的系數(shù)顯著，則表明M的中介效應(yīng)顯著；最后，Y對(duì)X，M，W和交叉項(xiàng)(MW)回歸如下：

(7)

檢驗(yàn)MW的系數(shù)b3是否顯著。

1.2.3混合模型

混合模型則是可能同時(shí)包含有中介的調(diào)節(jié)變量和有調(diào)節(jié)的中介變量。即構(gòu)建混合模型(見圖3)，要研究人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的影響，其中XW→Y說(shuō)明W是Y與X關(guān)系的調(diào)節(jié)變量，XW→W→Y表明它通過(guò)W影響Y，這能體現(xiàn)W是具有中介的調(diào)節(jié)變量。而X→M→Y則顯示M是中介變量，MW→Y顯示W(wǎng)對(duì)Y與M關(guān)系存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，M是有調(diào)節(jié)的中介。檢驗(yàn)步驟：

首先，就Y對(duì)X，W和XW回歸

Y=c0+c1X+c2W+c3XW+e1

(8)

其次，做M對(duì)X，W和XW的回歸

M=a0+a1X+a2W+a3XW+e2

(9)

最后，做Y對(duì)X，M，W，XW和MW的回歸

(10)

圖3 混合模型示意圖

1.3 數(shù)據(jù)預(yù)處理

選取1997—2019年全國(guó)、2003—2019年31省市的相關(guān)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)。由于商品房平均銷售價(jià)格、人均GDP、每萬(wàn)人擁有公共交通量為絕對(duì)量，老年撫養(yǎng)比、房地產(chǎn)庫(kù)存、政府干預(yù)程度是相對(duì)量，為緩解異方差帶來(lái)的影響，對(duì)絕對(duì)量取對(duì)數(shù)。

2 實(shí)證分析

2.1 模型確立

為減少方程中可能存在的多重共線性問(wèn)題，對(duì)各變量進(jìn)行中心化處理，將原始值減去樣本均值，使中心化后的變量均值為0，并按照前述公式構(gòu)造方程，采用依次回歸法進(jìn)行模型判定，結(jié)果如表2。

表2 全國(guó)的效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

從構(gòu)建有調(diào)節(jié)的中介模型看，先要檢驗(yàn)中介效應(yīng)，然后檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)。觀察房?jī)r(jià)對(duì)人口老齡化和房地產(chǎn)庫(kù)存的回歸(模型4)，X系數(shù)c=11.750顯著；檢驗(yàn)適應(yīng)性預(yù)期對(duì)人口老齡化的回歸(模型5)，X系數(shù)a1=20.220亦顯著；再看房?jī)r(jià)對(duì)人口老齡化、房地產(chǎn)庫(kù)存、適應(yīng)性預(yù)期的回歸(模型6)，W系數(shù)b1=0.817仍顯著，至此說(shuō)明適應(yīng)性預(yù)期存在顯著的中介效應(yīng)。最后檢驗(yàn)房?jī)r(jià)對(duì)人口老齡化、房地產(chǎn)庫(kù)存、適應(yīng)性預(yù)期及交互項(xiàng)MW的回歸，MW系數(shù)b3=0.079卻不顯著。對(duì)比上述有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，在人口老齡化影響房?jī)r(jià)時(shí)，雖然適應(yīng)性預(yù)期仍發(fā)揮中介作用，但其中介效應(yīng)并未顯示受到房地產(chǎn)庫(kù)存的明顯調(diào)節(jié)。

綜上，有中介的調(diào)節(jié)模型和混合模型均通過(guò)了檢驗(yàn)，檢測(cè)到人口老齡化影響房?jī)r(jià)存在有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體表現(xiàn)為人口老齡化作用于適應(yīng)性預(yù)期會(huì)受到房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)(如圖4)。

圖4 中介調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用路徑示意圖

2.2 房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)效應(yīng)與適應(yīng)性預(yù)期的中介效應(yīng)

進(jìn)一步解釋混合模型中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，因?yàn)?/p>

M=0.132+26.520X+0.047W+

31.250XW+e2

(11)

Y=0.030+4.549X-0.360W+0.684M-

0.374MW+12.030XW+e3

(12)

將式(11)代入式(12)得:

Y=0.121-0.377W-0.175W2+

(22.689+30.967W-11.688W2)X

(13)

一般在有調(diào)節(jié)變量的模型中，因變量對(duì)自變量的回歸系數(shù)通常是含有調(diào)節(jié)變量的一般線性函數(shù)[21]，但式(13)表明：因變量對(duì)自變量的回歸系數(shù)卻是調(diào)節(jié)變量的二次凸函數(shù)，意味著房地產(chǎn)庫(kù)存在人口老齡化影響房?jī)r(jià)中具有二次調(diào)節(jié)。當(dāng)W=-0.598或W=3.247，X的系數(shù)為0；W=1.329時(shí)，X的系數(shù)為最大值43.200，即房地產(chǎn)庫(kù)存在-0.598與3.247之間，人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的影響均為正效應(yīng)，但隨著房地產(chǎn)庫(kù)存增加到1.325，其正向影響達(dá)到最大，隨后下降。當(dāng)房地產(chǎn)庫(kù)存超過(guò)3.247，則促使房?jī)r(jià)隨人口老齡化增長(zhǎng)呈下行壓力。1997—2019年，全國(guó)房地產(chǎn)庫(kù)存從最初的1.756逐步下降到0.551，處于房地產(chǎn)庫(kù)存發(fā)揮正效應(yīng)的區(qū)間值內(nèi)。雖然期間存在小幅波動(dòng)，1997—2001年呈現(xiàn)逐步遞增的正效應(yīng)，但從2002年開始，其正效應(yīng)逐漸減小，截止2019年，在房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)下，人口老齡化仍保持對(duì)房?jī)r(jià)的正向影響，這解釋了即使當(dāng)前我國(guó)人口老齡化逐步加快，但對(duì)房?jī)r(jià)的抑制作用并不明顯。

2.3 地區(qū)差異

考慮到房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分，將全國(guó)31個(gè)省份劃分為東部、中部、西部與東北地區(qū)四大區(qū)域，加入地區(qū)控制變量，繼續(xù)進(jìn)行人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)影響效應(yīng)檢驗(yàn)的差異性分析。受篇幅限制，鑒于有中介的調(diào)節(jié)模型與有調(diào)節(jié)的中介模型的區(qū)別，前者重點(diǎn)關(guān)注自變量與因變量關(guān)系的方向和強(qiáng)弱受到的影響，后者主要考量自變量對(duì)因變量的作用機(jī)制。本研究擬探討的問(wèn)題之一在于厘清人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)影響方向變化的緣由，且上述全國(guó)樣本檢驗(yàn)表明存在有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)，故此處僅按有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型依次進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表3 分地區(qū)的中介調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示：西部地區(qū)與全國(guó)樣本一樣，通過(guò)了有中介的調(diào)節(jié)模型檢驗(yàn)，表明人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的效應(yīng)受到房地產(chǎn)庫(kù)存的影響，其調(diào)節(jié)效應(yīng)部分通過(guò)中介變量適應(yīng)性預(yù)期發(fā)揮作用。東北地區(qū)，房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，而適應(yīng)性預(yù)期在其中的作用相對(duì)不足，反映庫(kù)存是影響當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)的重要因素。東部地區(qū)，房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)效應(yīng)不明顯，但適應(yīng)性預(yù)期的中介效應(yīng)仍與其他地區(qū)一樣顯著，表明適應(yīng)性預(yù)期對(duì)當(dāng)?shù)胤績(jī)r(jià)具有重要影響。中部地區(qū)，房地產(chǎn)庫(kù)存亦不存在明顯的調(diào)節(jié)作用，但在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)中，其適應(yīng)性預(yù)期的中介作用比東部地區(qū)更顯著，說(shuō)明適應(yīng)性預(yù)期在當(dāng)?shù)厝丝诶淆g化對(duì)房?jī)r(jià)的效應(yīng)中發(fā)揮了更大作用。值得注意的是，在有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中，雖然目前各地區(qū)人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的影響均呈現(xiàn)正向作用，但部分地區(qū)的人口老齡化與庫(kù)存的交叉項(xiàng)開始轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)號(hào)(見模型4-5，模型7-8與模型12)，可能的解釋是：中部和西部地區(qū)的適應(yīng)性預(yù)期開始在人口老齡化抑制房?jī)r(jià)中發(fā)揮其中介效應(yīng)作用，而東北地區(qū)則主要是房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)效應(yīng)產(chǎn)生了影響。

3 結(jié)論

從全國(guó)看，人口老齡化影響房?jī)r(jià)存在有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)，房地產(chǎn)庫(kù)存在人口老齡化作用于適應(yīng)性預(yù)期時(shí)產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，而適應(yīng)性預(yù)期只發(fā)揮了部分中介作用。房?jī)r(jià)對(duì)人口老齡化的回歸系數(shù)是房地產(chǎn)庫(kù)存的二次凸函數(shù)。人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)表現(xiàn)為積極的促進(jìn)作用，主要是當(dāng)前房地產(chǎn)庫(kù)存正處于發(fā)揮正效應(yīng)的區(qū)間值內(nèi)，但大于3.247后，將促使人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的影響轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng)。因此，不要樂(lè)觀地認(rèn)為人口老齡化會(huì)自動(dòng)平抑房地產(chǎn)價(jià)格，面對(duì)人口老齡化程度的加深，當(dāng)其作用于預(yù)期時(shí)，可以考慮合理利用房地產(chǎn)庫(kù)存的二次調(diào)節(jié)，將房地產(chǎn)供需控制在一定范圍內(nèi)，從而延緩人口老齡化對(duì)房?jī)r(jià)的負(fù)面影響。

從地區(qū)看，房地產(chǎn)庫(kù)存和適應(yīng)性預(yù)期在人口老齡化影響房?jī)r(jià)中具有區(qū)域異質(zhì)性。西部地區(qū)與全國(guó)一樣，呈現(xiàn)有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)。東北地區(qū)，房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。而東部與中部地區(qū)，適應(yīng)性預(yù)期的中介效應(yīng)更明顯，且中部地區(qū)的適應(yīng)性預(yù)期在當(dāng)?shù)厝丝诶淆g化對(duì)房?jī)r(jià)的效應(yīng)中發(fā)揮了比東部更大的作用。中部、西部與東北地區(qū)，人口老齡化在房地產(chǎn)庫(kù)存的調(diào)節(jié)效應(yīng)與適應(yīng)性預(yù)期的中介作用下開始出現(xiàn)抑制房?jī)r(jià)的趨勢(shì)。因此，面對(duì)日益加深的人口老齡化程度，各地房地產(chǎn)調(diào)控應(yīng)差異化對(duì)待，減少其對(duì)地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)的負(fù)面影響。東北地區(qū)尤其要注重平穩(wěn)有效的去庫(kù)存，將保持合理的房地產(chǎn)供需作為調(diào)控的主要環(huán)節(jié)；西部地區(qū)，需要將引導(dǎo)市場(chǎng)預(yù)期與保持合理的市場(chǎng)供需相結(jié)合；而東部與中部地區(qū)，則更需注重市場(chǎng)預(yù)期的作用，尤其需要穩(wěn)預(yù)期，保持市場(chǎng)平穩(wěn)。