養(yǎng)老觀念、房產(chǎn)態(tài)度與住房反向抵押貸款參與意愿

孫瑞婷 熊學(xué)萍

摘? ?要：住房反向抵押養(yǎng)老產(chǎn)品是老年人將房屋抵押從而獲得現(xiàn)金流的一種養(yǎng)老方式。本文以住房反向抵押貸款為例，運(yùn)用武漢市的747個(gè)調(diào)查樣本，實(shí)證分析了養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿的影響，并運(yùn)用ISM分析了影響因素的層次結(jié)構(gòu)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：“養(yǎng)兒防老”觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿有顯著的負(fù)向影響，“養(yǎng)兒防老”觀念加重了房產(chǎn)態(tài)度對(duì)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(yǎng)老觀念對(duì)各組居民的參與意愿都有顯著的負(fù)向影響；對(duì)女性、年齡較低、健康狀況較差、家庭人數(shù)較多和收入較低的部分居民來(lái)說(shuō)，房產(chǎn)態(tài)度對(duì)參與意愿有顯著的負(fù)向影響。ISM分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度是住房反向抵押貸款參與意愿的直接影響因素，而風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、政策了解、金融能力和房產(chǎn)數(shù)量是間接影響因素。本文的政策指向是：政府應(yīng)增強(qiáng)住房反向抵押養(yǎng)老產(chǎn)品的宣傳力度，加強(qiáng)居民的養(yǎng)老金融教育，以改變居民傳統(tǒng)的養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度，鼓勵(lì)居民積極參與住房反向抵押貸款或保險(xiǎn)，緩解居民的養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)壓力。

關(guān)鍵詞：“養(yǎng)兒防老”觀念；房產(chǎn)態(tài)度；以房養(yǎng)老；有序Probit模型；ISM

中圖分類(lèi)號(hào)：F832.48? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：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(guó)21世紀(jì)的基本國(guó)情。民政部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，截至2021年底，全國(guó)60歲及以上老年人口達(dá)2.67億人，占總?cè)丝诘?8.9%，根據(jù)聯(lián)合國(guó)的預(yù)測(cè)，到2040年這一比例將上升到28%左右①。為了積極應(yīng)對(duì)人口老齡化、減輕居民養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)壓力，2006 年以來(lái)，國(guó)家各部門(mén)密集出臺(tái)了鼓勵(lì)居民個(gè)人進(jìn)行養(yǎng)老資產(chǎn)儲(chǔ)備的政策。2016年3月，十二屆全國(guó)人大四次會(huì)議表決通過(guò)了《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃綱要》，提出完善統(tǒng)賬結(jié)合的城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，構(gòu)建包括職業(yè)年金、企業(yè)年金和商業(yè)保險(xiǎn)的多層次養(yǎng)老保險(xiǎn)體系。2019 年，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)《國(guó)家積極應(yīng)對(duì)人口老齡化中長(zhǎng)期規(guī)劃》，鼓勵(lì)家庭和個(gè)人建立養(yǎng)老財(cái)富儲(chǔ)備。2022年，國(guó)務(wù)院發(fā)布《“十四五”國(guó)家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老服務(wù)體系規(guī)劃》，強(qiáng)調(diào)要促進(jìn)和規(guī)范發(fā)展第三支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)。發(fā)展第三支柱養(yǎng)老體系，增加個(gè)人多元化養(yǎng)老儲(chǔ)備已成為緩解養(yǎng)老壓力的必然選擇。

目前，住房反向抵押養(yǎng)老產(chǎn)品主要有反向抵押貸款和反向抵押保險(xiǎn)。住房反向抵押貸款，指有房屋產(chǎn)權(quán)的老年人將產(chǎn)權(quán)抵押給金融機(jī)構(gòu)，金融機(jī)構(gòu)按月或按年向借款人支付現(xiàn)金，以供居民進(jìn)行養(yǎng)老。這是老齡化先行國(guó)家緩解養(yǎng)老壓力的一項(xiàng)制度創(chuàng)新，屬于第三支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)的范疇。該制度最早起源于荷蘭，在日本、美國(guó)等國(guó)家較為普遍，其中，日本早在1981年就實(shí)行了住房反向抵押貸款養(yǎng)老模式，美國(guó)是住房反向抵押貸款養(yǎng)老模式發(fā)展最為完善的國(guó)家之一，該政策使得美國(guó)貧困率降低4%（李鵬飛，2005）[1]。我國(guó)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(guī)定60歲以上的南京市民可以抵押房產(chǎn)并入住公寓，獲得終身養(yǎng)老保障。2006年，“以房養(yǎng)老”議題在全國(guó)兩會(huì)上提出，各級(jí)政府開(kāi)始關(guān)注住房反向抵押貸款對(duì)于解決養(yǎng)老問(wèn)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(tuán)體試行住房反向抵押貸款業(yè)務(wù)。2014年，原保監(jiān)會(huì)發(fā)布《關(guān)于開(kāi)展老年人住房反向抵押養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》，鼓勵(lì)擁有房屋產(chǎn)權(quán)的老年人參與住房反向抵押養(yǎng)老保險(xiǎn)業(yè)務(wù)。2014年7月1日起，北京、上海、廣州及武漢作為第一批城市進(jìn)行試點(diǎn)。2016年7月，原保監(jiān)會(huì)提出擴(kuò)大試點(diǎn)范圍。2018年，住房反向抵押養(yǎng)老保險(xiǎn)業(yè)務(wù)擴(kuò)展至全國(guó)。

中國(guó)人民銀行調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，截至2019年10月，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住房自有率高達(dá)96%②，高于發(fā)達(dá)國(guó)家，這為住房反向抵押養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施與推廣提供了條件。但試點(diǎn)以來(lái)居民參與意愿并不強(qiáng)烈。雖有多家公司獲得了開(kāi)展住房反向抵押養(yǎng)老保險(xiǎn)業(yè)務(wù)的資格，但只有幸福人壽一家實(shí)際開(kāi)展了該業(yè)務(wù)，截至2019年4月，幸福人壽推出的“以房養(yǎng)老”保險(xiǎn)產(chǎn)品累計(jì)承保僅194單。2010年中國(guó)城鄉(xiāng)老年人口狀況追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)城鎮(zhèn)老年人“以房養(yǎng)老”意愿率僅為4.53%；中青輿情監(jiān)測(cè)室2014年的抽樣調(diào)查顯示，63.2%的網(wǎng)民認(rèn)為，“以房養(yǎng)老”還不太適用于中國(guó)③。殷俊和覃延長(zhǎng)（2016）[2]、熊景維等（2017）[3]調(diào)查發(fā)現(xiàn)，南寧、武漢分別僅有14.3%、18%的老人對(duì)“以房養(yǎng)老”持開(kāi)放態(tài)度。瞿小敏（2017）[4]基于上海市老年人口狀況與意愿調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，雖然只有21.5%的老年人表示不知道“以房養(yǎng)老”，但愿意接受的老年人僅占31.4%。

被寄予厚望的“以房養(yǎng)老”為何難以普及和推廣？除了個(gè)人、家庭特征及產(chǎn)品等方面的因素外，這與居民的養(yǎng)老觀念和對(duì)待房產(chǎn)的態(tài)度密不可分。我國(guó)獨(dú)立養(yǎng)老的觀念逐漸形成（朱海龍和歐陽(yáng)盼，2015）[5]，“養(yǎng)兒防老”的觀念正逐步淡化（紀(jì)競(jìng)垚，2016）[6]，年齡越小的居民越不同意“養(yǎng)兒防老”的觀念（張航空，2013）[7]，青年人贊同“養(yǎng)兒防老”觀念的比例比老年人低19.6%（曹鑫，2018）[8]。獨(dú)生子女家庭的增多使得傳統(tǒng)的子女養(yǎng)老模式的客觀基礎(chǔ)不復(fù)存在，人們不得不轉(zhuǎn)變養(yǎng)老觀念，開(kāi)始依賴(lài)自我養(yǎng)老（風(fēng)笑天，2006）[9]。韋克難和許傳新（2011）[10]也發(fā)現(xiàn)人們的家庭養(yǎng)老觀念正在弱化，原因在于人口流動(dòng)日益頻繁以及城市化進(jìn)程的加快。同時(shí)，傳統(tǒng)孝道的弱化、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的大力推行和西方社會(huì)化養(yǎng)老理念的輸入，也使得傳統(tǒng)的依靠子代養(yǎng)老的觀念式微（趙強(qiáng)社，2016；常亮，2016）[11，12]。此外，居民對(duì)房屋等不動(dòng)產(chǎn)的持有態(tài)度也逐漸變得“灑脫”。那么，不同的養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)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(yǎng)老保險(xiǎn)業(yè)務(wù)的第一批試點(diǎn)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(diào)查數(shù)據(jù)，從“養(yǎng)兒防老”觀念和房產(chǎn)態(tài)度的視角出發(fā)，考察“以房養(yǎng)老”參與意愿的影響因素，并運(yùn)用ISM模型進(jìn)一步揭示了各影響因素的層次結(jié)構(gòu)，研究結(jié)論對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老相關(guān)政策和產(chǎn)品設(shè)計(jì)以及養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)壓力的緩解都有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)

養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度可以看作是一種價(jià)值取向和文化。關(guān)于價(jià)值觀對(duì)經(jīng)濟(jì)行為的影響可以追溯到Weber（1978）[13]的觀點(diǎn)，他指出經(jīng)濟(jì)行動(dòng)本質(zhì)上是社會(huì)行動(dòng)，會(huì)不可避免地受到文化價(jià)值觀的影響。文化通過(guò)社會(huì)化將共同的價(jià)值觀內(nèi)化為行動(dòng)指向（Derné，1994）[14]。Gutman（1982）[15]提出了目的鏈理論，他指出價(jià)值觀會(huì)影響個(gè)人對(duì)某一產(chǎn)品的判斷，進(jìn)而影響對(duì)該產(chǎn)品的消費(fèi)行為，該理論突出了價(jià)值觀的消費(fèi)導(dǎo)向作用。金盛華（2005）[16]的自我價(jià)值定向理論也闡述了類(lèi)似觀點(diǎn)，該理論強(qiáng)調(diào)了自我價(jià)值體系對(duì)行為的定向作用。此外，新社會(huì)分析理論進(jìn)一步認(rèn)為，價(jià)值觀是人格的一個(gè)領(lǐng)域，物質(zhì)與價(jià)值觀共同作用于行為，其中價(jià)值觀直接影響行為（陳瑩和鄭涌，2010）[17]。養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度是一種廣義上的價(jià)值取向，而行為是意愿的外化表現(xiàn)形式。因此，本文認(rèn)為養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿會(huì)有顯著的影響。

自我養(yǎng)老觀念的形成同時(shí)也就意味著“人們正在發(fā)現(xiàn)各類(lèi)保險(xiǎn)與金融品種是更可靠的養(yǎng)老和保障未來(lái)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(chǎn)權(quán)抵押出去以獲取老年生活所需資金的一種新型養(yǎng)老金融產(chǎn)品。但該產(chǎn)品在中國(guó)并沒(méi)有得到廣泛的普及和接受，是因?yàn)橹袊?guó)人注重家庭、血緣關(guān)系，兒女把贍養(yǎng)父母看作應(yīng)盡的責(zé)任（馬德功和李靚，2014）[19]，自古以來(lái)就有的“養(yǎng)兒防老”觀念阻礙了住房反向抵押貸款在我國(guó)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(guó)特有的傳統(tǒng)思想與“以房養(yǎng)老”有一定的差異，養(yǎng)老觀念落后使得“以房養(yǎng)老”的開(kāi)展受到一定的阻礙，不能被廣大群眾接受和認(rèn)可。張冉和范子文（2009）[23]、羅莉等（2012）[24]分別基于對(duì)北京市和武漢市的問(wèn)卷調(diào)查，發(fā)現(xiàn)社會(huì)傳統(tǒng)習(xí)慣和觀念是影響住房反向抵押貸款需求的重要因素?？孔约吼B(yǎng)老的老年人更愿意接受住房反向抵押貸款（張琪等，2015）[25]。養(yǎng)老觀念的限制，使得這種養(yǎng)老方式明顯更適用于孤寡失獨(dú)老人，因此，它的開(kāi)展也勢(shì)必遭遇很大的阻力（馬樹(shù)娟，2018）[26]。根據(jù)上述分析，提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1：養(yǎng)老觀念對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿有顯著的影響，越贊同“養(yǎng)兒防老”觀念，參與意愿越低。

老年人對(duì)待房產(chǎn)的態(tài)度如何，直接關(guān)系到推行“以房養(yǎng)老”的可能性（陳友華和施旖旎，2016）[27]，持有不同房產(chǎn)態(tài)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(yùn)，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(duì)房產(chǎn)的傳統(tǒng)情結(jié)和不舍（張仁楓，2015）[29]。老人將房產(chǎn)看作是晚年生活的依靠，希望保證對(duì)房產(chǎn)的持續(xù)所有權(quán)，因此，發(fā)展“以房養(yǎng)老”必須扭轉(zhuǎn)人們的這一傳統(tǒng)價(jià)值觀（陳秉正等，2015）[21]。中青輿情監(jiān)測(cè)室的抽樣調(diào)查發(fā)現(xiàn)，“以房養(yǎng)老”關(guān)系到房產(chǎn)繼承問(wèn)題，這是中國(guó)老百姓對(duì)此產(chǎn)生抵觸心理的一大原因，其中有39.7%的網(wǎng)民考慮到了這一點(diǎn)③。高夢(mèng)溪（2016）[30]也指出，出于老年人希望持有固定資產(chǎn)的安全感以及將房產(chǎn)留給下一代的傳統(tǒng)觀點(diǎn)，“以房養(yǎng)老”幾乎無(wú)人問(wèn)津。Leviton（2001）[31]對(duì)美國(guó)房主進(jìn)行訪(fǎng)談，發(fā)現(xiàn)反向抵押貸款是很實(shí)用的一種金融工具，但其實(shí)際使用卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于預(yù)期，這主要是因?yàn)樗c房主想要將房產(chǎn)留給子女的愿望產(chǎn)生了直接沖突。Chou等（2006）[32]通過(guò)對(duì)中國(guó)香港的中年男性進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，反向抵押貸款并不符合中國(guó)的一些傳統(tǒng)價(jià)值觀，他們更愿意把自己的房產(chǎn)傳給下一代，因而對(duì)這一計(jì)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(rèn)為把房產(chǎn)傳遞給下一代是理所應(yīng)當(dāng)?shù)?，因此，“以房養(yǎng)老”的試行效果并不理想。Mayer和Simons（2010）[33]、Nakajima和 Telyukova（2017）[34]基于美國(guó)的數(shù)據(jù)，證明了財(cái)產(chǎn)遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)對(duì)反向抵押貸款需求的負(fù)向影響，即房產(chǎn)遺贈(zèng)愿望越強(qiáng)烈，越不愿意參加住房反向抵押貸款。根據(jù)上述分析，提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)2：房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿有顯著的影響，越重視房屋產(chǎn)權(quán)，參與意愿越低。

養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿會(huì)有顯著的影響，二者也有可能通過(guò)共同作用實(shí)現(xiàn)對(duì)參與意愿的驅(qū)動(dòng)，即存在交互作用。贊成“養(yǎng)兒防老”觀念的居民往往資產(chǎn)的遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)也較強(qiáng)，即更愿意將房產(chǎn)留給子女，不愿意消費(fèi)，以便未來(lái)依靠子女養(yǎng)老，因而會(huì)增加房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿的負(fù)向影響。基于以上分析，提出假說(shuō)3：

假說(shuō)3：養(yǎng)老觀念與房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿有顯著的交互作用，即“養(yǎng)兒防老”觀念會(huì)加重房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押養(yǎng)老參與意愿的負(fù)向影響。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量定義

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于對(duì)武漢市七個(gè)中心主城區(qū)（武昌區(qū)、洪山區(qū)、江漢區(qū)、江岸區(qū)、青山區(qū)、漢陽(yáng)區(qū)、硚口區(qū)）的問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查對(duì)象為具有武漢市城鎮(zhèn)戶(hù)籍的40～60歲居民，調(diào)查采用分層抽樣的方法，在7個(gè)主城區(qū)各抽取4個(gè)街道或小區(qū)，每個(gè)主城區(qū)投放問(wèn)卷120份，共發(fā)放問(wèn)卷840份。收回問(wèn)卷789份，去除關(guān)鍵變量缺失、邏輯嚴(yán)重不符等無(wú)效問(wèn)卷后，最后得到有效問(wèn)卷747份，有效回收率88.9%。樣本的基本情況見(jiàn)表1。從年齡來(lái)看，受訪(fǎng)者的年齡主要集中在40歲到50歲之間，合計(jì)約70%；從健康狀況來(lái)看，受訪(fǎng)者的健康狀況普遍較好，只有約5.6%的居民評(píng)價(jià)自己的健康狀況為不健康；從教育程度來(lái)看，大學(xué)及以上學(xué)歷的受訪(fǎng)者占比近60%；從性別來(lái)看，男性和女性大致各占一半；從婚姻狀況來(lái)看，由于受訪(fǎng)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(tài)；從家庭人數(shù)來(lái)看，受訪(fǎng)者所在家庭多為3人小家庭模式；從家庭收入來(lái)看，受訪(fǎng)者的收入普遍較低，家庭年收入低于10萬(wàn)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(duì)參與意愿的測(cè)量，本文根據(jù)被調(diào)查者對(duì)“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(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度。大部分學(xué)者使用對(duì)“養(yǎng)兒防老”觀念的態(tài)度衡量養(yǎng)老觀念，本文借鑒這一測(cè)量指標(biāo)，根據(jù)居民對(duì)“養(yǎng)兒防老”觀念的認(rèn)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(yùn)（2014）[28]用是否愿意把房產(chǎn)留給子女來(lái)測(cè)量房產(chǎn)態(tài)度，陳秉正等（2015）[21]用老人是否愿意在未來(lái)放棄房屋產(chǎn)權(quán)來(lái)測(cè)量其房產(chǎn)態(tài)度。本文借鑒陳秉正等（2015）[21]的做法，設(shè)計(jì)問(wèn)題“房屋產(chǎn)權(quán)給自己帶來(lái)安全感，不到萬(wàn)不得已不會(huì)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(gè)人層面和家庭層面的影響因素。其中，個(gè)人層面因素包括年齡、性別、健康狀況、婚姻狀態(tài)、教育程度、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、政策了解程度、工作單位性質(zhì)和金融能力；家庭層面的因素則包括家庭收入、子女?dāng)?shù)量、居住狀態(tài)、家庭關(guān)系、家庭人數(shù)和房產(chǎn)數(shù)量。

具體變量定義及描述見(jiàn)表2。

（三）計(jì)量模型

根據(jù)研究假設(shè)與上文的變量定義，本文構(gòu)建如下實(shí)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(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度，[X]為個(gè)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(jìn)行估計(jì)。

若系數(shù)[β]為負(fù)且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明假說(shuō)1得到了驗(yàn)證。若系數(shù)[γ]為負(fù)且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明假說(shuō)2得到了驗(yàn)證。如果養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度各自獨(dú)立地影響住房反向抵押貸款的參與意愿，則預(yù)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(yǎng)兒防老”觀念會(huì)加重房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿的負(fù)向影響，則[λ]為負(fù)，說(shuō)明假說(shuō)3得到了驗(yàn)證。

四、實(shí)證分析

（一）養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)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(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押參與意愿的影響結(jié)果。表中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)，而不是邊際效應(yīng)。列（1）結(jié)果顯示，越贊同“養(yǎng)兒防老”觀念，越不愿意參加住房反向抵押；列（2）結(jié)果顯示，越重視房產(chǎn)所有權(quán)，越不愿意參加住房反向抵押。假設(shè)1和假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

在模型中同時(shí)包含養(yǎng)老觀念、房產(chǎn)態(tài)度及兩者的交互項(xiàng)，利用方程（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3的列（3）。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，即“養(yǎng)兒防老”觀念會(huì)加重房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押參與意愿的不利影響，假設(shè)3得到驗(yàn)證。此外，關(guān)于控制變量的影響，可以看出：越偏好風(fēng)險(xiǎn)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(yǎng)老金融產(chǎn)品，具有一定的風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)厭惡型居民對(duì)其望而卻步；對(duì)住房反向抵押政策了解程度越高，金融能力越強(qiáng)，越愿意參與住房反向抵押，主要是因?yàn)閷?duì)政策了解越多，利用金融產(chǎn)品的能力越強(qiáng)，越能理解住房反向抵押貸款產(chǎn)品的運(yùn)作模式，越愿意參與住房反向抵押貸款。值得注意的是，房產(chǎn)數(shù)量對(duì)參與意愿有顯著的負(fù)向影響，即房產(chǎn)數(shù)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(guó)，房產(chǎn)數(shù)量多的居民可能更偏好采用收取房屋租金的方式來(lái)養(yǎng)老，而不愿意參與住房反向抵押貸款。

（二）養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)不同人群住房反向抵押貸款參與意愿的影響

通過(guò)上述分析發(fā)現(xiàn)，“養(yǎng)兒防老”觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款意愿都有顯著的負(fù)向影響。但對(duì)不同人群的影響差異有待進(jìn)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(tài)、家庭人數(shù)及收入的中位數(shù)水平分為高低兩組，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)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(yǎng)老觀念對(duì)各組居民的住房反向抵押貸款意愿都有顯著的負(fù)向影響，可能的原因是健康狀況較差的居民預(yù)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(jìn)行養(yǎng)老儲(chǔ)備，不用依靠房子進(jìn)行養(yǎng)老。房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿的影響差異性比較明顯：對(duì)女性、年齡較低、健康狀況較差、家庭人數(shù)較多和收入較低的居民來(lái)說(shuō)，房產(chǎn)態(tài)度都有顯著的負(fù)向影響；而對(duì)男性、年齡較高、健康狀況較好、家庭人數(shù)較少和家庭收入較高的居民來(lái)說(shuō)，其住房反向抵押貸款參與意愿并不會(huì)受到房產(chǎn)態(tài)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(duì)未來(lái)財(cái)務(wù)狀況有更大的信心，不會(huì)因房屋產(chǎn)權(quán)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(duì)住房反向抵押貸款的了解較少，金融能力較低，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度較高，對(duì)住房反向抵押貸款有更強(qiáng)的排斥意識(shí)；家庭人數(shù)較多的個(gè)體，更愿意將房產(chǎn)遺贈(zèng)給家人，對(duì)房產(chǎn)持有更保守的態(tài)度，參與意愿較低。。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，變量不同的賦值方式會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響。針對(duì)居民的參與意愿的五個(gè)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(jìn)行回歸（見(jiàn)表5）。由表5可知，養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度及其交互項(xiàng)對(duì)參與意愿仍有顯著的影響，且影響方向不變，說(shuō)明前文結(jié)果具有穩(wěn)健性。

其次，不同于本文將養(yǎng)老觀念界定為“養(yǎng)兒防老”，部分學(xué)者在研究中將養(yǎng)老觀念定義為自我養(yǎng)老。因此，本文根據(jù)問(wèn)卷中的另外兩個(gè)問(wèn)題“健康老人應(yīng)該獨(dú)立生活，不依靠子女”“子女不贍養(yǎng)父母是可以理解的”，設(shè)計(jì)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(jì)算對(duì)兩個(gè)問(wèn)題回答的平均值，來(lái)測(cè)量自我養(yǎng)老觀（concept1），進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6的列（1）和列（2）所示。結(jié)果顯示，用“自我養(yǎng)老觀”測(cè)量的養(yǎng)老觀念的系數(shù)為正，即越贊同依靠自己養(yǎng)老，越愿意參加住房反向抵押貸款，上文結(jié)果顯示越贊同“養(yǎng)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(shí)了假說(shuō)1。養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度的交互項(xiàng)對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿的影響結(jié)果顯示，交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，可見(jiàn)自我養(yǎng)老觀念有效地緩解了房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿的負(fù)向影響，與上文“養(yǎng)兒防老”觀念加重了房產(chǎn)態(tài)度對(duì)參與意愿的負(fù)向影響的結(jié)論一致，即結(jié)果具有穩(wěn)健性。

最后，同時(shí)更換養(yǎng)老觀念和參與意愿的測(cè)量方式，進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6的列（3）和列（4）所示。結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

（四）擴(kuò)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(jié)構(gòu)

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(lái)運(yùn)用ISM（解釋結(jié)構(gòu)模型）予以厘清。ISM技術(shù)是美國(guó)沃菲爾德教授于1973年提出的分析復(fù)雜的社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)結(jié)構(gòu)的一種方法。其基本思想是：提取問(wèn)題的構(gòu)成要素，利用有向圖、矩陣等工具和計(jì)算機(jī)技術(shù)，對(duì)要素及其相互關(guān)系等信息進(jìn)行處理，明確問(wèn)題的層次和整體結(jié)構(gòu)。

根據(jù)前文結(jié)論，影響住房反向抵押貸款參與意愿（S0）的因素有養(yǎng)老觀念（S1）、房產(chǎn)態(tài)度（S2）、住房反向抵押貸款政策了解程度（S3）、金融能力（S4）、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度（S5）和房產(chǎn)數(shù)量（S6）。在詳細(xì)閱讀關(guān)于住房反向抵押貸款的文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，對(duì)住房反向抵押貸款了解程度（S3）越深，對(duì)房屋產(chǎn)權(quán)的重視程度（S2）會(huì)降低，會(huì)更傾向自己養(yǎng)老，反對(duì)“養(yǎng)兒防老”觀念（S1），且在了解的過(guò)程中，學(xué)習(xí)到很多金融知識(shí)，金融能力（S4）和風(fēng)險(xiǎn)偏好程度（S5）得到提高，反過(guò)來(lái)，金融能力（S4）的提高又有助于居民對(duì)政策的了解；金融能力（S4）的提高有助于居民對(duì)金融產(chǎn)品的理解，提高居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好（S5），反過(guò)來(lái)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度的加深又會(huì)使得居民的投資經(jīng)驗(yàn)更豐富，在實(shí)踐中提高自己的金融能力；此外，房產(chǎn)數(shù)量（S6）越多的居民越不重視房屋產(chǎn)權(quán)（S2），且因資產(chǎn)更多，投資時(shí)更具有冒險(xiǎn)意識(shí)，風(fēng)險(xiǎn)偏好（S5）程度越強(qiáng)。根據(jù)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(guān)系。其中，“V”代表行要素Si對(duì)列要素Sj有影響，“A”代表列要素Sj對(duì)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(jù)圖1，用7×7的方形矩陣來(lái)表達(dá)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(guān)系，即形成涵蓋任何兩個(gè)要素關(guān)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(guān)系。其中：

[aij=1，表示Fi對(duì)Fj存在直接影響0，表示Fi對(duì)Fj不存在直接影響]

根據(jù)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(dá)矩陣表示系統(tǒng)要素之間任意傳遞性二元關(guān)系。運(yùn)用布爾代數(shù)運(yùn)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(jìn)行矩陣的冪運(yùn)算，可得對(duì)應(yīng)的7×7可達(dá)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(shù)，經(jīng)計(jì)算得到可達(dá)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(jí)，確定方法如下：

[Li=SiPSiQSi=PSi;i=0，1，2，…，6]? （3）

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

確定各層級(jí)因素見(jiàn)表7。由第一層級(jí)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(jí)要素，即刪除[S0]對(duì)應(yīng)的行和列，建立新的可達(dá)矩陣。根據(jù)式（3），確定第二層因素，[L2=[S1，S2]]。以此類(lèi)推，確定第三級(jí)因素[L3=[S3，S4，S5]]、第四層級(jí)因素[L4=[S6]]。因此，各因素間的關(guān)聯(lián)與層級(jí)結(jié)構(gòu)見(jiàn)圖2。

由圖2可知，養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度是表層直接影響因素，政策了解、金融能力和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度為中間層間接影響因素，而房產(chǎn)數(shù)量則為深層根源因素。從表層因素來(lái)看，越反對(duì)“養(yǎng)兒防老”觀念的居民，參與意愿越強(qiáng)；越重視房產(chǎn)所有權(quán)，越不愿意參加住房反向抵押貸款。從中層間接影響因素來(lái)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(yōu)點(diǎn)，知曉其能很大程度減輕養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)壓力，會(huì)對(duì)房產(chǎn)持更開(kāi)放的態(tài)度，且也更愿意自己養(yǎng)老，不給子女增加負(fù)擔(dān)，因而參與意愿更強(qiáng)；金融能力越強(qiáng)的居民能更清楚住房反向抵押貸款的規(guī)章條例以及以房養(yǎng)老的利弊，會(huì)持更開(kāi)放的養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度，參與意愿更強(qiáng)；風(fēng)險(xiǎn)偏好程度更高的居民，更具有冒險(xiǎn)意識(shí)，不在乎房產(chǎn)所有權(quán)，且更多依靠自己，因此，參與住房反向抵押貸款的意愿更強(qiáng)。從深層間接影響因素來(lái)看，結(jié)合上文實(shí)證分析結(jié)果，房產(chǎn)數(shù)量通過(guò)政策了解、金融能力和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿有反向影響?？赡茉蚴沁^(guò)去幾十年房產(chǎn)紅利較高，我國(guó)居民大多認(rèn)為房產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較低，更愿意將資金投資于房產(chǎn)，可能更偏好采用收取房屋租金的方式來(lái)養(yǎng)老。因此，部分房產(chǎn)數(shù)量較多的居民風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度較高，對(duì)金融市場(chǎng)了解較少，金融能力也不強(qiáng)，不愿意參加住房反向抵押貸款。

分析發(fā)現(xiàn)，在眾多影響居民住房反向抵押貸款參與意愿的因素中，養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度是直接因素，其他影響因素均要通過(guò)它們才能對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿產(chǎn)生影響。因此，改善居民的傳統(tǒng)觀念和態(tài)度對(duì)推廣住房反向抵押貸款具有至關(guān)重要的作用。

五、結(jié)論與啟示

基于武漢市7個(gè)主城區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文實(shí)證研究了養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿的影響。實(shí)證研究結(jié)果表明：越不贊成“養(yǎng)兒防老”觀念，住房反向抵押貸款參與意愿越強(qiáng)烈；越重視房產(chǎn)所有權(quán)，參與意愿越弱；養(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度在對(duì)參與意愿的影響中起到交互作用，即“養(yǎng)兒防老”觀念越強(qiáng)，房產(chǎn)態(tài)度對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿的負(fù)向影響越大；此外，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、住房反向抵押貸款政策了解程度、金融能力和房產(chǎn)數(shù)量對(duì)參與意愿也有顯著影響。分組回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：除了健康狀況較差和家庭收入較高的組外，養(yǎng)老觀念對(duì)各組居民的住房反向抵押貸款意愿都有顯著的負(fù)向影響；對(duì)女性、年齡較低、健康狀況較差、家庭人數(shù)較多和收入較低的居民來(lái)說(shuō)，房產(chǎn)態(tài)度都有顯著的負(fù)向影響。ISM分析結(jié)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(yǎng)老觀念和房產(chǎn)態(tài)度是直接因素，其他影響因素均要通過(guò)它們才能對(duì)住房反向抵押貸款參與意愿產(chǎn)生影響。本文的不足之處在于，養(yǎng)老觀念和住房反向抵押貸款參與意愿間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，但由于調(diào)查數(shù)據(jù)限制，本文未能找到工具變量解決，這也是后續(xù)進(jìn)一步研究的方向。

上述結(jié)果的啟示是，要發(fā)展住房反向抵押養(yǎng)老，可以從以下幾個(gè)方面著手：第一，要對(duì)居民進(jìn)行養(yǎng)老金融教育，改變傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念，鼓勵(lì)居民依靠自己養(yǎng)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(guān)政策法規(guī)，明確金融機(jī)構(gòu)和申請(qǐng)人的權(quán)利與義務(wù)，對(duì)房屋產(chǎn)權(quán)和價(jià)值做詳細(xì)的記錄，靈活房產(chǎn)所有權(quán)，針對(duì)我國(guó)居民的房產(chǎn)態(tài)度，設(shè)計(jì)和完善符合我國(guó)國(guó)民價(jià)值觀念的住房反向抵押產(chǎn)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(yǎng)老產(chǎn)品的基本知識(shí)，讓其全面了解該產(chǎn)品，對(duì)居民進(jìn)行金融教育，提升居民的金融能力，克服對(duì)新型養(yǎng)老金融產(chǎn)品的畏懼心理，鼓勵(lì)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(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)人民銀行，《2019年中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負(fù)債情況調(diào)查》。

③資料來(lái)源：人民網(wǎng)文章《輿情監(jiān)測(cè)發(fā)現(xiàn)：過(guò)半網(wǎng)民不考慮“以房養(yǎng)老”》。

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