■祝丹，陳立雙

人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與住房財(cái)富效應(yīng)

■祝丹，陳立雙

本文基于中國(guó)省級(jí)年度面板數(shù)據(jù)，對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)與人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國(guó)大部分地區(qū)存在正向住房財(cái)富效應(yīng)，且人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)各省市住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響為正，但老齡人口比重比少年人口比重的邊際影響更大；住房資產(chǎn)占比對(duì)大部分省市住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響為負(fù)且影響程度較小；此外，隨著老齡人口比重的增加其邊際影響呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，而少兒人口比重的增加會(huì)導(dǎo)致其邊際影響逐步上升，住房資產(chǎn)占比的提高會(huì)使其負(fù)向邊際影響逐漸增大。

人口年齡結(jié)構(gòu)；家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)；住房財(cái)富效應(yīng)；面板數(shù)據(jù)

祝丹（1979-），湖北鄂州，博士，閩南師范大學(xué)講師；陳立雙（1976-），湖北荊州，博士，閩南師范大學(xué)副教授。（福建漳州363000）

一、引言

住房?jī)r(jià)格與居民消費(fèi)是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的兩個(gè)熱點(diǎn)問題，在當(dāng)前房?jī)r(jià)持續(xù)波動(dòng)、消費(fèi)明顯不足、經(jīng)濟(jì)下行壓力較大的背景下，住房作為居民持有資產(chǎn)中比重較大、價(jià)格波動(dòng)較為頻繁的品種，其價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響越來(lái)越受到理論界和相關(guān)部門的重視。近些年，伴隨我國(guó)房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲以及老齡化的不斷加深，我國(guó)居民住房資產(chǎn)價(jià)值及住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重也越來(lái)越大。根據(jù)生命周期理論，居民消費(fèi)理應(yīng)隨著家庭資產(chǎn)的增加而增加，但實(shí)際上我國(guó)居民消費(fèi)率并沒有較大改觀。因此，理清我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響之間的關(guān)系，進(jìn)而從這一渠道去研究提升居民消費(fèi)的政策策略，對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需以拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響一般稱為住房財(cái)富效應(yīng)，但這種住房財(cái)富效應(yīng)并不僅僅是指房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致居民財(cái)富增加進(jìn)而對(duì)消費(fèi)的正向促進(jìn)作用，而是房?jī)r(jià)波動(dòng)通過各種傳導(dǎo)機(jī)制，如財(cái)富效應(yīng)、信貸約束效應(yīng)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄效應(yīng)等對(duì)居民消費(fèi)的綜合影響。由于房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響會(huì)受到經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化等方面很多因素的制約，不同地區(qū)、不同時(shí)期、不同群體的住房財(cái)富效應(yīng)大小及方向也不盡相同。Ludwig和Slok(2004)利用16個(gè)OECD國(guó)家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融體系不同會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響不同。Attanasio et al.(2005)研究認(rèn)為，房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響會(huì)受到家庭人口結(jié)構(gòu)、住房產(chǎn)權(quán)、地區(qū)房?jī)r(jià)水平及房?jī)r(jià)增長(zhǎng)速度的影響。史興旺（2010）從理論上分析認(rèn)為，住房?jī)r(jià)格波動(dòng)是否具有財(cái)富效應(yīng)與住房擁有者的住房數(shù)量和面積有關(guān)，但并沒有進(jìn)行實(shí)證研究。Calomiris、Longhofer和Miles（2013）利用美國(guó)各州1981～2009年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)支出的影響在不同時(shí)間、不同區(qū)域具有較大差異，而且呈現(xiàn)出隨住房財(cái)富占總財(cái)富的比例、人口年齡結(jié)構(gòu)及財(cái)富分布的變動(dòng)而變動(dòng)的特征。杜莉，潘春陽(yáng)等（2010），陳健等（2012）選取不同指標(biāo)測(cè)算信貸約束程度，得到了類似的結(jié)果：貸款收入比越大，則信貸約束越松。信貸約束的改善會(huì)使得消費(fèi)信貸的可獲性提高，進(jìn)而大大提高房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用。段忠東（2014）利用中國(guó)35個(gè)大中城市的年度面板數(shù)據(jù)和門限模型研究了房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率、收入增長(zhǎng)率及首付比在不同區(qū)制下房?jī)r(jià)影響消費(fèi)的非線性特征。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，國(guó)外學(xué)者對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響因素進(jìn)行了較為廣泛的研究，而國(guó)內(nèi)學(xué)者更多研究了信貸約束程度、房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率、收入增長(zhǎng)率等因素的影響，對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)這兩個(gè)方面的影響較少涉及，實(shí)證研究則更為罕見。但隨著我國(guó)人口老齡化進(jìn)程的加快以及居民住房自有率的提高，人口年齡結(jié)構(gòu)及家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)我國(guó)住房財(cái)富效應(yīng)的影響也會(huì)越來(lái)越明顯。鑒于此，本文利用中國(guó)省際年度面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化對(duì)我國(guó)住房財(cái)富效應(yīng)的制約作用，以期從這兩個(gè)方面探尋擴(kuò)大國(guó)內(nèi)需求，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新途徑。

二、理論模型與測(cè)度方法

（一）理論模型

房?jī)r(jià)變動(dòng)影響居民消費(fèi)的機(jī)理研究大多數(shù)是基于消費(fèi)函數(shù)理論展開，因此本文以生命周期-持久收入（LC-PIH）消費(fèi)函數(shù)理論為基礎(chǔ)，推導(dǎo)得到驗(yàn)證人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與住房財(cái)富效應(yīng)之間關(guān)系的理論模型。生命周期-持久收入（LC-PIH）消費(fèi)函數(shù)可以表示為：

其中：Const表示第t期居民消費(fèi)，Wealtht表示第t期居民持有的凈財(cái)富表示t期開始的整個(gè)生命周期的收入現(xiàn)值或持久性收入，Incomet表示當(dāng)期可支配收入。參照Donihue和Avramenko(2006)的處理方式，假設(shè)持久收入與當(dāng)期可支配收入成正比，用α·Incomet作為預(yù)期收入的代理變量，β1為實(shí)際財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向，αβ2為當(dāng)期可支配收入的邊際消費(fèi)傾向。

以成年人口的平均消費(fèi)水平作為“標(biāo)準(zhǔn)”，假設(shè)少兒人口（0～14歲）的平均消費(fèi)水平是成年人口（15～64歲）平均消費(fèi)水平的?倍，而老年人口（65歲及以上）的平均消費(fèi)水平是成年人口的γ倍，則“標(biāo)準(zhǔn)”消費(fèi)人口可以表示為：

其中N′t表示“標(biāo)準(zhǔn)”消費(fèi)人口數(shù)，N1t、N2t、N3t分別表示實(shí)際少兒人口數(shù)、實(shí)際中年人口數(shù)和實(shí)際老年人口數(shù)，滿足N1t+N2t+N3t=Nt。上式兩邊同時(shí)除以實(shí)際總?cè)丝跀?shù)Nt，可以得到：

其中yrt、mrt、ort分別表示少兒人口、中年人口及老年人口比重。假設(shè)“標(biāo)準(zhǔn)”消費(fèi)人口的消費(fèi)水平可以根據(jù)生命周期-持久收入理論表示：

其中inct、wt分別表示人均收入和人均資產(chǎn)。兩邊同時(shí)乘以標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人口數(shù)N′t，即可得到總消費(fèi)函數(shù)為：

由于mrt=1-yrt-ort，代入上式可以得到實(shí)際人均消費(fèi)水平：

由上式可以看出，少兒人口與老年人口的消費(fèi)水平與成年人口的消費(fèi)水平越接近，即?和γ越接近1，則人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)的影響越小，而且人口年齡結(jié)構(gòu)不僅可以直接影響消費(fèi)，還可以通過收入和資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生間接影響。因此，實(shí)證模型中既要考慮人口年齡結(jié)構(gòu)變量單獨(dú)對(duì)消費(fèi)的影響，也要考慮他們通過收入及資產(chǎn)對(duì)消費(fèi)的影響。

考慮到不同家庭住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重不同，表現(xiàn)出的住房財(cái)富效應(yīng)也會(huì)存在差異。我們采用住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重反映家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變量，借鑒Calomiris、Longhofer和Miles（2013）的方法，實(shí)證模型中只需要引入家庭總資產(chǎn)就可以得到家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變量對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響。我們將模型設(shè)置為對(duì)數(shù)形式以減小異方差，用于實(shí)證檢驗(yàn)的面板計(jì)量模型可以表示如下：

其中下標(biāo)i代表不同省份，t表示不同年份，μi為不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。c、Inc、HP分別表示人均消費(fèi)、人均可支配收入及住房均價(jià)，Yr、Or分別為少兒人口比重及老年人口比重，W表示人均總資產(chǎn)。

（二）測(cè)度方法簡(jiǎn)介

由于我國(guó)目前尚無(wú)居民資產(chǎn)的完整統(tǒng)計(jì)資料，本文按照已有學(xué)者的處理方法，將人均總資產(chǎn)表示為人均住房資產(chǎn)（Wh）與人均金融資產(chǎn)（Ws）之和，即W=Wh+Ws，并且人均住房資產(chǎn)等于住房平均銷售價(jià)格與人均居住面積之積，即Wh=HP·SH。對(duì)（7）式兩邊同時(shí)求住房?jī)r(jià)格HP的偏導(dǎo)，可得單位房?jī)r(jià)變化對(duì)消費(fèi)的影響函數(shù)（即住房財(cái)富效應(yīng)HWE）：

上式表明住房財(cái)富效應(yīng)（HWE）不僅與模型的參數(shù)估計(jì)有關(guān)，而且還會(huì)受到消費(fèi)房?jī)r(jià)比、人口年齡結(jié)構(gòu)及住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重的影響。進(jìn)一步我們可以得到人口年齡結(jié)構(gòu)變量及家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變量（住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重）對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響：

其中w1=Wh/W，表示住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重。由（9）、（10）式可以得到，人口年齡結(jié)構(gòu)變量的邊際影響不僅取決于消費(fèi)房?jī)r(jià)比、相應(yīng)參數(shù)的估計(jì)值，而且取決于住宅資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重。由（11）式可知家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響由消費(fèi)房?jī)r(jià)比、相應(yīng)參數(shù)估計(jì)值及人口年齡結(jié)構(gòu)變量三個(gè)方面決定。

三、實(shí)證過程與結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明與預(yù)處理

本文根據(jù)目前官方已公布的省級(jí)年度面板數(shù)據(jù)，選取港澳臺(tái)地區(qū)外我國(guó)31?。ㄖ陛犑?自治區(qū)）2000～2014年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中c、Inc、HP、W分別表示城鎮(zhèn)居民人均非住房消費(fèi)支出①為了更好地反映房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)除房產(chǎn)之外其他消費(fèi)的影響，我們將居住類消費(fèi)從消費(fèi)性支出中剔除。、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、住宅平均銷售價(jià)格及城鎮(zhèn)居民人均總資產(chǎn)，Yr及Or分別為人口抽樣調(diào)查中15歲以下和65歲以上人口占總?cè)丝诘谋戎?。其中c、Inc、HP、W均以2000年為基期的各地城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消除了物價(jià)因素的影響。各指標(biāo)數(shù)據(jù)的相關(guān)信息如表1。

首先對(duì)各變量平穩(wěn)性進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，以避免出現(xiàn)偽回歸。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量一階差分后，在1%的顯著性水平下LLC檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)均拒絕存在單位根的原假設(shè)。進(jìn)一步采用Westerlund（2007)提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)考慮了序列相關(guān)性的Ga和Pa統(tǒng)計(jì)量，在1%的顯著性水平下均拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)②限于篇幅，面板單位根檢驗(yàn)及面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果略去，如有需要可以提供。。

表1 變量的定義與統(tǒng)計(jì)描述

（二）模型估計(jì)結(jié)果

模型1為僅考慮當(dāng)期收入、房?jī)r(jià)變量及總資產(chǎn)作為解釋變量的基本模型，模型2中直接引入了人口年齡結(jié)構(gòu)變量，但人口年齡結(jié)構(gòu)變量的影響并不顯著。模型3中引入了人口年齡結(jié)構(gòu)變量與收入、總資產(chǎn)及房?jī)r(jià)的乘積項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果顯示，少兒人口比重及老年人口比重與收入變量的乘積項(xiàng)，在統(tǒng)計(jì)上均不存在顯著影響，因此模型4將他們剔除后重新估計(jì)。為了驗(yàn)證模型估計(jì)的穩(wěn)健性，考慮到消費(fèi)習(xí)慣可能對(duì)當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生影響，模型5在模型4的基礎(chǔ)上增加了消費(fèi)變量一階滯后項(xiàng)作為解釋變量，為了控制內(nèi)生性問題所有模型均采用GMM估計(jì)，結(jié)果如表2。從模型的系數(shù)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，收入變量是影響居民消費(fèi)的最重要因素，在各個(gè)模型中系數(shù)估計(jì)均顯著為正，房?jī)r(jià)變量的系數(shù)為負(fù)，但這并不一定意味著房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的影響為負(fù)向，根據(jù)前面的理論分析，可能還會(huì)與其他因素有關(guān)。模型5的系數(shù)估計(jì)結(jié)果表明，消費(fèi)滯后項(xiàng)系數(shù)是顯著的，前期消費(fèi)會(huì)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)存在顯著影響，如果不考慮這種影響，將會(huì)使模型估計(jì)產(chǎn)生偏誤。因此，后續(xù)分析中各變量系數(shù)估計(jì)值均采用動(dòng)態(tài)模型5的估計(jì)結(jié)果。

表2 模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)模型5的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，將各省市不同年度的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)代入（8）式可以計(jì)算出各省市的即期住房財(cái)富效應(yīng)。如圖1所示，我國(guó)大部分省市具有正向住房財(cái)富效應(yīng)，僅少數(shù)幾個(gè)省市在部分年度存在較微弱的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)，全國(guó)各省市住房財(cái)富效應(yīng)大致-0.05～0.5之間變動(dòng)，這種結(jié)果與前面理論分析一致，盡管房?jī)r(jià)變量的系數(shù)估計(jì)為負(fù)值，但住房財(cái)富效應(yīng)（HWE）由于受到不同省市消費(fèi)房?jī)r(jià)比、人口年齡結(jié)構(gòu)及住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重的影響而呈現(xiàn)出不同的狀態(tài)。

（三）人口年齡結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響分析

圖1 各省住房財(cái)富效應(yīng)變動(dòng)圖

為了進(jìn)一步描述人口年齡結(jié)構(gòu)及家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變量對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響，我們利用（9）、（10）式測(cè)算人口結(jié)構(gòu)變量對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響，利用（11）式測(cè)算家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變量對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響。圖2描繪了各省少兒人口比重、老年人口比重及住宅資產(chǎn)占比對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的平均邊際影響。由圖2可知，我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響存在一定的地區(qū)差異，但均呈現(xiàn)出老齡人口比重的邊際影響最大，少年人口比重次之，住宅資產(chǎn)占比最小的特征。而且老齡人口比重與少兒人口比重的邊際影響均為正，大部分地區(qū)住房資產(chǎn)占比的邊際影響為負(fù)。老齡人口比重上升1%會(huì)導(dǎo)致其邊際住房財(cái)富效應(yīng)增加2～6.5個(gè)單位，少兒人口比重提高1%會(huì)導(dǎo)致其邊際住房財(cái)富效應(yīng)增加1～3.5個(gè)單位，而住房資產(chǎn)占比增加1%，其邊際住房財(cái)富效應(yīng)改變-0.5～0.1個(gè)單位。

圖2 各省平均邊際住房財(cái)富效應(yīng)

圖3描繪了各省少兒人口比重、老年人口比重及住資房產(chǎn)占比與其平均邊際住房財(cái)富效應(yīng)之間的關(guān)系。圖3（a）表明，盡管老年人口比重對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響最大，但已經(jīng)處于下降階段，隨著老年人口比重的增加，其對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響將逐漸減小。圖3（b）顯示，少兒人口比重對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響隨著少兒人口比重的增加仍有上升空間，因此提高少兒人口比重可以進(jìn)一步加快住房財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。圖3（c）表明，住房資產(chǎn)占比對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的負(fù)向邊際影響隨著各省市平均住房資產(chǎn)占比的增大而增加。

圖3 （a）Or與其邊際影響關(guān)系圖

圖3 （b）Yr與其邊際影響關(guān)系圖

圖3 （c）w1與其邊際影響關(guān)系圖

四、主要結(jié)論與政策啟示

本文考慮了人口年齡結(jié)構(gòu)及資產(chǎn)結(jié)構(gòu)在不同地區(qū)、不同時(shí)期的異質(zhì)性問題，基于中國(guó)2000～2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，利用邊際函數(shù)方法測(cè)度了中國(guó)不同地區(qū)住房財(cái)富效應(yīng)，并研究了人口年齡結(jié)構(gòu)及家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的影響。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：無(wú)論是靜態(tài)面板模型還是動(dòng)態(tài)面板模型，住房?jī)r(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的影響系數(shù)均為負(fù)值，但這并不意味著住房財(cái)富效應(yīng)一定為負(fù)值，因?yàn)樽》控?cái)富效應(yīng)還與消費(fèi)房?jī)r(jià)比、人口年齡結(jié)構(gòu)及家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)有關(guān)，正如我們估算的結(jié)果，我國(guó)大部分地區(qū)樣本期存在正向住房財(cái)富效應(yīng)。少兒人口比重及老年人口比重對(duì)居民消費(fèi)的直接影響并不顯著，但會(huì)通過住房?jī)r(jià)格及資產(chǎn)積累進(jìn)而間接影響居民消費(fèi)。人口年齡結(jié)構(gòu)及家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響存在地區(qū)差異，但人口年齡結(jié)構(gòu)變量的邊際影響均為正值，而家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變量的邊際影響大部分地區(qū)為負(fù)值；且老齡人口比重的邊際影響隨著老齡化加深呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，而少兒人口比重的邊際影響隨著少兒人口比重的提高仍處于上升階段，家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)（住房資產(chǎn)占比）的負(fù)向邊際影響隨著住房資產(chǎn)占比的增大也有增加的趨勢(shì)。

根據(jù)上述結(jié)論，我國(guó)大部分省市住房資產(chǎn)占比對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響為負(fù)值，這意味著我國(guó)房?jī)r(jià)上漲、老齡化加深進(jìn)而導(dǎo)致住房資產(chǎn)比重的提高抑制了居民消費(fèi)。這可能是由于老年人口擁有更多的住房資產(chǎn)，但他們消費(fèi)觀念較為保守，再加上我國(guó)住房金融市場(chǎng)不完善，導(dǎo)致他們出售增值的房產(chǎn)或利用已有房產(chǎn)進(jìn)行借貸消費(fèi)受到了一定限制。此外，隨著住房資產(chǎn)占比的提高，其負(fù)向邊際影響將越來(lái)越大，說(shuō)明住房資產(chǎn)占比的進(jìn)一步提高對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的抑制影響會(huì)逐漸增大。老年人口比重對(duì)住房財(cái)富效應(yīng)的邊際影響為正且影響力最大，但隨著老齡化的加深，其邊際影響逐漸減小。因此，合理引導(dǎo)老年人口的消費(fèi)觀念，完善我國(guó)住房金融市場(chǎng)，增強(qiáng)住房資產(chǎn)的變現(xiàn)能力，可以在短期促進(jìn)老年人口住房財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮；但從長(zhǎng)期來(lái)看，增加少兒人口不僅可以使其邊際住房財(cái)富效應(yīng)增加，同時(shí)還能通過降低老年人口比重，進(jìn)一步增加老年人口的邊際住房財(cái)富效應(yīng)。這也表明減緩人口老齡化的全面放開“二胎”政策將有利于正向住房財(cái)富效應(yīng)的提高，進(jìn)而擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)。

[1]陳健,陳杰,高波.信貸約束、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)率——基于面板門檻模型的研究[J].金融研究，2012，（4）.

[2]駱祚炎.居民資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、資產(chǎn)規(guī)模與消費(fèi)變動(dòng)關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)體制改革，2007，（2）.

[3]杜莉,潘春陽(yáng),張?zhí)K予,蔡江南.房?jī)r(jià)上升促進(jìn)還是抑制了居民消費(fèi)——基于我國(guó)172個(gè)地級(jí)城市面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].浙江社會(huì)科學(xué)，2010，（8）.

[4]史興旺.房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究綜述與分析[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，（6）.

F014

A

1006-169X（2016）11-0053-05

福建省中青年教師教育科研項(xiàng)目（JAS150345）。