ID190人口年龄结构对住宅市场的影响效应分析.docx

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1、ID190人口年龄结构对住宅市场的影响效应分析李祥高波(南京大学经济学院，江苏南京210093)摘要：本文将人口因素与住宅市场联系起来，借鉴MW (Mankiw-Weil)模 型，利用1995-2009年的宏观数据检验了中国人口年龄结构对住宅供给、住宅消 费与住宅价格等的影响效应。研究发现，不一致年龄段人群对我国住宅市场的影 响不一致，50-64岁工作年龄段的人口对住宅供给、住宅消费与住宅价格均有显 著正向影响，处于婚龄的15-29岁人群对住宅消费与住宅价格有显著正向影响， 而65岁以上刚退休人口则对住宅供给有显著负向影响。这关于当前面临人口红 利期逐步消失从而逐步步入老龄化社会的中国未来的住

2、宅市场进展具有重要意 义，为维持老龄化背景下住宅市场的健康进展，需要从房地产金融创新、税收政 策与住房保障等方面着手。关键词：人口；年龄结构；住宅市场The Effect of Demographic on Chinese Housing MarketLI Xiang GAO Bo(School of Economics, Nanjing University, Nanjing 210093, China)Abstract: Combining demography factors and housing market, drawing on Mankiw-Weil model, this p

3、aper analyses the impact of demography age structure on the house supply, consuming and price on Chinese time series data from 1995 to 2009. The article finds that different cohorts who have different age impact Chinese housing market differently. Concretely, there is a significant positive effect b

4、etween 50-64 years old cohorts and housing supply, consuming and price, but a significant negative effect to 65-74 years old young retirees. It is important to an ageing and demography-dividend decreasing society. So, it needs to take measures on financial innovations, tax, and housing security to m

5、aintain the healthy development of Chinese housing market.表2人口年龄结构对住宅消费的逐步回归分析注：*、*、*分别表示在设、596、10%的显著性水平上通过t检验。变量系数标准差唯C-1.79091.1348-1.56Age 15-290.3346*0.04537.39Age 50-640.3713*0.030012.36r0.2366*0.0414-5.72P0.0005*0.00012.72调整R20.96D-W2.20由表2还可发现，住宅平均销售价格的变动同样对住宅消费具有显著影响， 且方向为正并在5%的显著性水平下通过检验，这

6、就说明当前我国居民在住宅销 售价格增加的情况下将增加其住宅的消费，说明我国的住宅消费呈现出一定的投 资（投机）取向。贷款利率对住宅消费有负向影响且在1%的显著性水平下通过 检验，贷款利率的增加由于会打压住宅需求者购房资金，从而对住宅消费具有负 向影响。4.3人口年龄结构对住宅价格的影响分析由8式与11式可得：1 1p = _y w,YZ,.+-AP（式 12）YjY回归结果如表3所示。由表3可知，上一期住房销售价格是影响本期住房价格最显著的因素且在 5%的显著性水平下通过检验，各年龄段人口对住宅销售价格的影响则不尽相同, 其中15-29岁婚龄人群与50-64岁人群对住房平均销售价格影响分别在5

7、%与10% 的显著性水平下通过检验，其余年龄段人群则不显著。这与实际情况是相符的， 15-29岁人群由于处于婚龄，必定会对住宅产生大量的需求，因而对住房销售价 格有正向影响；50-64岁人群则处于一生中收入的峰值水平，在当前我国房地产 市场具有投资保值功能的背景下，这一类人群将会更多地选择房地产作为自己的 资产组合，从而对住房价格具有显著正向影响。表3人口年龄结构对住宅销售价格的影响注：*、*、*分别表示在1% 5%、10%的显著性水平上通过t检验。变量系数标准差唯Age 15-290.1151*0.04112.80Age 30-490.06260.04191.49Age 50-640.106

8、8*0.05401.98Age 65-740.00390.14630.03Age 75+0.37950.26671.42P0.0005*0.00013.33调整R20.91D-W1.735结论与政策建议本文的研究证实：（1）在住宅供给方面，处于工作年龄段的人口，特别是50-64岁处于收入峰值水平的人群对住宅建设具有显著正向影响，而65以上刚退休的人口则对住宅建设具有负向影响；（2）在住宅消费方面，研究发现50-64 岁处于收入峰值水平的人群是我国住宅的要紧消费者，住宅销售价格则对住宅消 费有正向影响；（3）在住宅价格方面，15-29岁人群由于处于婚配年龄，必定会 对住宅产生大量的需求，因而对住

9、房销售价格有正向影响，50-64岁人群则出于 投资保值的目的，更多地选择房地产作为自己的资产组合，从而对住房价格具有 正向影响。从长期来看，中国将面临人口红利逐步下降的过程，社会也将背负老龄化的 压力。鉴于本文的研究结论，人口老龄化对中国房地产市场进展的影响是巨大的。 假如按照当前人口趋势的进展，中国将于2015年左右开始进入人口红利下降期, 这意味着中国房地产市场将会在2015年左右引来拐点。从推动中国房地产市进 展的重要因素城市化来看，2009年中国的城市化水平为46.6%,这与发达国 家65%左右的城市化水平还有很大的差距。考虑到中国巨大的城市化空间，或者 许中国房地产市场还有很长的一段

10、进展期，但是人口的老化却将在一定程度上制 约中国的城市化。人口老龄化还将影响中国的储蓄率，由于处于人口红利期，这 就使得当前我国的储蓄率较高。然而，当我国人口红利逐步耗尽时，社会的储蓄 率将下降，从而会抑制房地产企业从银行获取资金，对房地产市场的长远进展不 利。鉴于人口老龄化对中国住宅市场的深远影响，为保证中国住宅市场的持续健 康进展，需要从房地产金融创新、税收政策调整、与住房保障建设等方面着手, 具体如下：(1)创新房地产金融产品，推进“倒按揭”进展。当人们退休以后，不再 具有稳固的收入流，但是却仍然还需要进行消费，特别进入暮年以后，老年人关 于医疗等方面的消费将显著增加。针对这种情况，在国

11、外，一种叫做“倒按揭” 的房地产金融创新活动得以进展以帮助老年人更好地生活。“倒按揭”，也称 “反向住房抵押贷款”，指房屋产权拥有者，把自有产权的房子抵押给银行、 保险公司等金融机构，金融机构在综合评估借款人年龄、生命期望值、房产 现值与预期房主去世时房产价值等因素后，每月给予房主一笔固定的钱。房 主继续获得居住权，一直连续到去世。当房主去世后，其房产出售用来偿还 贷款本息，升值部分归抵押权人所有。“倒按揭”出现在20世纪80年代中 期，由美国的一家银行创立，贷款放贷对象要紧是62岁以上拥有住房的老 年人。“倒按揭”目前在发达国家已有20多年的历史了，在中国尚未开展 起来。因此在面临社会老龄化

12、的背景下，开展“倒按揭”关于房地产业继而 关于老龄化社会的进展都有着积极的意义。(2)空置税先行，房产税区别征税对象。房产税的征收，将对房地产市场 需求造成打击。而对已经拥有住宅的人来说，房产税的征收必将造成税收转移， 那些住宅租赁者将承担很大一部分的税收；更为重要的在于，关于拥有住房的老 年人来说，房产税的征收必将降低其可支配收入。在一个老龄化的社会里，在不 再具有稳固收入流的情况下假如老龄人的税负加重将会对社会进展造成不利影 响。相反，房屋空置税的征收则不可能有上述种种的不利影响，反而会提高房屋 的空置成本并降低空置价值，从而有利于降低空置率。即便征收房产税，征税对 象也应有所区别，根据国

13、外房产税征收的经验，老年人是免于征收的，这对国内 房产税的征收有着很好的借鉴意义。参考文献：口胡鞍刚.中国中长期人口综合进展战略(2000-2050) J.清华大学学报(哲 学社会科学版),2007, (5):84-91.2王德文，蔡昉，张学辉.人口转变的储蓄效应与增长效应一一论中国增长可 持续性的人口因素J ,人口研究,2004,(5)211.3钟水映，李魁.劳动力抚养负担对居民储蓄率的影响J.中国人口科 学,2009,(1):42-51.4钟水映，李魁.人口红利、空间外溢与省域经济增长J.管理世 界,2010,(4):14-23.5Engelhardt, G.V., Poterba, J.

14、M. House prices and demographic change: Canadian evidence. Regional Science and Urban Economics, 1991, (21):539-546.6Ermisch, J. The demand for housing in Britain and population ageing: Microeconometric evidenceJ. Economica, 1996, (63):383-404.7 Green, R.K., Hendershott, P.H. Demographic factors and

15、 real house prices J. NBER working paper, No 4332, 1993.8Holland, A.S. The baby boom and the housing market: Another look at the evidenceJ. Regional Science and Urban Economics, 1991,(21):565-571.9Lindh, T.，Malmberg, B. Demography and housing demand - what can we learn from residential construction

16、data?J. Journal of Population Economy. 2008, (21):521-539.10Mankiw, N.G., Weil, D.N. The baby boom, the baby bust, and the housing marketJ. Regional Science and Urban Economics, 1989, (19):235-258.1 lOhtake, F., Shintani, M. The effect of demographics on the Japanese housing marketJ. Regional Scienc

17、e and Urban Economics, 1996, (26):189-201.12Poterba, J.M. Tax subsidies to owner-occupied housing: An asset market approach J. Quarterly Journal of Economics. 1984, (99):729-752.13Swan, C. Demography and the demand for housing: A reinterpretation of the Mankiw-Weil demand variableJ. Regional Science

18、 and Urban Economics, 1995, (25):41-58.Key words: demography; age structure; housing market1引言影响住宅市场运行的因素有很多，比如土地市场、利率、心理预期与城市化 水平等，同时很多文献都已经就这些因素对住宅市场的影响进行了富有成效的研 究。人口因素同样关于住宅市场的进展有着不可忽视的影响。一是由于人口特别 是处于工作年龄段的人口本身就构成了住宅市场中住房产品最要紧的供给者与 需求者；二是由于人口因素会影响比如国民经济的增长率、居民的储蓄率等因素 (王德文，蔡昉，张学辉，2004,钟水映，李魁，2009,

19、钟水映，李魁，2010), 而不管是经济增长率还是居民储蓄率都必定会对住宅市场产生重要影响。从新中国成立以来我国人口年龄结构的变化趋势来看，20世纪60年代我国 经历了人口的高速增长阶段，平均在30%。左右，20世纪70年代初我国开始实行 计划生育政策，人口的出生率开始下降，在死亡率很低的情况下，人口增长率下 降。这些造成的一个问题就是，在当前我国的人口分布中，尽管处于15-64岁工 作年龄段的人口仍然占有很大比例，但其占比开始下降，相反，0-14岁及65岁 以上人口占比增加，从而使得我国的人口抚养比上升。根据胡鞍钢(2007)的研 究，我国将于2015年达到人口红利的峰值，之后开始下降并于2

20、035年基本结束, 从而进入人口负债期。在当前中国面临人口红利期逐步消失的背景下，研究中国 的人口年龄结构对住宅市场的影响效应显得尤为重要。2文献回顾人口因素特别是人口的年龄结构对住宅市场的影响是显而易见的，处于工作 年龄段的人口作为要紧的住宅供给者与消费者，其在总人口中占比的变化必将影 响住宅市场中住宅供给量、住宅消费量的变化，继而影响住宅销售价格的变化。 将人口因素对住宅市场的影响进行理论研究则源于Mankiw&Weil(1989)的研究。 Mankiw&Weil(1989)利用一份1/1000的抽样调查数据，构建了家庭住宅需求方程 对不一致年龄人口对住宅需求量的需求参数进行了估计。研究发

21、现，年龄在20-30 岁之间的人对住宅需求有一个跳跃性的提高，20岁下列的人则几乎对住宅需求 没有影响，而年龄超过40岁以后，人们对住宅的需求则以大约每年1%的速度开 始下降；战后“婴儿潮” 一代进入其成年阶段增加了住宅市场的住宅需求从而推 高了 20世纪70年代住宅的实际价格。研究还预测到2010年左右，由于人口结 构的变化，美国的住宅实际价格将会下降47%。在Mankiw&Weil(1989)的研究以后，人口结构与住宅市场的关系引起了众多 学者的关注。他们或者将M-W模型进行修正并重新检验美国住宅市场，或者将 M-W模型引入本国检验本国住宅市场中人口结构与住宅市场的关系。 Engelhar

22、dt&Poterba(1991)首先借鉴M-W模型分析了加拿大的住宅市场，他们利 用加拿大的战后数据检验了人口结构变化与住宅需求及住宅价格的关系。通过简 单的时间序列模型，研究发现加拿大的人口变化与住宅价格在统计上并不显著。 Green&Hendershott(1993测重新检验了美国人口结构与住宅实际价格的关系，他 们使用美国1980年的统计数据分析了每户家庭的人口结构及实际收入对其为一 固定质量住房的支付水平的影响，研究认为尽管人口结构在一定程度上会影响住 宅实际价格，但影响的过程是复杂的，不一致质量水平的住房事实上际价格受人 口结构的影响会不一致。研究还预测，到2010美国人口结构的变化

23、将推高而不 是降低住宅的实际价格。Ermisch(1996)利用了英国的微观数据研究了人口年龄结 构对住宅需求的影响，研究认为除了价格与收入效应以外，人口的年龄结构同样 对住宅需求具有很强的影响，总人口中各不一致年龄人口的分布状况关于决定住 宅需求增长率很重要，老龄化的人口结构对住宅需求的增长率具有降速的作用。 Ohtake&Shintani(1996)在M-W模型基础上使用协整与误差修正模型分析了日本 住宅市场的长期与短期效应。研究发现，在长期日本人口结构变化对住宅存量市 场是有影响的，而对价格则没有影响；但是在短期人口因素关于价格的调整过程 具有重要影响。M-W模型同样引起了一些学者的批判

24、。HoHand(1991)通过协整检验发现“婴 儿潮” 一代进入婚配年龄使得住宅的需求增加，这可能是美国20世纪70年代住 宅投资的增加的要紧原因，但却不是战后美国住宅实际价格增加的要紧原因。 Swan(1995)的研究认为Mankiw&Weil(1989)的研究对住宅需求变量发生了非常 严重的“误解”，在时间序列模型中对住宅价值与人口年龄构成进行跨部门的回 归分析，更多的是在分析美国的成年人人口分布而不是他们对住宅服务或者是存 量住宅的需求。3计量模型与研究假设M-W模型通常而言，家庭对住宅的需求量是人口年龄、收入与其他家庭特征等的函数。 M-W模型则要紧关注年龄因素对住宅需求的影响，其住宅

25、需求模型为：ND = 2Dj（式1）j其中，D,表示一个典型家庭中第j个成员对住宅的需求，N表示家庭的总 人口。每个个人关于住宅的需求则假定是年龄的函数，同时假定每个年龄都存在一 个相应的住宅需求参数，因此，个人的住宅需求为：D, = aDUMMYO j+%DUMMYl .+ 99DUMMY99 . （式 2） JJJJ其中，假如年龄为0,则DUMMY0=l,假如年龄为1,则DUMMY1=1,以 此类推。参数%则为一个年龄为i的人的住宅需求参数。由式（1）与式（2）即可得到家庭的住宅需求方程：D = DUMMYOj + DUMMYl j + 。99 ADlJMMY99j （式 3）在对（3）式

26、进行估计时，Mankiw&Weil（1989）的使用了美国国家统计局的 1/1000的抽样调查数据，该调查数据包含了由203,190个个人构成的74,565个家 庭及各个家庭购买或者租赁的住宅价值。在（3）式中，D即等于每个家庭拥有 的住宅价值，关于那些购买住宅的家庭来说，其住宅价值是确定的；关于那些租 赁住宅的家庭来说，其住宅价值则约为每月租金的100倍。3.1 模型扩展与研究假设由于数据可获取性原因，本文拟用住宅建设面积及住宅销售面积的宏观数据 来分别衡量住宅的供给及家庭对住宅的需求。事实上，用每户家庭拥有的住宅价 值来衡量家庭对住宅的需求也是有需要讨论的地方的。一是住宅价值如何精确测 定

27、？二是住宅价值本身是否能够用于衡量家庭对住宅的需求。另外，M-W模型在假定每个年龄对住宅需求参数不变的前提下对各个年龄 的住宅需求参数进行测定，这即便不能说是测不出来的也能够说是难以确切测定 的。基于此，本文拟结合Lindh&Malmberg（2008）的研究将总人口按年龄划分为 六组来测定不一致年龄段人群对住宅的需求。这六组年龄段人口分别为：（1） 少儿组（0-14岁），这组年龄段人口通常不可能有工作，也不可能独立做出经济 上的决策；（2）青年组（15-29岁），这组年龄段的人口通常来讲开始进入工作 年龄并处于成家立业的人生阶段；（3）壮年组（30-49岁）,这个年龄段人口的 最显著特征就是

28、拥有各自的家庭，抚养着孩子并拥有稳固的住宅；（4）中年组 （50-64岁），处于这个年龄段的人口处于人生的收入高峰期，同时是净储蓄者; （5）刚退休组（65-74岁），这个年龄段的人口开始从工作岗位退出，尽管不再 工作，但还是具有一定的消费能力；（6）老年组（75岁以上），这个年龄段的 人口已经离开工作岗位多年同时进入人生暮年。假设短期住宅市场均衡租金为：q= 9（H）, 盘 0（式 4）oH其中，q为市场租金，H为市场住宅存量。假设每单位住宅的使用成本为7包含折旧、住宅保护成本与实际资本成 本（如税收等）。设实际住宅价格为P,则实际住宅价格的动态方程为：P = -q（H）+ /xP（式 5）

29、根据Poterba（1984）与Lindh&Malmberg（2008）的研究，市场中增量房的供给 应当是住宅实际价格P的增函数及实际资本成本r的减函数，设增量房供给为（p, 则：cp = 0（P, r）, 0,0,/70（式 8）式8与式5结合起来可得：H = + -+ /3r（式 9）y根据 Mankiw&Weil（1989）与 Lindh&Malmberg（2008）的研究，人们对住宅的 需求随着年龄的不一致而不一致，这就使得住宅的租金取决于年龄的不一致分 布。根据M-W模型，q二工吗。j（式10）j=i其中，勺为各年龄段人口占总人口的比例，匕则表示各年龄段人口对住宅 的需求。将10式代

30、入9式即可得：H = c + V w . + yr + AP（式 11）YjY不一致年龄段的人群具有不一致的收入水平与消费需求，而住宅具有消费与 投资的双重属性使得理性人在其生命周期中将做出不一致的消费（投资）决策。 据此，本文提出如下假设：假设1：受赡养人群中（要紧指0-14岁与65岁以上不处于工作年龄段的人 群），0-14岁人群不处于工作年龄没有稳固的收入水平，因而不可能影响社会的 住宅消费、住宅价格等变量，65岁以上人群则将会对住宅供给、住宅消费等有 负向的影响。假设2：工作人群中（要紧指15-65岁人群），15-29岁人群处于婚配年龄 并开始工作，从而会增加住房消费，并对住宅供给与住宅

31、价格具有正向影响， 50-64岁人群处于人生收入的峰值水平，一方面会增加对住房的改善性需求，另 一方面在住房具有投资属性的前提下会分散自己的资产组合，增加对住宅的投资 以实现财富的保值增值，因此50-64岁人群对住宅消费与住宅价格有正向影响。 4人口年龄结构对住宅市场影响的实证分析4.1数据说明本研究涉及的数据要紧有：城市人口的年龄结构、住宅建筑面积、住宅销售 面积、住宅平均销售价格、利率等。1995-2006年的城市人口年龄结构来源于中 国人口统计年鉴，2007-2009年的数据来源于中国人口与就业统计年鉴， 住宅建筑面积、住宅销售面积、住宅平均销售价格来源于中经网-中国经济统计 数据库，名

32、义利率使用个人五年期贷款利率，来源于中国人民银行网站。由于种种原因，我国农村的住宅市场尚未建立，真正意义上的住宅市场要紧 存在于城市，因此有必要先熟悉近年来我国城市人口的年龄结构及其变化情况。 根据各年的中国人口统计年鉴、中国人口与就业统计年鉴我们计算出了 1995-2009年中国城市六组年龄段人口占总人口的比例，具体见图10图1 1995-2009年中国城市人口年龄结构资料来源：由各年的中国人口统计年鉴计算而得，2000年的数据使用线性内插法 计算而得。如图1所示，近年来我国城市人口年龄结构变化的要紧特征是：（1）中老 年人口占总人口的比例稳步增长，特别是50-64岁年龄段的人口显著增长；（

33、2） 处于工作年龄段的人口（15-64岁）占总人口的比例较大，但开始出现下降趋势。 人口年龄结构出现上述变化的原因与我国政府自20世纪70年代初开始施行的计 划生育政策是分不开的。建国后直至20世纪70年代之前出生的人现在进入了 50岁以上的年龄从而其占总人口的比重现在开始增加；相反由于20世纪70年 代初我国开始实行计划生育政策，导致此后人口的出生率下降，在此以后出生的 人口现在则进入了 20-30岁，从而使这一年龄段人口占总人口的比例开始下降。 4.2人口年龄结构对住宅供给与住宅消费的影响分析以住宅建设面积（Residential construction）作为住宅的供给量，将住宅建设面

34、积作为被解释变量对各年龄段人口在总人口中所占比例进行线性回归，回归结果 如表1 （模型1）所示。由于0-14岁年龄段人口尽管不可能独立做出经济上的决策但是某种程度上会是理性经济决策的结果，因此模型2中忽略此年龄段的人口 重新进行分析，回归结果仍如表1所示。变量模型1模型2纯年龄模型滞后一期纯年龄模型滞后一期0.9343*表1住宅供给与人口年龄结构的时间序列回归Inrc(-l)一(10.04)(10.37)Age 0-140.0259 (0.76)0.0090 (0.96)Age 15-290.0015 (0.02)-0.0264 (-1.31)0.0464(1.16)-0.0116 (-0.8

35、9)Age 30-490.2436*(3.07)0.0571*(1.94)0.2026*(3.53)0.0403(1.69)Age 50-640.1537*(1.91)-0.0611*(-2.04)0.1644*(2.12)-0.0608*(-2.04)Age 65-74-0.7136*(-1.95)-0.1528* (-1.33)-0.5220*(-1.98)-0.0792 (-0.93)Age 75+1.0739*(2.34)0.4390*(3.03)0.8968*(2.32)0.3691*(2.95)Adj R20.890.990.890.99D-W1.653.361.633.19注：*

36、、*、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上通过t检验，“（）”中数据表示对应解释变量0.9199*前系数的t值。首先考虑纯年龄模型，如表1中模型1的回归结果所示，不考虑上期住宅建 设，只考虑纯年龄模型，如今30-49岁年龄段、50-64岁年龄段、65-74岁年龄段 与75岁以上年龄段人口均与本期的住宅建设显著有关。30-49岁年龄段、75岁 以上年龄段人口对本期住宅建设有正向影响并在5%的显著性水平下通过检验； 50-64岁年龄段人口对本期住宅建设有正向影响且在10%的显著性水平下通过检 验；而65-74岁年龄段人口与本期住宅建设则显著负有关，且在10%的显著性水 平下通过检验；0-1

37、4岁年龄段与15-29岁年龄段人口则与本期住宅建设无显著关 系。加入上一期住宅建设后分析发现，上一期住宅建设对本期住宅建设呈正向影 响，且在1%显著性水平下通过检验，各年龄段人口仍然对住宅供给有影响，但 是影响系数均下降，模型2忽略0-14岁年龄段人口重新进行分析，结果如表1所示。由表可知, 忽略0-14岁年龄段人口对住宅建设的影响，其他各年龄段人口对本期住宅建设 的影响方向不变，但30-49岁年龄段人口对住宅建设影响的显著性增加，这就说 明处于这一年龄段的人口由于子女的关系增加了对住宅的需求。由表1还能够看 出，不管是否忽略0-14岁年龄段人口对住宅建设的影响，15-29岁刚步入工作年 龄且

38、有婚配需求的人口对住宅建设无显著影响，真正对住宅供给有影响的是30 岁以上的人口。这与我国当前住宅市场的状况是相符的，可能的原因是目前我国 住宅价格普遍较高，这就使得本应对住宅需求具有显著影响的刚步入工作年龄且 有婚配需求的15-29岁年龄段人口由于收入约束不能够满足自己的住房欲望，而 那些30-64岁年龄段的人口则开始进入人生的高收入时期从而对住宅市场具有显 著的正向影响。加入上一期住宅建设后分析发现，各年龄段人口仍然对住宅供给 有影响，但是影响系数均下降。对比模型1的分析结果，说明当前我国住宅市场 增量住房的建设要紧受上期建设的影响。另外，在两种模型中，65-74岁刚退休人口都对住宅供给具

39、有显著的负向影 响且在10%显著性水平下通过检验，原因可能是这个年龄段的人口开始从工作岗 位退出，由于不再具有稳固的收入，卖出（或者租出）自己的住房成为理性的决 策，从而对住宅供给具有负向的影响。值得注意的是，两种情况下75岁以上的 人口对住宅需求都具有显著的正向而不是负向影响，一个可能的解释是处于这个 年龄段的人口由于进入人生的暮年，开始对一些专用性的住宅产生需求，比如老 年住宅的建设等。为了更准确地分析人口年龄结构对住宅消费的影响，将利率、住宅平均销售 价格等因素加入模型中，并以住宅销售面积作为住宅消费。以住宅销售面积作为 被解释变量，使用逐步回归分析方法对模型进行估计，回归结果如表2所示。由逐步回归分析结果可知，在6组人群中，仅15-29岁与50-64岁人群进入 回归方程，且均对住宅消费有显著正向影响并在1%的显著性水平下通过检验， 特别是处于一生收入峰值水平的50-64岁人群对住宅消费影响最为显著且影响最 大，这就说明在我国当前的住宅市场中，50-64岁人群由于处于收入的峰值，是 住宅的最重要的消费者。但是不一致于15-29岁人群的婚配型住宅消费，这个年 龄组人群的住宅消费多是改善型与投资（投机）型住宅消费。