人口老齡化對居民消費的非線性影響
——基于養(yǎng)老保險發(fā)展的動態(tài)面板異質(zhì)性門檻效應(yīng)

臧旭恒 李曉飛

內(nèi)容提要：基于世代交疊模型構(gòu)建簡化的人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的理論模型，結(jié)合2002—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)面板門檻模型，以養(yǎng)老保險發(fā)展為門檻變量對理論模型進行驗證。研究結(jié)果顯示，人口老齡化對居民消費傾向的影響具有顯著的雙門檻特征，隨著養(yǎng)老保險發(fā)展水平的提高，人口老齡化的消費效應(yīng)由負轉(zhuǎn)正，并且正向效應(yīng)逐漸加強；在異質(zhì)性門檻效應(yīng)分析方面，東部地區(qū)的門檻值大于中、西部地區(qū)，享受型消費的門檻值大于發(fā)展型消費。提高養(yǎng)老保險支出水平與覆蓋率，能夠使人口老齡化對居民消費傾向的影響由負轉(zhuǎn)正(西部地區(qū)，享受型消費)或增強人口老齡化的正向消費效應(yīng)(東、中部地區(qū)，發(fā)展型消費)。

一、問題提出

無論與發(fā)達國家還是發(fā)展中國家相比，中國居民消費率均處于較低水平，且具有持續(xù)下降趨勢，從2000年的46.9%波動性下降至2018年的39.4%。另一方面，中國最終消費支出對經(jīng)濟增長的貢獻從2003年的35.4%波動性上升至2018年的76.2%(1)數(shù)據(jù)來源于2001年和2019年《中國統(tǒng)計年鑒》。，在出口和投資疲軟的情況下，消費在經(jīng)濟增長中的作用與貢獻更加凸顯[1]。國內(nèi)外學(xué)者對中國居民消費的影響因素進行了深入研究，眾多學(xué)者認為人口年齡結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老保險是居民消費的重要影響因素[2]。根據(jù)生命周期理論，當(dāng)社會中年輕人和老年人的比例增大時，整個社會的消費傾向會提高。中國計劃生育政策的實施，以及醫(yī)療條件和物質(zhì)生活水平的改善，使得中國人口出生率保持在較低水平且平均預(yù)期壽命逐漸延長。這使得中國人口老齡化問題逐漸凸顯，對居民消費產(chǎn)生重要影響。

養(yǎng)老保險是應(yīng)對人口老齡化問題重要的解決辦法之一。中國目前的養(yǎng)老保險主要包括城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險。從微觀角度來看，養(yǎng)老保險可以緩解消費者對未來的不確定性感受，使居民減少預(yù)防性儲蓄及流動性約束等，還能夠提升居民的消費信心，使居民敢消費、愿消費、能消費。從宏觀角度來看，養(yǎng)老保險制度對于整個社會具有“安全網(wǎng)”和“穩(wěn)定器”的作用，為國民經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展提供養(yǎng)老保障，減緩人口老齡化對社會產(chǎn)生的不利影響或增強人口老齡化的消費效應(yīng)。

不同學(xué)者利用不同國家的宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)或微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)研究了人口老齡化對居民消費的影響，但相關(guān)研究未得到一致結(jié)論，主要存在正向影響、負向影響及影響不顯著等結(jié)論。本文認為，造成這種結(jié)論不一致的原因之一是，人口老齡化對居民消費傾向的影響存在養(yǎng)老保險發(fā)展(本文包括養(yǎng)老保險基金支出水平和養(yǎng)老保險覆蓋率)的門檻效應(yīng)。當(dāng)養(yǎng)老保險發(fā)展處于低水平時，老年人的養(yǎng)老保障水平較低，消費信心較弱；同時，處于工作期的勞動力的資產(chǎn)替代效應(yīng)較弱，出于養(yǎng)老撫幼的壓力，再加上預(yù)期壽命延長等因素的影響，使得處于工作期的勞動力人群更加傾向于儲蓄。這些因素共同造成了人口老齡化對居民消費傾向產(chǎn)生負向影響。隨著養(yǎng)老保險發(fā)展水平的提高，當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平與覆蓋率越過門檻值時，養(yǎng)老保險通過微觀和宏觀兩方面的作用，對居民消費傾向產(chǎn)生顯著的正向促進作用。因此，不同學(xué)者使用的年代數(shù)據(jù)與采用的計量模型不同，其研究所處階段養(yǎng)老保險發(fā)展的不同，導(dǎo)致結(jié)論的不同。其次，養(yǎng)老保險發(fā)展會影響人口老齡化帶來的種種經(jīng)濟效應(yīng)，單獨考慮人口老齡化對消費的影響會產(chǎn)生遺漏變量，也會使相關(guān)研究分析過于狹隘，研究片面化。最后，消費者同質(zhì)性的經(jīng)典理論假設(shè)并不完全適用于現(xiàn)實研究分析。在實證研究中，可以從人口老齡化程度和消費結(jié)構(gòu)等角度將消費者分為不同的類型，進而分析人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的異質(zhì)性。

因此，針對已有研究的爭論與不足，基于世代交疊模型，本文將構(gòu)建簡化的人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的理論模型。結(jié)合2002—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)面板門檻模型，以養(yǎng)老保險發(fā)展為門檻變量實證研究人口老齡化對居民消費傾向的非線性影響，對理論模型進行驗證，并從區(qū)域與消費結(jié)構(gòu)的角度考慮這種非線性影響的異質(zhì)性。根據(jù)研究結(jié)論提出差異化的政策建議，釋放異質(zhì)性消費者的消費潛力，增強經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力。

與已有文獻相比，本文有三個重要擴展：一是以養(yǎng)老保險發(fā)展為門檻變量，基于世代交疊模型構(gòu)建簡化的人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的理論模型；二是在實證分析時，構(gòu)建以養(yǎng)老保險發(fā)展為門檻變量的人口老齡化消費效應(yīng)的動態(tài)面板門檻計量模型，對理論模型進行驗證；三是從東、中、西部地區(qū)與消費結(jié)構(gòu)角度考慮人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的異質(zhì)性門檻效應(yīng)，豐富了關(guān)于異質(zhì)性消費者行為的研究與結(jié)論。

二、文獻綜述

在人口老齡化影響居民消費的機理分析方面，生命周期假說是解釋人口結(jié)構(gòu)對居民消費影響的最早文獻。該理論認為，理性消費者為取得一生效用最大化，會在成年期勞動工作獲得收入并儲蓄，在年老時消費，達到平滑消費的目的。人口結(jié)構(gòu)與儲蓄率存在“最優(yōu)增長路徑”，因此，人口老齡化會造成總儲蓄率下降，消費率上升[3]。汪偉和艾春榮(2015)認為中國人口老齡化對儲蓄率的影響主要存在負擔(dān)效應(yīng)與壽命效應(yīng)，負擔(dān)效應(yīng)表明消費者將在年輕時儲蓄，年老時消費，人口老齡化對儲蓄率產(chǎn)生負向影響；壽命效應(yīng)表明消費者意識到自身壽命的延長，將在年輕時增加更多儲蓄，并推遲退休時間，對儲蓄率產(chǎn)生正向影響[4]。人口老齡化也可通過勞動力數(shù)量、資本積累及勞動生產(chǎn)率等影響居民收入進而間接影響居民消費。老齡化會使勞動力供給出現(xiàn)短缺，總儲蓄率下降進而資本積累緩慢；并且，老年人對于新設(shè)備、新工藝及新技能的學(xué)習(xí)能力下降，會影響勞動生產(chǎn)率的提高。以上因素通過負向影響經(jīng)濟增長率進而影響居民收入，對居民消費產(chǎn)生負向影響。在老齡化的不同階段，這些因素對居民消費的影響程度不同，造成人口老齡化對居民消費的作用方向存在差異[5]。人口老齡化對消費結(jié)構(gòu)也會產(chǎn)生較大影響，由于老年人生理、心理、消費習(xí)慣及閑暇時間等特點，人口老齡化程度的提高，會減少食品衣著方面的消費，增加醫(yī)療保健、文教娛樂及旅游服務(wù)等方面的消費[6]。

在經(jīng)驗研究方面，國內(nèi)外相關(guān)研究結(jié)論差異較大。國外方面，莫迪利亞尼和曹(Modigliani & Cao，2004)基于生命周期理論對中國高儲蓄率的影響因素進行研究，發(fā)現(xiàn)總撫養(yǎng)比對中國儲蓄率的影響顯著為負[7]。埃斯特拉達等(Estrada et al.，2011)研究老年撫養(yǎng)比對31個亞洲發(fā)展中經(jīng)濟體國內(nèi)消費的影響，結(jié)果表明人口老齡化與消費之間存在正相關(guān)關(guān)系[8]。庫爾蒂斯等(Curtis et al.，2017)使用家庭生命周期儲蓄決策模型量化人口變化對日本、中國和印度家庭總儲蓄率的影響。結(jié)果顯示，越來越多的退休人員抑制了日本的儲蓄率，而減少家庭規(guī)模則增加了中國和印度的儲蓄，并預(yù)測日本和中國的家庭儲蓄率將下降[9]。但霍克與韋爾(Hock & Weil，2012)的研究得出相反的結(jié)論，從長遠來看，較高的老年撫養(yǎng)比會抵消由生育率下降產(chǎn)生的“人口紅利(允許高消費)”[10]。還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)人口老齡化與儲蓄率的關(guān)系并不那么顯著[11-12]。

國內(nèi)方面，相關(guān)研究可歸為三類。第一類是人口老齡化正向影響居民消費，如王宇鵬(2011)的研究表明，老年撫養(yǎng)比對居民平均消費傾向存在顯著為正的影響[13]。王勇和周涵(2019)的研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化顯著促進了中國居民消費增長，有利于擴大內(nèi)需[14]。第二類是人口老齡化抑制居民消費，如毛中根等(2013)對中國人口年齡結(jié)構(gòu)與居民消費的關(guān)系進行了實證研究，研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化顯著抑制居民消費，且抑制作用由東向西逐漸遞減，對城鎮(zhèn)居民消費的抑制作用大于農(nóng)村[5]。劉子蘭等(2014)[15]的研究也得出類似的結(jié)論。第三類認為人口老齡化對消費的影響不顯著[16]。

有關(guān)養(yǎng)老保險對消費(儲蓄)影響的理論主要包括生命周期理論、世代交疊模型、預(yù)防性儲蓄理論與行為生命周期理論等?；谶@些理論，學(xué)者們利用不同數(shù)據(jù)實證研究了養(yǎng)老保險對居民消費的影響。大多數(shù)學(xué)者研究認為養(yǎng)老金財富或養(yǎng)老保險支出會顯著促進居民消費。費爾德斯坦(Feldstein，1974)認為養(yǎng)老保險的資產(chǎn)替代效應(yīng)和引致退休效應(yīng)對居民儲蓄分別產(chǎn)生擠出和擠進的作用，對美國時間序列數(shù)據(jù)的實證分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老社會保障有抑制居民儲蓄、增加消費的凈效應(yīng)[17]。巴爾和戴蒙德(Barr & Diamond，2006)對養(yǎng)老金進行了經(jīng)濟學(xué)分析，認為養(yǎng)老金具有削弱貧困以及收入再分配的功能，可顯著提高低收入群體的消費支出[18]。中國很多學(xué)者沿著國外研究的角度，將養(yǎng)老金財富及養(yǎng)老保險支出作為居民消費的主要解釋變量，研究結(jié)果較為一致，認為養(yǎng)老金財富或養(yǎng)老保險支出會顯著促進居民消費[19-21]；還有部分學(xué)者研究養(yǎng)老保險制度參數(shù)以及參加養(yǎng)老保險對家庭消費的影響，研究表明，參保會顯著促進居民消費，居民養(yǎng)老保險繳費率的提高會抑制居民消費，而替代率的提高會促進居民消費，覆蓋率對居民消費的影響尚無定論[22-24]。

綜上所述，相關(guān)研究主要存在以下不足：第一，人口老齡化對居民消費的影響方向尚無定論，相關(guān)研究極少考慮非線性影響的情況，并忽略了養(yǎng)老保險發(fā)展(提升養(yǎng)老保險基金支出及覆蓋率)對人口老齡化消費效應(yīng)的影響；第二，相關(guān)研究未從區(qū)域與消費結(jié)構(gòu)的角度，研究養(yǎng)老保險發(fā)展影響人口老齡化消費效應(yīng)的異質(zhì)性。因此，針對已有研究的爭論與不足，本文以養(yǎng)老保險發(fā)展為門檻變量，研究人口老齡化對居民消費傾向的非線性影響及其異質(zhì)性，豐富相關(guān)理論與實證研究，為增強居民養(yǎng)老保障水平以及釋放中國居民消費潛力提供政策啟示。

三、理論模型

本文以養(yǎng)老保險發(fā)展為門檻變量，基于世代交疊模型構(gòu)建簡化的人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的理論模型[25-26]。假設(shè)代表性消費者一生共經(jīng)歷兩個時期，包括成年期和退休期，令C1t和C2t分別表示第t期年輕人和老年人的消費，則出生于t期的人可得的效用Ut依賴于C1t和C2t+1。消費者當(dāng)且僅當(dāng)在成年期通過工作獲得總收入W(這里的收入W為消費者扣除養(yǎng)老保險等繳費后的純收入)，用于消費C1t和儲蓄S1t；在退休期只消費C2t+1，無勞動收入者的消費來源于儲蓄增值與參加養(yǎng)老保險獲得的養(yǎng)老金收入。

假設(shè)利率為rt+1，則儲蓄增值為S1t(1+rt+1)。假設(shè)整個社會的養(yǎng)老保險覆蓋率為α，且消費者參加養(yǎng)老保險是隨機的，則每個消費者被養(yǎng)老保險覆蓋的概率均為α；每個消費者的養(yǎng)老保險替代率均為β，等于消費者在第二期退休后的養(yǎng)老金總收入/退休前的工資總收入，因此，消費者在第二期存活時間越久，領(lǐng)取的養(yǎng)老金總收入越高，β會越大，存在小于1、等于1和大于1三種情況。進而，消費者退休后直至死亡，獲得的養(yǎng)老保險總收入可利用消費者在成年期的總收入W與養(yǎng)老保險替代率β和養(yǎng)老保險覆蓋率α的乘積構(gòu)成，即消費者在第二期獲得的養(yǎng)老保險總收入的期望值等于αβW。本文中，養(yǎng)老保險發(fā)展包括養(yǎng)老保險覆蓋率α與養(yǎng)老保險替代率β(或養(yǎng)老保險基金支出水平，兩者成正比)，他們分別代表了養(yǎng)老保險發(fā)展的寬度和深度。

基于中國現(xiàn)實，老年人消費支出的一部分來源于子女的贍養(yǎng)給予。因此，消費者在成年期的儲蓄，會支出用于贍養(yǎng)老人。而人口老齡化程度越高，整個社會以及家庭的老年撫養(yǎng)比(Fo)也會越高，消費者在成年期的儲蓄就需要分給更多的老年人。同時，消費者在年老時，也就是第二期能夠獲得子女的贍養(yǎng)給予也會減少，這里減少意味著第二期老年人獲得的贍養(yǎng)給予小于自己在年輕時(工作期)的儲蓄。為簡化分析，本文用消費者成年期的儲蓄增值與老年撫養(yǎng)比的比值來表示這種關(guān)系。為滿足后文理論推導(dǎo)的合理性，這里的老年撫養(yǎng)比為乘以100后的值，仍用Fo來表示。

因此，消費者第一期的預(yù)算約束可表示為：

C1t+S1t=W

(1)

第二期的預(yù)算約束可表示為：

(2)

結(jié)合式(1)與式(2)，可得消費者一生消費支出的預(yù)算約束為：

(3)

(4)

通過求解式(4)可得歐拉方程為：

(5)

將式(5)代入式(3)可得消費者的最優(yōu)消費水平C1t為：

(6)

將式(6)兩邊同時除以收入W，可得消費者的消費傾向cr為：

(7)

通過求cr對Fo的偏導(dǎo)數(shù)，老年撫養(yǎng)比對居民消費傾向的影響可表示為：

(8)

四、計量模型與數(shù)據(jù)描述

(一)計量模型

1. 計量模型設(shè)定

由于養(yǎng)老保險替代率所需數(shù)據(jù)部分缺失，本文分別以養(yǎng)老保險支出水平(pen)和養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)為門檻變量，結(jié)合2002—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，研究中國人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的門檻效應(yīng)和不同區(qū)間的作用系數(shù)，動態(tài)面板門檻回歸模型設(shè)定如下(單門檻情況)：

crit=δ0+ρcrit-1+α1FoitI(pen≤γ1)+α2FoitI(pen>γ1)+λZit+μi+εit

(9)

crit=δ0+ρcrit-1+β1FoitI(coverage≤γ2)+β2FoitI(coverage>γ2)+λZit+μi+εit

(10)

式(9)和式(10)分別為以養(yǎng)老保險支出水平和養(yǎng)老保險覆蓋率為門檻變量的模型，γ1和γ2為相應(yīng)的待估計門檻值。式中，i表示省份，t表示時間，μi和εit分別為個體擾動項和隨機擾動項。被解釋變量crit表示居民消費傾向，解釋變量crit-1為居民消費傾向的滯后一階項，用來檢驗居民消費習(xí)慣對消費傾向的影響，F(xiàn)oit為老年撫養(yǎng)比，I(*)表示指示函數(shù)，括號中條件滿足時函數(shù)值為1，反之則為0。Zit為外生控制變量。

本文用各省級區(qū)域老年撫養(yǎng)比來表示人口老齡化程度。老年撫養(yǎng)比(Fo)=65歲及以上人口數(shù)/15～64歲人口數(shù)。

養(yǎng)老保險發(fā)展包括養(yǎng)老保險支出水平(pen)和養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)。其中，養(yǎng)老保險支出水平=基本養(yǎng)老保險基金支出額/GDP；由于缺少部分年份的新型城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險參保人數(shù)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此，養(yǎng)老保險覆蓋率=參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險人數(shù)/城鎮(zhèn)人口。

由于影響居民消費的因素很多，根據(jù)已有相關(guān)研究，本文加入以下三類控制變量：

第一類：借鑒蔡興(2015)[26]的做法，利用少兒撫養(yǎng)比率(Fy)=0～14歲人口數(shù)/15～64歲人口數(shù)和人口死亡率(mr，表示預(yù)期壽命)作為人口結(jié)構(gòu)的代理變量。

第二類：基于經(jīng)典消費經(jīng)濟理論，在控制變量中加入居民人均可支配收入(y)，計算方法為：首先分別整理得到城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入，然后分別乘以城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎夭⑾嗉?，計算得到加?quán)平均值。其他經(jīng)濟因素的代理變量借鑒趙昕東(2017)[27]的做法，包括人均實際儲蓄存款余額(rs)、一年期存款基準(zhǔn)利率(r)、居民消費價格指數(shù)(cpi)和人均收入增長率(g)。

第三類：已有研究表明居民收入不確定性(unc)和收入分配不均(ineq)對居民消費會產(chǎn)生顯著影響。因此，分別借鑒李文星等(2008)[16]和陳斌開(2012)[28]的做法，利用通貨膨脹率和城鄉(xiāng)居民收入之比(城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入/農(nóng)村居民人均純收入)作為兩者的代理變量。

所有涉及價格因素的變量均采用CPI指數(shù)以2002年的不變價格進行指數(shù)平減。

2. 模型估計方法

在前文理論分析和計量模型設(shè)計的基礎(chǔ)上，本文采用的計量模型為動態(tài)面板門檻模型。主要基于以下兩點原因：第一，由前文分析可知，人口老齡化對居民消費傾向存在非線性影響，門檻模型可較好地檢驗這種非線性；第二，消費具有慣性[29]，也就是說居民現(xiàn)有的消費傾向和消費結(jié)構(gòu)等會受到滯后期消費的影響，利用動態(tài)面板模型可較好地檢驗這種慣性的作用大小。

(二)數(shù)據(jù)說明與變量描述性統(tǒng)計

本文整理得到2002—2017年中國31個省級區(qū)域(不含港澳臺)平衡面板數(shù)據(jù)，共496個觀測值。所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒。使用的計量分析軟件為Stata 15.0。各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、模型估計結(jié)果及分析

(一)人口老齡化對居民消費傾向的非線性影響

本文分別利用LLC檢驗和Fisher-PP檢驗對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果顯示均在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，表明所有變量是平穩(wěn)有效的。Pedroni檢驗和Kao檢驗的結(jié)果顯示變量間存在長期均衡關(guān)系。

表2報告了動態(tài)面板門檻檢驗中以養(yǎng)老保險支出水平(pen)和養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)為門檻變量的顯著性檢驗、門檻估計值及其95%置信水平的置信區(qū)間。結(jié)果顯示，兩類門檻變量均在5%的顯著性水平下具有顯著的雙門檻特征。

表2 門檻變量的顯著性檢驗和置信區(qū)間

注：表中的F值、95%置信區(qū)間等均為采用自助法(Bootstrap)得到的結(jié)果；***、**、*分別表示P<0.01、P<0.05、P<0.10。

動態(tài)面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果如表3所示。表3中的Wald、AR(1)、AR(2)及Sargan檢驗對應(yīng)的數(shù)據(jù)均為P值。由各模型Wald檢驗的P值均小于0.05可知，各模型的解釋變量是聯(lián)合顯著的。由模型AR(1)的P值小于0.01，AR(2)的P值大于0.70，Sargan檢驗的P值大于0.70可得，GMM估計結(jié)果的擾動項不存在二階或更高階自相關(guān)，并且所有工具變量均有效。

表3 動態(tài)面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示P<0.01、P<0.05、P<0.10；括號中數(shù)據(jù)為估計系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

由表3動態(tài)面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果可知，少兒撫養(yǎng)比(Fy)對居民消費傾向的影響不穩(wěn)定。養(yǎng)老保險支出水平(pen)顯著提升了居民消費傾向，這主要是因為養(yǎng)老保險支出的增加強化了老年群體的養(yǎng)老保障，老年人可以用于自我消費，也可遺贈子女進行消費，同時增強了年輕群體的資產(chǎn)替代效應(yīng)(減少儲蓄)。養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)對消費傾向的影響也顯著為正，這是因為養(yǎng)老保險具有收入再分配、促進社會公平、降低居民預(yù)防性儲蓄等功能，覆蓋率的提高使更多居民享受到養(yǎng)老保險的益處，進而促進居民消費潛力的釋放。人均可支配收入(lny)對居民消費傾向的影響顯著為負，這與經(jīng)典的消費經(jīng)濟理論一致。消費傾向的滯后一階項(cr-1)對當(dāng)期消費傾向的影響顯著為正，說明消費存在顯著的習(xí)慣形成特征[29]，也驗證了本文使用動態(tài)面板模型的正確性。人口死亡率(mr)對居民消費傾向的影響顯著為正，這意味著預(yù)期壽命的增加對居民消費傾向存在負向影響。

中國人口老齡化對居民消費傾向存在顯著的非線性影響，具有雙門檻特征。在以養(yǎng)老保險支出水平(pen)為門檻變量的模型(模型1)中，兩個門檻值分別為：0.028 7和0.049 9。當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平(pen)<0.028 7時，老年撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為負。這主要是因為當(dāng)養(yǎng)老保險支出較低時，老年人退休時的養(yǎng)老金替代率較低，不能夠?qū)夏耆诵纬勺銐虻酿B(yǎng)老保障，同時也會減弱年輕人的資產(chǎn)替代效應(yīng)。年輕人出于養(yǎng)老撫幼的壓力，再加上預(yù)期壽命延長等影響，使得年輕人傾向于儲蓄。這些因素共同造成了人口老齡化對居民消費傾向產(chǎn)生負面影響。當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平(pen)介于門檻值0.028 7和0.049 9之間時，老年撫養(yǎng)比的系數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，這驗證了理論模型的結(jié)論。說明當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平(pen)>0.028 7時，養(yǎng)老保險使人口老齡化對居民消費傾向的影響由負轉(zhuǎn)正。養(yǎng)老金收入的增加增強了老年群體的養(yǎng)老保障與居民的消費信心，促進了居民消費傾向的提升。但系數(shù)較小且不顯著，說明養(yǎng)老保險支出水平仍然較低。當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平(pen)>0.049 9時，老年撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為正，且相較第二個區(qū)間的系數(shù)值變大。這說明，持續(xù)提高養(yǎng)老保險支出水平增強了人口老齡化的正向消費效應(yīng)。居民養(yǎng)老金替代率有了明顯的提高，加強了年輕人的資產(chǎn)替代效應(yīng)，使居民敢消費、愿消費、能消費。

在以養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)為門檻的模型中(模型2)，兩個門檻值分別為：0.277 0和0.416 7。當(dāng)養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)<0.277 0時，人口老齡化對居民消費傾向的影響顯著為負。當(dāng)覆蓋率較低時，多數(shù)老年人缺乏養(yǎng)老保障，消費支出主要來源于子女。面對未來的不確定性，未被養(yǎng)老保險覆蓋的家庭更傾向于儲蓄。因此，人口老齡化對居民消費傾向產(chǎn)生顯著的負向影響。而當(dāng)0.277 0<養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)<0.416 7時，老年撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為正。多數(shù)學(xué)者的研究表明，參加養(yǎng)老保險的居民，其消費支出高于未參加養(yǎng)老保險的居民。并且，當(dāng)覆蓋率水平較低時，提高覆蓋率對居民消費的促進作用大于保障水平。因此，在養(yǎng)老保險支出低水平的基礎(chǔ)上實現(xiàn)廣覆蓋，能夠顯著增強居民的養(yǎng)老保障和消費信心，使人口老齡化的消費效應(yīng)顯著為正，這也是中國推廣城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險廣覆蓋的原因之一。當(dāng)養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)>0.416 7時，老年撫養(yǎng)比的系數(shù)為正，但系數(shù)值較小且不顯著(在穩(wěn)健性檢驗中顯著)。本文認為，當(dāng)覆蓋率越過第二個門檻值時，其促進居民消費的程度逐漸降低，這時養(yǎng)老保障水平的影響程度增強。因此，中國基本養(yǎng)老保險制度應(yīng)首先致力于提高養(yǎng)老保險覆蓋率，同時進一步提高養(yǎng)老保險支出水平(保障水平)。這也是對養(yǎng)老保險制度橫向與縱向發(fā)展的要求。

已有研究關(guān)于人口老齡化對居民消費傾向的影響方向尚無定論，本文的研究或許能在一定程度上解釋這種現(xiàn)象。本文認為造成不同學(xué)者得到不同結(jié)論的原因之一是，人口老齡化對居民消費傾向的影響存在以養(yǎng)老保險發(fā)展為門檻變量的門檻特征，不同學(xué)者選取的樣本與計量模型不同，使其研究處于某個或多個門檻區(qū)間。而在不同區(qū)間，人口老齡化對居民消費傾向的影響方向與程度是不同的，因此，對樣本不加區(qū)分的研究造成了結(jié)論不一的現(xiàn)象。

本文主要利用以下四種方式對模型1和模型2進行穩(wěn)健性檢驗：

第一，替換主要解釋變量。分別用老年人口占比(65歲及以上人口數(shù)/總?cè)丝跀?shù))和少年人口占比(0～14歲人口數(shù)/總?cè)丝跀?shù))代替老年撫養(yǎng)比和少年撫養(yǎng)比，并重新定義養(yǎng)老保險覆蓋率=參保職工人數(shù)/第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)。

第二，剔除極端值。將老年撫養(yǎng)比(Fo)、養(yǎng)老保險支出水平(pen)和養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)這三個主要解釋變量小于5%分位和大于95%分位的樣本值分別替換為5%和95%分位上的值。

第三，加入其他控制變量。近年來，住房、醫(yī)療和教育在居民消費占比逐漸提高，因此，借鑒蘇春紅和李曉穎(2012)[34]的做法，控制變量中加入商品房平均銷售價格(pch)、人均政府醫(yī)療支出(medi)和人均政府教育支出(edu)。

第四，將第二種方法和第三種方法結(jié)合，即同時剔除極端值和加入商品房平均銷售價格(pch)、人均政府醫(yī)療支出(medi)和人均政府教育支出(edu)三個控制變量，然后重新回歸。篇幅所限，本文僅展示第四種穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗1對應(yīng)模型1，穩(wěn)健性檢驗2對應(yīng)模型2。結(jié)果顯示，在全國層面，人口老齡化對居民消費傾向的影響仍然具有顯著的雙門檻特征，以養(yǎng)老保險支出水平(pen)為門檻變量的門檻值為(0.028 7，0.051 6)，以覆蓋率為門檻變量的門檻值為(0.296 4，0.503 0)。老年撫養(yǎng)比在各區(qū)間的系數(shù)值變化不大，說明人口老齡化對居民消費傾向的非線性影響是穩(wěn)健的。其他解釋變量系數(shù)值和顯著性水平變化也不大，與模型1和模型2的結(jié)果相近，這表明本文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。利用其他方法進行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果與此類似，不再贅述。

(二)區(qū)域異質(zhì)性門檻效應(yīng)分析

汪偉等(2015)的研究表明，中國人口老齡化程度由東向西逐漸遞減，與中國經(jīng)濟發(fā)展程度的區(qū)域分布較為一致[4]。因此，本部分將全國樣本分為東、中、西三個區(qū)域(2)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、廣東和海南11個省級區(qū)域；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省級區(qū)域；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和廣西12個省級區(qū)域。，研究人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的區(qū)域異質(zhì)性。

表4報告了東、中、西部地區(qū)門檻變量的顯著性檢驗和置信區(qū)間。結(jié)果表明，對于東、中、西部地區(qū)，兩類門檻變量均在5%的顯著性水平下具有單門檻特征。

表4 門檻變量的顯著性檢驗和置信區(qū)間(區(qū)域異質(zhì)性分析)

注：表中的F值、95%置信區(qū)間等均為采用自助法(Bootstrap)得到的結(jié)果；***、**、*分別表示P<0.01、P<0.05、P<0.10。

由表5可知，以養(yǎng)老保險支出水平(pen)為門檻變量的區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，人口老齡化對居民消費傾向的影響在東、中、西部地區(qū)均只有一個門檻。但門檻值大小以及老年撫養(yǎng)比(Fo)在不同區(qū)間的系數(shù)存在差異。東部地區(qū)養(yǎng)老保險支出水平(pen)的門檻值最大(0.047 0)，中、西部地區(qū)養(yǎng)老保險支出水平(pen)的門檻值相近，小于東部地區(qū)。這主要是由經(jīng)濟發(fā)展程度的差距引起的，東部地區(qū)人均收入整體較高，需要更高的養(yǎng)老金收入(對應(yīng)更高的養(yǎng)老保險基金支出水平)才能使人口老齡化的消費效應(yīng)產(chǎn)生非線性的變化。而中、西部地區(qū)人均收入相對較低，較小的門檻值即可引起人口老齡化對居民消費傾向產(chǎn)生非線性影響。

在門檻值左右區(qū)間的系數(shù)差異方面，東部地區(qū)老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)在門檻值左右區(qū)間均顯著為正，但在第二個區(qū)間的系數(shù)較大。這說明在經(jīng)濟發(fā)展較好的地區(qū)，人口老齡化對居民消費傾向產(chǎn)生顯著為正的影響，且隨著養(yǎng)老保險支出水平的提升，提高了居民的養(yǎng)老金替代率，增強了人口老齡化的正向消費效應(yīng)。中部地區(qū)老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)在門檻值左右區(qū)間均為正，但老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)在第二個區(qū)間的數(shù)值較大且顯著。這說明，對于中部地區(qū)，當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平低于門檻值時，居民養(yǎng)老保障水平較低，居民的預(yù)防性儲蓄仍然較高，消費信心較弱。而當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平(pen)高于門檻值時，養(yǎng)老保險緩解了居民對未來的不確定性感受，疏通預(yù)期、信息和財富等渠道，減小流動性約束，使居民消費潛力得以釋放。西部地區(qū)老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)符號在門檻值左右區(qū)間相反，當(dāng)養(yǎng)老保險支出水平(pen)小于門檻值時，老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)顯著為負；大于門檻值時，老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)顯著為正。本文認為，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展更為落后，人口老齡化對居民生活產(chǎn)生了顯著的不利影響，本就生活拮據(jù)的家庭在缺乏養(yǎng)老保障的情況下面臨更高的老年撫養(yǎng)比，這些家庭會選擇進行更多的預(yù)防性儲蓄。而當(dāng)養(yǎng)老保險支出高于門檻值后，增加了居民的養(yǎng)老金收入，提升了居民養(yǎng)老保障水平和消費信心，同時，低收入群體的邊際消費傾向較高，因此，養(yǎng)老金收入的增加可以顯著緩解人口老齡化的不利影響，提高居民消費傾向。

以養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)為門檻變量的區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，各地區(qū)門檻值大小及老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)在門檻值左右區(qū)間的變化，與以養(yǎng)老保險支出水平(pen)為門檻變量的模型結(jié)果具有類似的結(jié)論。值得注意的是，中、西部地區(qū)的人口老齡化消費效應(yīng)在養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)小于門檻值時為負，但在養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)大于門檻值時顯著為正。本文認為，早期中國的養(yǎng)老保險制度主要覆蓋城鎮(zhèn)企事業(yè)單位職工，而自由職業(yè)者和靈活就業(yè)等從業(yè)人員參保率很低，居民缺乏養(yǎng)老保障，再加上中、西部地區(qū)本身經(jīng)濟發(fā)展相對落后，造成人口老齡化的負向消費效應(yīng)。當(dāng)覆蓋率逐漸提升并越過門檻值后，居民對未來的不確定性感受減弱，消費意愿增強，釋放了消費潛力。

表5 動態(tài)面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果(區(qū)域異質(zhì)性分析)

表5(續(xù))

注：***、**、*分別表示P<0.01，P<0.05，P<0.10；括號中數(shù)據(jù)為估計系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。Wald、AR(1)、AR(2)及Sargan檢驗對應(yīng)的數(shù)據(jù)均為P值，相關(guān)結(jié)果的解釋同表3。

在穩(wěn)健性檢驗方面，利用前述四種方法對門檻效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示，對于東、中、西部地區(qū)，人口老齡化對居民消費傾向的影響仍然只具有單一門檻特征，東部地區(qū)的養(yǎng)老保險支出水平和覆蓋率門檻值仍然大于中、西部地區(qū)，門檻值左右區(qū)間的老年撫養(yǎng)比系數(shù)值以及各解釋變量系數(shù)值和顯著性水平變化也不大，這表明估計結(jié)果是穩(wěn)健的(3)文章篇幅所限，這里不列示，作者備索。。

(三)消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性門檻效應(yīng)分析

借鑒馬斯洛需求層次理論，消費結(jié)構(gòu)包括三個層次：生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費。根據(jù)統(tǒng)計年鑒的劃分標(biāo)準(zhǔn)，一般將食品煙酒、衣著和居住歸為生存型消費；將交通通信與醫(yī)療保健歸為發(fā)展型消費；將教育文化娛樂、生活用品與服務(wù)及其他歸為享受型消費。在此基礎(chǔ)上，本文研究人口老齡化對居民消費結(jié)構(gòu)的非線性影響。

表6報告了消費結(jié)構(gòu)分析中門檻變量的顯著性檢驗和置信區(qū)間。結(jié)果顯示，生存型消費不存在門檻特征，發(fā)展型消費和享受型消費的門檻變量均在5%的顯著性水平下具有顯著的單門檻特征。

表6 門檻變量的顯著性檢驗和置信區(qū)間(消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性分析)

注：表中的F值、95%置信區(qū)間等均為采用自助法(Bootstrap)得到的結(jié)果；***、**、*分別表示P<0.01、P<0.05、P<0.10。

表7 動態(tài)面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果(消費結(jié)構(gòu)分析)

表7(續(xù))

注：***、**、*分別表示P<0.01，P<0.05，P<0.10；括號中數(shù)據(jù)為估計系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。Wald、AR(1)、AR(2)及Sargan檢驗對應(yīng)的數(shù)據(jù)均為P值，相關(guān)結(jié)果的解釋同表3。

以養(yǎng)老保險支出水平(pen)為門檻變量的消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，人口老齡化對居民生存型消費傾向的影響不存在顯著的門檻效應(yīng)，并且，老年撫養(yǎng)比(Fo)對居民生存型消費傾向的影響也不顯著。原因是，老年人由于年紀(jì)增長，生理代謝功能減弱，對食品的消費會下降；老年人通常較年輕人節(jié)約，在衣著上消費支出減少；老年人一般具有比較固定的居所，居住消費也不會產(chǎn)生較大變化。

人口老齡化對居民發(fā)展型和享受型消費傾向的影響均只有一個門檻，但門檻值大小及老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)在門檻值左右區(qū)間的變化存在差異。享受型消費的門檻值大于發(fā)展型消費，這是因為享受型消費不屬于必需品消費，需要更高的養(yǎng)老金收入(對應(yīng)更高的養(yǎng)老保險支出水平)才能使人口老齡化的消費效應(yīng)產(chǎn)生非線性的變化。在門檻值左右區(qū)間的系數(shù)差異方面，在發(fā)展型消費中，老年撫養(yǎng)比(Fo)在門檻值左右區(qū)間的系數(shù)均顯著為正，但在第二個區(qū)間的系數(shù)較大。發(fā)展型消費主要包括醫(yī)療保健和交通通信。隨著年紀(jì)的增長，老年人的醫(yī)療保健支出會大幅增加。全國老齡工作委員會辦公室于2015年發(fā)布的報告顯示，人均醫(yī)療費用支出與年齡顯著相關(guān)，60歲及以上年齡組醫(yī)療費用支出為60歲以下年齡組的3～5倍[35]。老年人退休后有較多的閑暇時間，遠距離旅游成為老年人的重要娛樂方式，促進了老年人交通費用和通信費用的增長。養(yǎng)老保險支出水平越過門檻值后，顯著提高了老年人的養(yǎng)老金替代率，增強了老年撫養(yǎng)比對居民發(fā)展型消費傾向的正向影響。與發(fā)展型消費不同的是，在享受型消費中，老年撫養(yǎng)比(Fo)在門檻值左右區(qū)間的系數(shù)符號相反且均顯著，這主要是由享受型消費品的特性決定的。收入較低的消費者群體面臨老年撫養(yǎng)比上升，會將消費主要集中于生存型及部分發(fā)展型消費，當(dāng)養(yǎng)老保障水平較低時，這種表現(xiàn)更加顯著。而對于收入較高的消費者群體或養(yǎng)老保障水平越過門檻值后，居民在滿足生存型及發(fā)展型消費的基礎(chǔ)上，會追求更高的生活質(zhì)量，用于享受型消費的比例就會增加。使得老年撫養(yǎng)比(Fo)在門檻值前后的系數(shù)符號發(fā)生轉(zhuǎn)變。

以養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)為門檻變量的消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，各消費類型的門檻值大小及老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)在門檻值左右區(qū)間的變化與以養(yǎng)老保險支出水平(pen)為門檻變量的模型結(jié)果相似，這里不再贅述。

在其他解釋變量方面，與上述研究不同的是，第一，生存型消費中居民消費傾向的滯后一階項(cr-1)的系數(shù)均為負數(shù)。這是因為，生活必需品的需求收入彈性較小，每期的消費量變化較小，因此，上一期在食品、衣著和居住等方面的消費增加會導(dǎo)致本期在相應(yīng)方面消費支出的減少。第二，以養(yǎng)老保險覆蓋率(coverage)為門檻變量的模型中，收入對發(fā)展型和享受型消費傾向的影響顯著為正。這是因為，對于普通家庭，發(fā)展型與享受型消費中的很多種類可視為奢侈品，這些消費品的需求收入彈性較大，收入的增加會導(dǎo)致這些消費品的顯著增加。

在穩(wěn)健性檢驗方面，同樣利用前述四種方法對消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性門檻效應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示，對于消費結(jié)構(gòu)分析的門檻數(shù)量和門檻值沒有大的變化。人口老齡化對生存型消費傾向不存在顯著的養(yǎng)老保險發(fā)展門檻特征，享受型消費的門檻值仍然大于發(fā)展型消費。老年撫養(yǎng)比(Fo)的系數(shù)及其他解釋變量的系數(shù)和顯著性水平變化也不大，這表明估計結(jié)果是穩(wěn)健的(4)篇幅所限，這里不列示，作者備索。。

六、結(jié)論與政策啟示

針對已有研究的爭論與不足，基于世代交疊模型，本文構(gòu)建簡化的人口老齡化對居民消費傾向非線性影響的理論模型。結(jié)合2002—2017年中國省際面板數(shù)據(jù)，利用動態(tài)面板門檻模型，對理論模型進行了驗證，從不同角度證明了養(yǎng)老保險發(fā)展閾值的存在性。無論是采用全國樣本數(shù)據(jù)還是東、中、西區(qū)域樣本，亦或是考慮消費結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性，中國人口老齡化對居民消費傾向均存在顯著的非線性影響，人口老齡化對居民消費傾向的影響方向與影響程度依賴于養(yǎng)老保險發(fā)展的門檻值。這在一定程度上解答了目前關(guān)于人口老齡化對居民消費影響的爭論。同時，養(yǎng)老保險發(fā)展閾值并不穩(wěn)定，這種門檻效應(yīng)存在顯著的區(qū)域與消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性。養(yǎng)老保險發(fā)展門檻值由東向西逐漸遞減，這與經(jīng)濟發(fā)展程度和人口老齡化程度的區(qū)域分布是一致的，這意味著，同樣的養(yǎng)老保險支出水平與養(yǎng)老保險覆蓋率更能夠促進經(jīng)濟發(fā)展落后與人口老齡化嚴重地區(qū)的居民消費；且更能夠促進發(fā)展型與享受型消費傾向的提升。

具體來看，在全國層面，人口老齡化對居民消費傾向存在顯著的養(yǎng)老保險發(fā)展雙門檻效應(yīng)，在三個區(qū)間的影響分別為負向、正向和正向加強。隨著養(yǎng)老保險發(fā)展水平的提高，人口老齡化對居民消費傾向的影響由負轉(zhuǎn)正，并且正向效應(yīng)逐漸增強。對區(qū)域與消費結(jié)構(gòu)異質(zhì)性門檻效應(yīng)的分析表明，除生存型消費，人口老齡化對居民消費傾向的影響均具有顯著的單門檻特征。提高養(yǎng)老保險支出水平與養(yǎng)老保險覆蓋率，能夠使老年撫養(yǎng)比對居民消費傾向的影響由負轉(zhuǎn)正(西部地區(qū)，享受型消費)或增強人口老齡化的正向消費效應(yīng)(東、中部地區(qū)，發(fā)展型消費)。

根據(jù)上述理論與經(jīng)驗分析，本文主要得到以下政策啟示：

第一，人口老齡化對居民消費傾向存在顯著的雙門檻效應(yīng)，且養(yǎng)老保險發(fā)展是造成這種非線性影響的重要原因。因此，應(yīng)繼續(xù)加大養(yǎng)老保險的宣傳力度，使城鄉(xiāng)居民真正了解參保的重要性與益處，實現(xiàn)自覺參保，提高養(yǎng)老保險覆蓋率。但是，中國城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度實施時間較短，居民保障水平不高，居民的養(yǎng)老保險幾乎完全靠自己繳費，且養(yǎng)老金的收益偏低，這與強制性儲蓄別無二致，造成了居民的參保積極性較低。因此，政府應(yīng)重點加大城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險基金支出，同時加強養(yǎng)老保險基金投資經(jīng)營管理，提高收益率。通過提高居民的養(yǎng)老金替代率與參保積極性，使各地逐漸跨過養(yǎng)老保險發(fā)展的第二個門檻值。

第二，同樣的養(yǎng)老保險支出水平與覆蓋率更能夠促進中、西部地區(qū)居民消費。中國各地財政承受能力和基金結(jié)余不同。東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較發(fā)達，經(jīng)濟活力充足，能夠吸引更多高質(zhì)量勞動力，養(yǎng)老保險基金余額逐年增加。但中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為落后，甚至有些省級區(qū)域養(yǎng)老保險基金出現(xiàn)入不敷出的情況。應(yīng)針對不同區(qū)域?qū)嵭胁町惢?，如打破養(yǎng)老的“碎片化”管理模式，實現(xiàn)養(yǎng)老保險關(guān)系自由轉(zhuǎn)移。進一步提高經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)和人口老齡化嚴重地區(qū)的養(yǎng)老保險支出水平和覆蓋率。以中央政府為主導(dǎo)，地方政府協(xié)調(diào)配合，完善針對“未富先老”地區(qū)養(yǎng)老保險基金支出的轉(zhuǎn)移支付等制度。

第三，人口老齡化對發(fā)展型消費與享受型消費傾向的影響具有顯著的單門檻特征。因此，在繼續(xù)推進養(yǎng)老保險發(fā)展的同時，地方政府和企業(yè)應(yīng)優(yōu)化老年群體消費的“銀發(fā)市場”，鼓勵企業(yè)研發(fā)新的針對老年人的文化娛樂活動，提升旅行社及相關(guān)旅游項目的服務(wù)質(zhì)量，促進老年人消費的智能化、便捷化。積極引導(dǎo)社會資源向開發(fā)老年市場和興建老年服務(wù)機構(gòu)傾斜，進一步釋放老年群體的消費潛力。