基于結婚意愿的徐州市青年住房消費需求潛力挖掘的不斷發展進步，青年的結婚意愿也在發生著變化，2021年全國登記結婚763.6萬對，創36年新低。這一趨勢下帶來的是青年群體的重新分割，購置房產與締 2 2(二)研究意義 3 5一、徐州市住房消費的現狀分析 6 6(二)徐州市城鎮居民住房消費變化狀況分析 8(三)未來住房消費空間預測 8二、結婚意愿對住房消費行為的影響機制 (二)理論研究層面 1三、青年結婚意愿對住房消費偏好研究設計 (二)問卷分析 (三)數據指標實證分析與結果 (一)研究背景1.伴隨居民收入水平不斷提高，房地產的二重屬性凸顯住房不同于一般商品，具有商品和公共品的二重屬性。近年來，隨著居民收入水平的提高、居住剛性需求的滿足、且金融市場投資產品的相對貧乏，導致住房的投資需求日漸高漲，逐漸引發全國范圍內對商品房的投資熱情。住房也因此在滿足家庭居住需求外逐漸成為家庭收入的來源之一。基于此，房地產的重要性可以從一下兩個方面來看待(李弘偉，陳俊賢，2022):一是在經濟發展層面。當前我國進入經濟發展的“新常態”,GDP增速已降緩至7%以下，因此為了促進經濟的長效平穩發展，進一步發展市場化商品房可以在抵押效應和財富效應的雙重作用下反饋至消費，并且由于財富效應作用于經濟的穩定性與可控性，鑒于這種情況的存在國家近年來努力將其的影響發揮至最大化(王澤宇，張思遠，2023);二是社會穩定層面。在合理的改善型需求之外，出于投機心理而形成的住房消費行為從而帶來的房價的過快上漲將間接影響居民收入進行再分配，并進一步拉大居民之間的收入差距，可能會導致社會的不安定。因此，房地產行業歷來是國家調控的重中之重。習近平主席在十九大報告中提出，“堅持房子是用來住的、不是用來炒的定位”,“加快建立多主體供給、多渠道保障、租購并舉的住房制度，讓全體人民住有所居”。政府在做好房地產市場分類調控的同時，也需要推出有針對性的調控政策，不僅保障居民基本的住房需求，還能打擊投機炒房行為，從而逐步引導消費者實現健康理性的住房消費，構建理性的住房需求，促進房地產2.生育意愿成為影響家庭住房消費的重要因素上世紀80年代，我國開始實行計劃生育政策，家庭生育子女的數量受到嚴格管控，生育水平也降至歷史性的低點。不過伴隨著政策數十年的高壓推行，人□過快增長的現象早已成為過去式，目前我國人口的主要矛盾已完全轉變為人口紅利的逐漸消失(王曉晴，周浩然，2021)。在這一局勢下其實近幾年已不難發現，我國對于人口嚴厲控制的代價是被迫加速進入老齡化社會。2015年10月，中國共產黨召開第十八屆中央委員會第五次全體會議。本研究通過對該問題的深入分析與實證探討，不僅為現有理論提供了新的支持證據，還從不同角度拓展了對這一現象的理解維度。會議上指出：“堅持計劃生育基本國策，積極開展應對人口老齡化行動，實施全面二孩政策。”這意味著我國的人口政策正式進入一個新的此外，由于我國居民的儲蓄率持續偏高，加之受“安居樂業”的傳統觀念的影響，國內住宅的持有率也是全球最高的。同時，隨著新家庭的建立，兩代人的博，2020)。(二)研究意義劃生育”到“全面二孩”,我國已徹底放開生育門檻，鼓勵生育。然而，盡管政不容樂觀。2020年我國生育率跌破1%,創1978年，即計劃生育政策實施以來而截至2021年前三季度統計，結婚對數比2019年同期下降17.5%,比2020年基于此，我國在2021年1月1日又引入了新的婚姻政策——“離婚冷靜期”,作為我國登記離婚制度自1995年婚姻法實施之后最大的一次制度革新，企圖從配。以徐州市為例，2020年徐州市商品房(住宅)待售面積717066平方米，庫存量從2019年的1247萬方上升至1849萬方，去化周期超10個月。供需矛盾十①數據來源國家統計局。②數據來源中國統計年鑒2021。因此，把握我國當下青年的結婚意愿，把握住隨之而來的新的住房消費需求，從而調整房地產宏觀政策，使得房地產企業牢牢抓住市場動向，才能夠高效配置社會資源。代90后青年在結婚買房的觀念上呈現出多元化的趨勢，但是還是有三分之二的5965位青年的調查研究中發現，有85%的青年不能接受一直租房，這就從側面彬，張奕晗(2018)認為，在影響當前城市家庭住房消費偏好的因素中，收入水①林蒙丹，林曉珊：《結婚買房：個體化視角下的城市青年婚姻與住房消費》,中國青年研究，2020(8):8.;改善。通過對比和分析不同研究的方法和結果，本文得以識別出研究空白和潛在的研究方向，為本文的研究設計和實施奠定了堅實的基礎。將住宅剛性需求視為具有一定購買力的消費需求，其需求-收入彈性相對較大，而價格彈性相對較低。黃盈盈，王澤博(2011)指出，住宅的剛性需求是指在某一價位范圍之內，有一定的購買力和購買力的剛性需求。蔡思涵，趙睿璇(2012)指出，住宅市場中的“剛需”指的是城鎮居民為了滿足基本生活需要而必須購置的住房。賈臥龍(2012)指出，“剛需”是指具有購買力和強烈購買欲的人群。從這一點可以看出，目前我國對住宅的剛性需求還沒有一個統一而清晰的界定，僅僅是一個相對的概念。“剛性需求”是指居民為了滿足基本生活需要而必須購既有的研究成果主要有以下幾個特點：一是關于住房消費偏好的研究成果較為豐富，在本文的研究背景下我們兼顧了這種情況但從青年群體角度研究家庭住房消費的成果不多。既有文獻中關于住房消費影響因素的研究成果頗多，尤其是在理論因素方面，國內外已經建立了較為全面的理論分析框架，并且從消費心理、消費行為等多個角度都有涉獵(周曉晨，高宇翔，2019)。但是關于消費者更為細致的群體角度方面研究住房消費的關系的成果仍然較為匱乏。本文也關注了研究結果與實踐應用的銜接之處，探討其對解決實際問題的效用與意義，旨在促進理論與實踐的交融，推動學科知識的持續進步。二是關于青年與婚姻意愿的研究以社科類研究為主，依據目前的結果我們可以推斷出更多關注社會心理層面，從個人出發剖析消費行為。然而關于婚姻意愿的決策主體是青年本身，因此從微觀主體出發，也可以得出更系統化的結論(陳1.城鎮化穩步推進為房地產市場提供動力支撐基礎不斷夯實，人口吸引力顯著增強。根據徐州市統計局數據顯示，2020年徐州市常住人口達到916.19萬人，同比增長1.08%;2021年徐州市常住人口城鎮化率為62.89%①,說明徐州市對人口的虹吸效應日益顯現。本文還通過與其他研究方法和實證數據的對比，來評估模型的準確性和可靠性。這足以表明但由于徐州市的①數據來源全國第七次人口普查。人口基數大，自2020年第七次人口普查以來城鎮化率提升的幅度仍低于全國和省。但在未來，隨著新型城鎮化的推進、產業布局的擴展、城市功能的進一步完善，以及我國的經濟重心不斷向中部擴展的過程，徐州市的城鎮化水平仍有較大的提高空間，從而為樓市的可持續發展提供有力的人口支持(趙晨宇，劉心怡，2021)。2.房地產業發展迅速，但與一線城市相比仍有較大差距徐州市房地產業在經濟持續增長和城鎮化穩步推進的環境下總體呈現快速增長態勢。根據徐州市統計局的數據顯示，徐州市房地產開發投資從2016年的2517.44億元持續增長到2020年的2777.15億元，年均增速高達10.31%。徐州市房地產業占GDP的比重也從2018年的6.57%增加到2020年的9.81%,增幅為3.24%。從這些特征可以推斷出從9個國家中心城市對比來看，徐州市房地產業占GDP比值排名第五，還不到第一名上海市的一半；徐州市房排名第四，與第一名廣州市有1.95個百分點的差距。總體來看，徐州市房地產業發展迅猛，在城市經濟結構中占據重要地位，但總量上市仍有相當大的差距(鄧文琪，吳佳怡，2022)。這種一致性不僅體現在方法論層面的分析設計上，如數據獲取與處理方式的運用，還深入到核心發現與理論推導的3.房地產開發投資和銷售總體平穩，增速放緩自2016年底中央啟動新一輪房地產調控以來，徐州市堅持“房住不炒”的政策定位，通過供需兩端同時出臺相應的調控政策，由此可以性炒房，成效明顯。在房地產開發投資上，徐州市在總量上比下降6.37%。在房地產銷售上，徐州市仍保持持續增長，但增速從2016年開始持續下滑。2020年，徐州市商品房銷售額為3769.5億元，基于這樣的局面在全國收到疫情影響而導致的市場疲軟態勢下，仍然位列全國大中型城市前列(王欣怡，李思遠，2021)。其中，其中90平方米及以下住房銷售額為305.1億元，商業營業用房銷售額161.9億元。1.住房消費支出呈總體上升趨勢自1998年國家取消福利分房政策以來，徐州市住宅市場得到快速發展，隨著居民住房消費支出的上漲，住房消費水平也得到提高，城鎮居民住房不管是從人均居住面積上還是住房質量上都得到了很大改善，人均居住面積在2020年已達到35.78平方米(馮思遠，蔣雅靜，2021)。這一發現為本文的基礎研究提供了堅實的實證依據，同時也驗證了已有理論框架的廣泛適用性和穩健性。這期間，徐州市城鎮居民居住消費支出總體上分為兩個階段。如表一所示，2016-2019年期間，從中可窺一斑我國居民的住房支出呈現增長態勢。第二個階段是從2020年到現在，我國居民的住宅消費出現了明顯的下降和減速，這主要是因為疫情的影響，整個社會的經濟發展速度都有所減緩，而由于疫情的持續時間較長，人們的生活消費也出現了一些新的問題，例如：對于房屋的采光、面積乃至于活動面積都有更高的要求，不過由于房地產業的周期較長，市場無法及時反饋，因此供需有了一定缺□(陳瑋鑫，徐子琪，2022)。二者的綜合作用使徐州市城鎮居民的生活消費支出出現了一定程度的下降。城鎮常住居民家庭每年居住消費支出2.住房消費所占居民總體消費比重有所下降徐州市的城市居民人均住房消費支出8576.04元，較上年同期增加7.1%,但這僅僅是徐州市居民消費總量的增加，在這等環境下從某種意義上說，也是城市居民消費的一個重要指標。通過深入研究發現，近幾年，徐州市城鎮居民人均可支配收入和人均年消費支出比例有所增加，但住宅消費在徐州市的比重有所降低，其中以2019年為17.77%,同比減少27.02%,同比下降0.34%,同比減少0.46%。這既需要輸入數據的精確性，也依賴于分析結構的科學性、技術方法的先進性以及研究策略的合理性。①數據來源{{X11X}}市統計年鑒2016-2020。一般來說，人口年齡結構越年輕，在這等場景中新房市場的增長空間越大。鑒于城市人口統計數據的有限性和統計指標的可比性，根據《徐州統計年鑒2018》和《上海統計年鑒2018》的數據顯示，2017年，在這特定的情境下徐州市18-34歲共有218.6萬人，占戶籍總人□的25.61%,較上海市(17.8%)高出7.81個百分點。從美國經驗來看，購置首套房的人群年齡區間一般在27-37歲，改善型購房的人群年齡在37-45歲(周建國，孫宇和，2020)。本文還引入了多項驗證流程和質量保障措施。本文中，對原始數據的加工方法相較于以往技術更為簡便且高效。同時，參照鏈家APP的數據，在這樣的情境之下我國購房人口年齡主要分布在25-44歲。從2016-2020年，徐州市25-44歲人口占戶籍總人口的比例穩定保持在33%左右。這說明徐州不僅人口結構年輕且穩定，是未來房地產市場需求的穩固圖2徐州市25-44歲人口數及占全市常住人口比例二、結婚意愿對住房消費行為的影響機制(一)社會行為層面至于年輕人的住房情況，2007年一份全國12個城市的青年的問卷顯示，單身青年的產權房擁有率約為5%,在這樣的情境里已婚青年的產權房擁有率接近50%;2010年，一份985大學畢業生的問卷調查發現，“80后”985大學生的房屋擁有率為21%,比發達國家的同齡人要低，比我國城市青年的平均水平要高，尤其是已婚者的房屋擁有率(59%)要比發達國家的同齡人更多(朱星辰，王雅婷，2022)。《2021婚房消費調查報告》顯示，約54%的被調查者不愿意租房，而從年齡上來看，80-95后之間的選擇是逐漸增加的，這表明，對于年輕人來說，租房結婚的可能性更大。另外，因應這局勢而定據貝殼研究院的調查，90后單身青年中，66%表示“暫時租房，但將來要有房”,就經濟狀況而言，不管是計劃經性也不再恪守傳統，而是通過自己的努力或家人的幫助參與到住房的購置中來：析可以得出如下結論全國30個重點城市整體女性購房占比從2017年45.60%到2020年47.54%,逐年提升；15個新一線城市整體女性購房者占比達48.04%,超2017-2020年各年齡段女性購房者占比變化此外，58同城、安居客發布的《2021年女性置業報告》(以下簡稱《置業報告》)也顯示，有82%的女性計劃在5年內置業，其中打算今年買房的女性占比14%;近四成女性打算兩年內買房，按照這狀況來進行其中計劃5年內購房的調研了女性買房的主要原因，來自于求穩定居所及落戶而買房對的是，在此情境的作用下購買二套改善型住房的女性占比24%;以36~45歲為陳嘉欣，2023)。(二)理論研究層面生命周期理論將家庭的生命周期區分為以下6個階段，分別為形成、擴展、穩定、收縮、空巢和解體，那么對應成為以下的6段時期，即新婚、孩子出生、時該理論認為消費者的消費決策是根據預期收入和當前收入水平來決定未來和①數據來源貝殼研究院的存在伴隨著婚姻關系而締結成功的家庭結構以及隨之而產生的住房需求在不家庭規模逐漸縮小，在“雙獨二孩”階段(2011-2013年),繼續縮小，其原因□逐漸分開住，使得平均家庭規模更小。在“單獨二孩”階段(2013-2015年),的要弱。在“全面二孩”階段(2015-至今),平均家庭戶規模有所增加，預期(一)問卷設計為了解徐州市居民住房消費的實際情況，2022年3月8日至3月10日通過偏好等信息。如表所示，于這種情景里共回收187份問卷。樣本中男女占比分別為24.6%和75.4%;各年齡階段、各學歷層次、各婚姻狀況均有涉及，具有一定表2樣本的構成分析百分比百分比性別男10萬及以下女10至20萬23學歷2高中(含中專)3本科(含大專)100至300萬工作人員寓5自主創業/個體經營民營企業/私營企業員工及管理人員從事高新行業的技術、管理人員7從事教育行業的講師、行政人員7以勞動輸出為主的工1248.13%待業/下崗已婚311.婚姻觀念特征分布對于“您認為您在未來五年內會與他人締結婚姻關系”這一問題，51.9%的受訪者對此呈消極態度，認為未來五年內結婚的可能性較低，其中女性占89.4%,男性則為10.5%(張天翼，黃雅琪，2020)。在與已有文獻結論對比分析后，發現本文研究結果不僅對部分已有觀點予以支持，還提出了新的見解，為相關領域的理論發展提供了新的思路和證據。此外，在此狀態下對于“您目前對于婚姻的看法”這一問題，明確表示出對于結婚狀態呈現出積極趨勢的人數為18人，約占總樣本的13.61%;其余99人均對結婚有一定的保留乃至于消極態度。22.45%圖3受訪者對婚姻的看法分布情況然而，在對于“您認為在締結婚姻關系時是否應該購買‘婚房’”這一問題上，約有62.59%的受訪者表示同意或者很同意，6.8%的受訪者表示不同意或者很不同意，通過這些細節可以看出剩余約有30.61%的受訪者認為對此沒有很大的想法。與此同時，在針對“已婚”狀態的受訪者的問題“您是否有‘婚房’”中，80%的人表示自己擁有婚房(陳宇和，林婉清，2022)。這種拓展為本文提供了全新的研究視角和思考維度，對推動該領域理論的發展具有重要的推動作用。以上兩個趨勢說明，當前對于結婚以及“婚房”問題呈現出兩級分化般的特征：一方面，對于大部分適齡青年來說，他們不愿意結婚，寧愿繼續保持單身狀態或者戀愛狀態；而另一方面，通過這點可以看出一旦適齡青年選擇進入婚姻，那么這一部分群體對于“婚房”的需求是十分強烈的(徐浩然，郭婧雅，2022)。針對這兩大類適齡青年，后續的調查數據中將分別呈現他們各自對于住房消①在后續的數據處理中，將在“您目前對于婚姻的看法”這一題目中，選擇“一定會結婚”與“不清楚，隨緣”以及前文中選擇“已婚”狀態的受訪者視為“結婚意愿強烈”;選擇“就是不結婚”、“有伴侶也仍然不打算結婚”與“如果有合適的人選就結婚，沒有的話一輩子不結婚”的受訪者視為“結婚意愿薄弱”。5分別占比35.85%、26.42%和26.42%,對結婚意愿較弱的受訪者則偏向于兩室一和26.56;另外兩類受訪者對于四室兩廳和其他戶型的偏好度相似，但在一室一廳的戶型上對婚姻呈消極態度的受訪者數量遠多于另一類，達到了17.19%,另對婚姻呈不同態度的受訪者對住宅戶型偏好的分布情況圖4 (電梯房，8-15層)是最受歡迎的，這明顯地顯示出比例為47.17%和50%;而多層(7層及以下的樓梯房)總體來說是最不受歡迎的，在兩類受訪者中分別占比7.55%和9.38%。對婚姻呈不同態度的受訪者對住宅類型偏好的分布情況同時，對結婚意愿強烈的受訪者偏向于90-120m2、120-144m2和144m2及以上的住宅面積，占比分別達到33.33%、33.33%和25%;而對婚姻呈消極態度的受訪者更多偏好90-120m2、70-90m的住房。這一差異體現出家庭規模這一因素在住房消費上的導向，這在一定程度上注解了而對于未來將長時間保持單身狀態的消費者來說，較小戶型即可滿足居住需求(郭宇翔，楊雨欣，2022);這不僅有助于排除隨機因素的干擾，還能提高研究成果的可信度和普遍適用性。另外，技術手段的發展水平也對結論的驗證過程產生重要影響，隨著科技的進步，新的研究工具和技術手段不斷涌現，為科學研究提供了更多新的途徑。然而對于期待組成家庭的消費者來說，在面積的選擇會更傾向于大戶型。圖6另外，這在某種程度上說明了在對住宅消費偏好具體的影響因子上，調查選取了七個影響維度①,從受訪者對于這七個維度的敏感程度(用數字1-5來表示)可進一步厘清影響居民住房消費偏好的具體特征(何文昊，趙婉婷，2021)。從表3可知，在結婚意愿一般的受訪者中，對于各維度的敏感程度整體較高。各項維度的最小值均為2,其中自對于“住房的通風、采光和日照條件”和“小區物業管理服務質量”甚至達到了3,這說明絕大多數受訪者受到疫情防控政策的相關影響，在經歷了居家隔離等情況，這在某種程度上證實了對于居住質量和物業配套服務有了更高的要求(羅志杰，錢慧敏，2022);而在平均值這一項中，綜合較高的是“小區聲音污染(交通噪音、商業噪音等)”和“小區物業管理服務質量”,具體分數為4.547和4.5。①分別為“住房的通風、采光和日照條件”、“周邊餐飲、購物等商業配套”、“小區停車空間是否充足”、“周邊教育、醫療、公園等公共配套”、“小區綠化及環境衛生”、“小區物業管理服務質量”和“小區聲音污染(交通噪音、商業噪音等)”。中位數小區聲音污染(交通噪音、商業噪音等)根據表4可得，這在一定程度上顯露在結婚意愿強烈的受訪者中，對于各維度的敏感程度仍然保持較高，不過在具體的數值體現上區綠化及環境衛生”和“周邊教育、醫療、公園等公共配套”,數值為4.509、4.34和4.302,這一趨勢說明，在未來五年內有可能締結婚姻關系的群體中更關 (交通噪音、商業噪音等)”上，最低值均為1,說明對于此類群體來說，能夠中位數(電梯房，8-15層),對于開發商和物業的要求更高；從結婚意愿強烈的受訪者出發，他們的目標住房是120m及以上、三室兩廳的小高層(電梯房，8-15層),1.變量的選取與信度檢驗本次調查問卷共回收187份問卷，通過“您的婚姻狀況”篩選有效問卷，剔除選擇“已婚”的樣本，剩余117份有效問卷。在這117份有效問卷中，選擇其中對于住房消費因素考量的相關答案進行下列實證分析(馮思遠，蔣雅靜，2021)。基于上文問卷設計和國內外學者對住房消費偏好的研究，將徐州市住房消費的現狀和現有的住房消費偏好影響因素模型合并考量，在這種背景下擬選擇“住房的通風、采光和日照條件”、“周邊餐飲、購物等商業配套”、“小區停車空“小區物業管理服務質量”和“小區聲音污染(交通噪音、商業噪音等)”作為研究的因變量，分別為：Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y?①;擬選擇“結婚意愿”、“性別”、“學歷”、“家庭/個人存款”、“職業情況”作為研究的自變量，分別為：X?、X?、X?、X?、X?②。從而構建青年的結婚意愿對徐州市居民住房消費偏好影響因素的模型(程浩宇，邵婉瑩，2022)。初步研究成果與早期的計算結果和文獻回顧相吻合，這反映了本研究方法論的正確性和可靠性。信度系數值為0.840,大于0.8,因而說明研究數據信度質量高。而CITC值均大于0.4,說明各分析項之間具有良好的相關關系，同時也說明信度水平良好。綜上所述，研究數據信度系數值高于0.8,可用于進一步分析。2.回歸結果分析本次回歸選擇多元線性回歸，以X1為主變量，依次放置X?-X5為輔助變量，分別對因變量Y1-Y7進行OLS回歸，并逐步剔除顯著性低的變量，留下顯著性高的變量，具體分析結果如表5、表6所示：回tPF表5可以看出，在這樣的環境中回歸模型擬合優度R方為0.256,調整后的R方為0.236,模型整體的擬合度較好(沈志澤，余慧君，2022)。其中，X3的回歸②X?中1代表強烈，2代表薄弱；X?中1代表女性，2代表男性；X?中1為初中及以下，2為大學(含大專),3為碩士及以上，4為高中(含中專);X?中1為100-300萬，2為20萬及以下，3為20-50萬，4為300萬及以上，5為50-100萬；X?中1為事業單位/公務員/政府工作人員，2為從事教育事業的講師/行政人員，3為從事高新技術產業的人員，3為民營企業工作人員，4為待業/下崗，5為勞動輸出者，6為創業，7為學生。X?會對Y?產生顯著的負向影響關系；X5的回歸系數值為0.449,并且呈現出0.01水平顯著性(t=5.796,p=0.000<0.01),意味著X?會對Y?產生顯著的正向影響關回歸系數CoeftPF0.5075.873表6可以看出，回歸模型擬合優度R方為0.287,調整后的R方為0.255,模型整體的擬合度較好。其中，X2的回歸系數值為0.334,并且呈現出0.05水平顯著性(t=2.007,p=0.047<0.05),從這些實踐可以了解意味著X?會對Y4產生顯著的正向影響關系。X?的回歸系數值為0.507,并且呈現出0.01水平顯著性(t=5.873,p=0.000<0.01),意味著X1會對Y4產生顯著的正向影響關系(曹宇和，p=0.009<0.01),意味著X5會對Y?產生顯著的負向影響關系。本文在設計優化過除此之外，在利用方差分析研究自變量Xn對Yn的差異性中，自變量X?對Yn呈現出水平顯著性：剔除掉樣本數n=1的“初中及以下”的因子，X?對于Y?呈現出0.01水平顯著性(F=6.160,p=0.001),對于Y5呈現出0.01水平顯著性(F=4.794,p=0.004),對于Y6呈現出0.01水平顯著性(F=4.826,p=0.003),對于Y?呈現出0.05水平顯綜上，“住房的通風、采光和日照條件”易受到職業情況影響，事業單位/公務員/政府工作人員和從事高新行業的技術、管理人員對于住房質量的選擇更[2]李弘偉，陳俊賢.新時期我國青年婚姻特點的法學思考與改善機制[J].法制與社會，2022(31):112