■郭 娜，吳 敬

人口結(jié)構(gòu)變遷、老齡化與我國房地產(chǎn)價格變動研究*
——基于省際門限面板模型的實證分析

■郭 娜，吳 敬

在我國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)價格變動的關鍵性因素，本文運用門限面板模型研究了老齡化對房地產(chǎn)價格所產(chǎn)生的影響。實證結(jié)果表明，現(xiàn)階段人口數(shù)量的增長確實是推動我國房地產(chǎn)價格上升的主要因素，人口增長率與我國房地產(chǎn)價格之間存在顯著的門限效應，其影響程度在老齡化三個區(qū)間有顯著差異，但我國的老齡化并未像其他發(fā)達國家那樣對房地產(chǎn)市場產(chǎn)生強烈的負面作用，相反卻表現(xiàn)為一定程度的正影響。本文的研究結(jié)論對我國房地產(chǎn)市場調(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)價格變動；門限面板模型

本研究得到國家社會科學基金青年項目“房價波動對系統(tǒng)性金融風險影響的傳導機制、動態(tài)特征及對策研究”（15CJY080）資助。

郭娜，天津財經(jīng)大學大公信用管理學院副教授，經(jīng)濟學博士；吳敬，天津財經(jīng)大學理工學院統(tǒng)計系講師，經(jīng)濟學博士。（天津300222）

一、引言

近年來，隨著我國開始步入老齡化社會，人口老齡化的問題越來越受到社會各界的廣泛關注，同時也成為我國經(jīng)濟社會發(fā)展所面臨的重大考驗。截至2013年末，中國65歲以上的人口已經(jīng)占到全國總?cè)丝跀?shù)的9.7%，遠高于其他發(fā)展中國家5%的平均水平（鄒瑾，2014）。根據(jù)聯(lián)合國人口預測數(shù)據(jù)，中國人口結(jié)構(gòu)將在2015年進入下降通道，到2020年60歲以上人口將達到2.5億，人口老齡化不斷加速，屆時“人口紅利”將轉(zhuǎn)為“人口負債”。有鑒于此，為了積極應對人口老齡化現(xiàn)狀，我國從2016年1月開始全面實施二孩政策。在過去的十幾年里，“人口紅利”對我國的房地產(chǎn)市場發(fā)展產(chǎn)生了重要的影響，推動著房地產(chǎn)價格的不斷上漲。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)實的經(jīng)濟基礎。隨著日本和德國等發(fā)達國家相繼進入老齡化社會，人口結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)價格的關系問題越來越受到國際學術(shù)界的廣泛關注。

關于人口年齡結(jié)構(gòu)對資產(chǎn)價格的影響，主要是基于生命周期理論和代際交疊模型①生命周期理論認為經(jīng)濟個體將平滑各年齡段的消費和儲蓄（投資）行為來獲得整個生命周期的效用最大化；代際交疊模型認為人口結(jié)構(gòu)變化將導致資產(chǎn)供求關系的變化進而導致資產(chǎn)價格和收益的變化，中青年人購買資產(chǎn)為老年儲蓄，老年人賣掉資產(chǎn)滿足退休后的消費。。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)市場進行研究。他們使用美國1970年的人口調(diào)查數(shù)據(jù)回歸估計出不同年齡段的房屋需求量，實證研究發(fā)現(xiàn)美國20世紀末房地產(chǎn)價格的上升與“嬰兒潮”有著較為顯著的聯(lián)系，并成功地預測了1969～1989年美國房價的上漲。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)因素對房地產(chǎn)價格具有顯著影響的結(jié)論。國內(nèi)關于人口年齡結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)價格關系的研究起步較晚，文獻相對較少，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），認為人口年齡結(jié)構(gòu)的變動及其未來發(fā)展趨勢是影響住房需求的一個重要因素，人口紅利因素推動了我國房地產(chǎn)價格的上漲。只有少數(shù)研究采用定量的分析方法對這一問題進行了探討（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，采用面板數(shù)據(jù)模型對中國住房價格持續(xù)高漲的現(xiàn)象進行了分析，研究結(jié)果顯示中國少年人口撫養(yǎng)比與房價呈反向關系，而老年人口撫養(yǎng)比則與房價呈正向關系；鄒瑾（2014）討論了人口老齡化對我國房價波動的影響，研究認為人口老齡化曾對我國房價上漲起到推動作用，然而在中長期這種趨勢可能發(fā)生逆轉(zhuǎn)。

由以上研究成果可以看出，國內(nèi)外學者研究從多個層面探討了人口年齡結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)價格之間的關系。然而大多數(shù)前期文獻僅采取了理論分析方法進行定性研究，定量研究成果比較有限，且實證研究多以線性方法為主，討論人口年齡結(jié)構(gòu)變化對房地產(chǎn)價格的直接影響，并未考慮到隨著人口年齡結(jié)構(gòu)的改變，人口因素對房地產(chǎn)市場系統(tǒng)運行的供需狀況會產(chǎn)生不同的影響，從而會對房地產(chǎn)價格波動產(chǎn)生分區(qū)制的效應。有鑒于此，本文采用門限面板模型對上述問題進行研究，從而合理解釋人口結(jié)構(gòu)變遷、老齡化與房地產(chǎn)價格變動之間的關系，對這些問題的深入研究，將有助于宏觀決策者深入了解我國老齡化背景下的房地產(chǎn)市場變動趨勢，從而制定有效的經(jīng)濟政策來促進我國房地產(chǎn)市場的健康繁榮發(fā)展，同時對我國城鎮(zhèn)化進程中人口政策的長期調(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)濟系統(tǒng)各變量之間關系存在幾種不同情況，這些不同的關系由某一變量決定，當這個變量達到某個臨界值時經(jīng)濟系統(tǒng)各變量之間的關系將發(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，那個決定經(jīng)濟系統(tǒng)各變量之間關系的變量就稱為門限控制變量或門限變量，則該經(jīng)濟系統(tǒng)對于門限變量存在“門限效應”。門限回歸模型是非線性計量經(jīng)濟模型中的一種，當只有兩個狀態(tài)時，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個體t期表現(xiàn)值，xit為解釋變量（包括m個解釋變量）第i個體t期表現(xiàn)值。

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

三個狀態(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數(shù)和值的確定是上述模型的關鍵步驟，大都采用Hansen(1999)提出的方法步驟，首先估計第一個門限值并進行門限效應顯著性檢驗，第一個門限效應顯著性檢驗通過之后估計第二個門限值并進行門限效應顯著性檢驗和門限真值檢驗，從第二個門限值開始增加了門限真值檢驗。

1.第一個門限值估計并檢驗，具體方法如下：

首先給定γ值然后使用OLS估計（1）式得到殘差平方和：

而其門限值的估計值就為（3）式取得最小值時的門限值，即為：

對上述估計需要門限值的估計值顯著性檢驗，即檢驗兩個狀態(tài)的估計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，為普通線性模型，否則存在門限效應，為非線性門限模型。原假設H0：β1=β2，備擇假設H1：β1≠β2，其LR檢驗統(tǒng)計量為：

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檢驗統(tǒng)計量的漸進分布及對應的P值，實現(xiàn)進行門限效應顯著性檢驗。對門限估計值也需要進行真值檢驗，即檢驗估計值是否為真值，如果不是則估計值不能反映真實的門限值。Hansen(1999)已證明門限估計值與真值是一致的。其原假設H0：γ=γ0，備擇假設H0：γ≠γ0，其LR檢驗統(tǒng)計量為：

2.多重門限值估計并進行門限效應顯著性檢驗和門限真值檢驗

先介紹存在兩個門限值的情況。估計第二個門限值并進行門限效應顯著性檢驗與第一個門限值原理類似。第二個門限值的估計值是在第一個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為第一門限估計值，γ2為第二門限值。接下來第二個門限效應顯著性檢驗體現(xiàn)了確定門限個數(shù)，其原假設H0，備擇假設H1，其他檢驗步驟與第一個門限效應顯著性檢驗類似。由于第一個門限值是在假定不存在第二個門限值的情況下得到，需要對其在存在第二個門限值情況下進行修正，進行門限真值檢驗，原理與第一個門限真值檢驗相同，具體技術(shù)細節(jié)參看Hansen(1999)的文獻，這是與第一個門限值有重大差異的地方。存在三個及以上門限值的情況一樣，不再贅述。

（二）模型設定

1.基準模型

根據(jù)Takats（2010）我們可知，房地產(chǎn)價格變動主要由宏觀經(jīng)濟因素和人口因素驅(qū)動，同時在參考徐建煒等人（2012）等前期文獻變量選取的基礎上，同時考慮到我國的實際情況，本文設定如下實證模型來考察人口因素對于房地產(chǎn)價格變動所產(chǎn)生的影響。具體的模型設定如下：

其中，被解釋變量為房地產(chǎn)價格（HPit），采用商品房本年銷售價格替代度量，i=1，2，…，N表示樣本中的省、直轄市和自治區(qū)，t=1，2，…，N為樣本時期；解釋變量為人口增長率（POP），用以衡量人口總量因素對于房地產(chǎn)價格的影響（Takets,2010）；控制變量為人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP），用來衡量我國經(jīng)濟增長對于房地產(chǎn)價格的推動作用、人均可支配收入（income），用來衡量當?shù)鼐用竦馁徺I能力對于房地產(chǎn)價格的影響作用、居民消費價格指數(shù)（CPI），用來衡量通貨膨脹因素對于房地產(chǎn)價格的影響、性別比（SR），Wei和Zhang（2011）認為性別比例的失衡推升了房價，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于房地產(chǎn)價格的影響情況、政府預算支出（Bud），用來表明政府公共品供給對于房地產(chǎn)價格的影響效應（Simth和Ohsfeldt, 1982），同時也可以看出地方政府土地財政對于房地產(chǎn)價格的推動作用（張曉晶和孫濤，2006）①Simth和Ohsfeldt（1982）研究了房地產(chǎn)價格與政府公共品供給之間的關系，得出結(jié)論政府公共品投入越多則房地產(chǎn)價格上漲速度越快；張曉晶和孫濤（2006）認為房地產(chǎn)周期的驅(qū)動因素中，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算軟約束在制度面上推動了房地產(chǎn)周期的上升。。

2.門限模型

“人口紅利”在過去的幾十年里對中國經(jīng)濟發(fā)展做出了巨大貢獻，同時也成為近些年推動房價快速上漲的重要原因。陳斌開等人（2012）的研究表明，我國居民的住房需求與居民年齡高度相關，人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變影響了我國的住房價格變化。目前，我國的部分地區(qū)已經(jīng)進入了深度的老齡化社會，并且人口老齡化趨勢還在不斷加劇，這一現(xiàn)象在給我國經(jīng)濟發(fā)展帶來了巨大考驗的同時也給我國房地產(chǎn)市場帶來了潛在的沖擊。隨著發(fā)達國家先后進入老齡化社會，國外很多學者開始了有關人口年齡結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)價格的研究（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)對房地產(chǎn)價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)變化對房地產(chǎn)價格的直接影響，并未考慮到人口年齡結(jié)構(gòu)的改變作為房地產(chǎn)市場發(fā)展的宏觀經(jīng)濟背景，對房地產(chǎn)市場系統(tǒng)運行的供需狀況產(chǎn)生非對稱的影響。這就意味著人口老齡化會對房地產(chǎn)價格變動的影響存在著一定的“門限效應”，即在我國人口老齡化達到一定程度時會對房地產(chǎn)價格變動產(chǎn)生更為深刻的影響。由此，為了討論人口老齡化對房地產(chǎn)市場產(chǎn)生的“門限效應”，本文設定如下門限回歸模型來檢驗老齡化對于房地產(chǎn)價格變動的非線性影響。方程設定的具體形式如下：

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

（三）樣本數(shù)據(jù)

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性，本文選取了我國東、中和西部地區(qū)的31個省級行政單位（包括22個省、5個自治區(qū)和4個直轄市）①依據(jù)國家統(tǒng)計局口徑，本文將我國分為東、中、西部三大經(jīng)濟區(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個省、自治區(qū)和直轄市。。鑒于我國從1998年才全面啟動住房貨幣化改革，因此本文的樣本區(qū)間設定為1999年到2014年。商品房本年銷售價格（HP）來源于中經(jīng)網(wǎng)中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(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。、人口增長率（POP）、人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、人均可支配收入（Income）、居民消費價格指數(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。、政府預算支出（Bud）數(shù)據(jù)均來源于中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。本文根據(jù)各省市公布的年度消費物價指數(shù)環(huán)比指標構(gòu)建了以1999年為基期的消漲指數(shù)，對房地產(chǎn)價格、人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等以價格表示的名義變量進行了消漲處理，并在實證分析中對這些消漲后的變量取了對數(shù)值。

三、實證分析結(jié)果

（一）門限個數(shù)及門限值的確定

在對模型進行計量分析之前，需要先對模型進行門限效應的檢驗，并確定門限值個數(shù)和門限值。本文采用Hansen(1999)提出的方法步驟，門限效應顯著性檢驗結(jié)果為：第一個門限其P值為0.002，第二個門限其P值為0.014，第三個門限其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的門限個數(shù)為兩個，ageing的兩個門限值分別為0.146和0.253，后續(xù)將以此進行分析。模型門限值與其置信區(qū)間請參見圖1和圖2。

圖1 模型第一個門限值的識別

圖2 模型第二個門限值的識別

（二）參數(shù)估計與實證結(jié)果

本文為了比較人口增長對房價波動的線性影響和人口老齡化作為門限變量的非線性影響，分別對模型采用了線性模型估計和門限面板估計。在線性模型中，本文對數(shù)據(jù)進行了Hausman檢驗，檢驗結(jié)果為18.47，因此應該在5%的顯著水平下拒絕面板隨機效應模型的原假設，接受面板固定效應模型的備擇假設，因此本文采用固定效應模型來得出式（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，我們得到的兩個門限值分別為0.146和0.253，由此我們得出了三個區(qū)間內(nèi)門限面板模型回歸的估計結(jié)果。線性回歸模型和門限面板模型的估計結(jié)果請見表1。

表1 門限面板模型回歸的估計結(jié)果

由表1的門限面板模型回歸的估計結(jié)果可以看出：在線性回歸模型的結(jié)果中，人口增長率對房地產(chǎn)價格變動的影響并不顯著，從結(jié)果上看似乎人口增長率并沒有對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生影響。然而，在門限回歸模型的結(jié)果中，在我國人口老齡化的不同階段，人口增長率對房地產(chǎn)價格變動的影響卻是不同的。當人口老齡化程度低于0.146時，我國人口增長率與房地產(chǎn)價格之間表現(xiàn)為正相關關系，系數(shù)為0.037且1%水平顯著。此時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)價格的上漲趨勢，人口數(shù)量的增長是推動房地產(chǎn)價格上升的主要因素；當人口老齡化程度介于0.146和0.253之間時，人口增長率與房地產(chǎn)價格之間竟然變?yōu)榱素撓嚓P關系，系數(shù)為-0.011且5%水平顯著。這意味著，隨著我國人口老齡化程度的加深和人口結(jié)構(gòu)的變遷，房地產(chǎn)的居住性購買需求將不斷減弱，人口紅利因素對房地產(chǎn)價格的推動作用將不復存在，進而表現(xiàn)出人口因素對房地產(chǎn)價格變動產(chǎn)生負向影響的特征；然而，當人口老齡化程度高于0.253時，我國人口增長率與房地產(chǎn)價格之間的關系又表現(xiàn)為正相關關系，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)為正向關系。這似乎與國外發(fā)達國家的經(jīng)驗相悖，國外的大部分研究持“資產(chǎn)消融”的觀點，即老年人一般會減持資產(chǎn)，從而老齡化的加劇會導致房價下跌（Mankiw和Weil, 1989；Takets，2010；徐建煒等人，2012；鄒瑾，2014）。然而經(jīng)過仔細分析不難發(fā)現(xiàn)，我國的房地產(chǎn)市場發(fā)展與其他發(fā)達國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，使得當時的中年人無需使用貨幣購買住房，進而積累了大量的儲蓄。隨著這部分中年人逐漸進入老齡化階段，一方面他們可能將多余的儲蓄投資到房地產(chǎn)市場中以其獲得超額收益來養(yǎng)老；另一方面，面對著我國房價快速上漲的局面，大多數(shù)適齡青年人出現(xiàn)了購房困難，此時多數(shù)老年人會選擇傾囊相助，于是便形成了兩代人的積蓄同時釋放在房地產(chǎn)市場的現(xiàn)象，從而推動著房價的上漲（徐建煒等人，2012）。值得注意的是，上述回歸結(jié)果與當前特殊嚴重依賴國家調(diào)控的中國人口以及房地產(chǎn)市場情況一致，但隨著人口家庭決定以及房地產(chǎn)市場決定的慢慢實現(xiàn)，可以進行合理推斷，老年化對我國房地產(chǎn)市場價格的影響將與發(fā)達國家基本一致。

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，說明我國人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)價格之間表現(xiàn)為正相關關系，GDP確實是推動我國房價上漲的重要因素；人均可支配收入的回歸系數(shù)為正且都在1%水平顯著，說明我國人均可支配收入與房地產(chǎn)價格之間表現(xiàn)為很強的正相關關系，我國居民收入水平的提升也是近年來我國房價上漲的重要推動力；居民消費價格指數(shù)的回歸系數(shù)為負且都在1%水平顯著，這表明居民消費價格指數(shù)與房地產(chǎn)價格之間表現(xiàn)為負相關關系，由于我國投資渠道的匱乏和房地產(chǎn)具有的投資和消費雙重屬性，使得許多居民選擇投資于房地產(chǎn)市場來獲得投資收益，因此在某種程度上會降低流通中貨幣減弱通脹水平；性別比的回歸系數(shù)在兩個模型中均不顯著，說明我國性別比與房地產(chǎn)價格之間并沒有很強的相關關系，性別比例的失衡似乎并未成為我國目前房價上漲的重要推手；政府預算支出的回歸系數(shù)在門限面板模型中為正且5%水平顯著，表明政府預算支出與房地產(chǎn)價格之間表現(xiàn)為正相關關系，這意味著地方政府的土地財政和預算軟約束對于當?shù)氐姆康禺a(chǎn)價格確實具有一定的推動作用。

四、結(jié)論及政策建議

本文運用省級門限面板模型研究了我國人口結(jié)構(gòu)變遷、老齡化對于房地產(chǎn)價格變動所產(chǎn)生的影響。實證結(jié)果表明，人口增長率與我國房地產(chǎn)價格之間不是簡單的線性相關，而是存在顯著的門限效應，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)市場發(fā)展的宏觀經(jīng)濟背景，對房地產(chǎn)市場系統(tǒng)運行的供需狀況會產(chǎn)生非對稱的影響。因此，我們以人口老齡化作為門限變量并通過檢驗得到兩個門限值，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)，人口老齡化對房地產(chǎn)價格變動的影響表現(xiàn)出不同的特征。當人口老齡化程度低于0.146時，我國人口增長率與房地產(chǎn)價格之間表現(xiàn)為正相關關系；當人口老齡化程度介于0.146和0.253之間時，人口增長率與房地產(chǎn)價格之間竟然變?yōu)榱素撓嚓P關系；然而，當人口老齡化程度高于0.253時，我國人口增長率與房地產(chǎn)價格之間的關系又表現(xiàn)為正相關關系。這一結(jié)果表明，現(xiàn)階段人口數(shù)量的增長確實是推動我國房地產(chǎn)價格上升的主要因素，老齡化并未像其他發(fā)達國家經(jīng)驗那樣對我國房地產(chǎn)市場產(chǎn)生強烈的負面作用，相反卻表現(xiàn)為一定程度的正影響。這種現(xiàn)象的產(chǎn)生與我國經(jīng)濟社會發(fā)展的特定階段是息息相關的，1998年受益于福利分房制度的一代人積累了大量的儲蓄，隨著這部分中年人逐漸進入老齡化階段，一方面他們可能將多余的儲蓄投資到房地產(chǎn)市場；另一方面，面對著我國房價快速上漲的局面，多數(shù)老年人會幫助子女購買住房，從而推動著房價的上漲。根據(jù)本文的實證分析結(jié)論，我們提出如下具有針對性的政策建議：隨著適齡人口的下降和老年人口的增多，人口結(jié)構(gòu)對房地產(chǎn)需求的影響將由當前的剛性需求為主轉(zhuǎn)變?yōu)楦纳菩孕枨鬄橹?，房地產(chǎn)價格會隨之而下降。為了減少房價波動對金融風險和國民經(jīng)濟的影響，我國政府應該根據(jù)人口結(jié)構(gòu)變化情況適時調(diào)整房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，加強人口因素對于房地產(chǎn)市場影響的監(jiān)測和預警，及時向社會公眾發(fā)布相關信息，使房地產(chǎn)企業(yè)和社會公眾了解其風險狀況并作出合理預期，同時，不遺余力地推進養(yǎng)老和醫(yī)療等制度改革，構(gòu)建老齡化所導致房價下降的應對機制，合理調(diào)整和平衡人口結(jié)構(gòu)改變對于房地產(chǎn)市場的影響。

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F293.3

A

1006-169X（2016）12-0008-06

*作者感謝梁琪、郝項超和南開大學討論課參加者對本文提出的寶貴意見和建議。當然，文責自負。