老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響

1、經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院畢業(yè)論文中國(guó)人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響研究宜春學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)專業(yè) 劉泉辰指導(dǎo)老師：郭蘭平摘要:本文研究了中國(guó)人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響?；谥袊?guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1993-2013年的調(diào)查中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)，利用單位根和協(xié)整檢驗(yàn)的檢驗(yàn)方法，證明人口老齡化與儲(chǔ)蓄率之間存在數(shù)量關(guān)系，所以建立了多元線性回歸模型，研究的結(jié)果表明：人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率有著正相關(guān)的關(guān)系，而老人撫養(yǎng)比有著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，所以，根據(jù)理論模型，本文給出符合本分研究的政策和建議，從而解決本文中的研究出來的問題。關(guān)鍵詞：人口老齡化，儲(chǔ)蓄率，老年撫養(yǎng)比，兒童撫養(yǎng)比Abstract: In this paper, we

2、 study the influence of the aging of the population of China saving. Based on China's national bureau of statistics survey in 1993-2013 annual data of China's national bureau of statistics, using the method of unit root and cointegration test inspection, prove that an aging population and st

3、ock quantity relationship between the interest rate on savings accounts. So the multiple linear regression model was established, the research results show that the population aging on the relationship between the savings rate has a positive correlation, while the old dependency ratio has a negative

4、 correlation relationship, so, according to the theoretical model, in this paper in accordance with part research policies and Suggestions, so as to solve the research questions.Keywords: an aging population, the savings rate, elderly dependency ratio, children's dependency ratio1、前言及文獻(xiàn)綜述人口的快速增長(zhǎng)

5、被計(jì)劃生育政策成功的控制住了，但我國(guó)同時(shí)也面臨前所未有的困難與挑戰(zhàn),（蔡昉和王美艷，2006）中國(guó)老齡化的趨勢(shì)是“未富先老”和“快速老齡化”。全國(guó)老齡化委員會(huì)（2006）預(yù)測(cè)表明，老齡化人口占全國(guó)總?cè)丝跀?shù)從7%增加到14%這一過程，中國(guó)僅需要27年前后的時(shí)間。中國(guó)社科院財(cái)政與貿(mào)易經(jīng)濟(jì)研究所（2011）也指出：到2030年，我國(guó)老齡化人口將超過日本，成為全球65歲人口數(shù)最多的國(guó)家。 我國(guó)人口增長(zhǎng)快，規(guī)模大、高齡、失能老人增長(zhǎng)快是人口老齡化發(fā)展將呈現(xiàn)出的趨勢(shì)，會(huì)給社會(huì)帶來巨大的負(fù)擔(dān)。21世紀(jì)已經(jīng)進(jìn)入了老齡化人口的世紀(jì)，所以人口的不同成為根本變量對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)生具有重大影響。那么，它會(huì)給我國(guó)的經(jīng)濟(jì)帶

6、來什么樣的影響？對(duì)于老齡化人口影響儲(chǔ)蓄率的程度我們將在下面進(jìn)行研究。在我國(guó)，可以肯定的是，老齡化人口對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響有著重要意義。最年來，中國(guó)較快的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)多數(shù)來源于生產(chǎn)要素投入的不斷增加，當(dāng)中，較高的儲(chǔ)蓄率已經(jīng)成為了推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素，雖然改變了單純依靠投入增加的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，轉(zhuǎn)向提高了生產(chǎn)要素的使用效率來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)已逐漸被被提上日程，但在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變之前，充足的資本是經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)所必要的前提，而資本的獲取卻又依賴于儲(chǔ)蓄的積累，如果儲(chǔ)蓄率過快的降低，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力形成了斷層，這不但會(huì)阻礙當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，同時(shí)也會(huì)影響到未來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變，這也阻礙了經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。儲(chǔ)蓄率在很久

7、以前就受到研究者極大的關(guān)注與重視，并且也出現(xiàn)了與之相關(guān)的很多假說和理論。其中，生命周 期理論認(rèn)為，人們會(huì)在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期跨度內(nèi)計(jì)劃自己的消費(fèi)開支，而且會(huì)按照終身效用最大化來分配各個(gè)時(shí)期間的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)。而正因?yàn)檫@個(gè)理論，容易得到老年人口的比重越高，儲(chǔ)蓄率越低的理論。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)變化和人口老齡化對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響的文獻(xiàn)非常多，但在樣本構(gòu)成、估計(jì)方法和數(shù)據(jù)處理等方面并不完全一致，因此并沒有得到一致的結(jié)論。大量的文獻(xiàn)利用宏觀經(jīng)濟(jì) 對(duì)生命周期理論進(jìn)行研究。如萊夫（1969）認(rèn)為，各國(guó)人口結(jié)構(gòu)的差異 可以解釋各國(guó)儲(chǔ)蓄率的差異，他通過了對(duì)1964年74個(gè)國(guó)家跨國(guó)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，老年撫養(yǎng)比和國(guó)民儲(chǔ)蓄率

8、之間有著負(fù)相關(guān)的關(guān)系。Kellev & Schmidt（1995）認(rèn)為，生命周期理論的解 釋作用還會(huì)受到特定年代的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和人口增長(zhǎng)的速度影響，他們將萊夫（Leff）的計(jì)量方程運(yùn)用到1960-1990年間跨國(guó)數(shù)據(jù)中，發(fā)現(xiàn)只有1980 年代的數(shù)據(jù)支持顯 著的負(fù)擔(dān)效應(yīng),多數(shù)的研究人員認(rèn)為工作之前的兒童階段和退休后的老齡階段對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響相同，從而構(gòu)建兒童和老人占工作人口的比重指標(biāo)來進(jìn)行分析但是研究對(duì)象之間的關(guān)系并不明顯（如Goldberger，1973；Ram，1982；Schultz，2005），還有研究?jī)烧咧g的關(guān)系在有些時(shí)間段內(nèi)不顯著，有些時(shí)間段呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)（如Kelley and

9、 Schmid，1996）。另有研究人員認(rèn)為兒童的撫養(yǎng)比和 老年人的撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響不同，并單獨(dú)對(duì)老年人撫養(yǎng)比進(jìn)行了研究和探討，如Yasin（2007）利用14個(gè)新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家1960-2001年度數(shù)據(jù)構(gòu)建了65歲以上人口占工作人口比重的指標(biāo)，并發(fā)現(xiàn)該指標(biāo)與 儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系并不顯著。從上述文獻(xiàn)綜述中可以看出其中有利也有弊，雖然探究老齡化與儲(chǔ)蓄率之間關(guān)系的文獻(xiàn)有很多，但是并沒有得到相同的結(jié)論，所以關(guān)于人口老齡化對(duì)影響儲(chǔ)蓄率的結(jié)論還是要通過人們不斷的研究和探索才能更好的詮釋它們之間所存在的關(guān)系。2、實(shí)證分析2.1、研究方法，數(shù)據(jù)處理與模型建立本文主要運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)從而建立多元線性

10、回歸模型，并用計(jì)量方法對(duì)人口老齡化及儲(chǔ)蓄率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行定量研究，計(jì)量軟件為Eviews6.0，根據(jù)已有的經(jīng)歷理論，也不能忽視老人撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比等不同的數(shù)據(jù)，更直接地影響了儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)，因此，本文在選取老齡化人口和儲(chǔ)蓄率兩個(gè)變量外，還引入了老人撫養(yǎng)比和兒童撫養(yǎng)比，本文選取的是19932013年的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)變量處理如下：2.1.1人口老齡化比重，由于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)庫(kù)中并沒有老齡人口的比重，所以為了求得年度老齡化比重，用當(dāng)年老年人口總量除以當(dāng)年人口總量求得了1993-2013年老齡化人口年度比重；2.1.2少兒撫養(yǎng)比:選用1993-2013年年度數(shù)據(jù)庫(kù)中人口數(shù)據(jù)中的少兒撫養(yǎng)比作

11、為本文的變量。通過中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)中查找所得；2.1.3老年撫養(yǎng)比：選用1993-2013年年度數(shù)據(jù)，通過中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)中查找所得；2.1.4儲(chǔ)蓄率：儲(chǔ)蓄率這個(gè)數(shù)據(jù)不管是銀行調(diào)查還是查找國(guó)家統(tǒng)計(jì)局或是國(guó)家年鑒，都沒有這些數(shù)據(jù)，所以本文用當(dāng)年的（收入-消費(fèi)）/收入獲得的儲(chǔ)蓄率的數(shù)據(jù)，經(jīng)過處理，儲(chǔ)蓄率保留 到小數(shù)點(diǎn) 后兩位，最后求得1993-2013年的年度數(shù)據(jù)。 我們分析影響儲(chǔ)蓄率的主要因素有老齡化比重、兒童撫養(yǎng)比重和老年撫養(yǎng)比重，數(shù)據(jù)如表1。 表1 各變量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)年份X 1 老齡化 比重（%）X 2 兒童撫 養(yǎng)比（%）X3 老年 撫養(yǎng)比（%）收入消費(fèi)Y儲(chǔ) 蓄 率（億元）（億元）

12、（%）19936.1540.79.235450.416412.153.719946.3640.59.548370.321844.254.8419956.239.69.280146.528369.764.619966.439.39.570538.333955.951.8619976.5428.59.778517.336921.552.9819986.7389.983505.7392293.353.0219996.937.510.288989.841920.452.8920006.9632.69.998562.245854.653.6820017.13210.1108683.449435.954.

13、5120027.331.910.411976553056.655.720037.531.410.7135718.957649.857.5220047.6330.310.7160289.765218.553.3120057.6928.110.7184575.872958.760.6720067.9327.311217246.682575.561.9920078.0526.811.126863196332.564.1420088.252611.3318736.7111670.464.9620098.4725.311.6345046.4123584.664.1820108.8322.311.9407

14、137.8140758.665.4320119.1222.112.3479576.1168956.664.7720129.3922.212.7532872.1261993.650.8320139.67588018.813.1585336.8292165.550.09 數(shù)據(jù)來源于 中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)庫(kù) 年度數(shù)據(jù) 由于本文主要介紹人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，所以把 X1， X2， X3和Y三個(gè)變量放在一起進(jìn)行觀察（見圖1）。 圖1 X1 ，X2，X3和Y 從圖1可以看出， X1 ，X2，X3和Y表現(xiàn)出了比較一致的趨勢(shì)，因此它們之間可能存在確定的數(shù)量關(guān)系，可以通過建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來研究這種關(guān)系。

15、2.2、實(shí)證結(jié)果與分析 2.2.1、時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)的前提是檢驗(yàn)各時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。本文利用擴(kuò) 展的迪 基-富 勒（Augmented Dickey - Fuller，簡(jiǎn)稱 ADF）檢驗(yàn)方 法來進(jìn)行檢驗(yàn)。ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)是基于以 下回歸方程： （1）式中，是白噪聲，滯后階數(shù)的選擇使得不存在序 列相關(guān)。原假設(shè)：，備選假設(shè)：<1。接受原假設(shè)則意味著時(shí)間 序列含有單位根，即序列是非平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果如表2。表2 單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量檢驗(yàn)形式（C,T, K）ADF檢驗(yàn)值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論X1（C,N,0）2.778875-3.808

16、546-3.020686-2.650413非平穩(wěn)X2（C,N,0）1.298421-3.920350-3.065585-2.673459非平穩(wěn)X3（C,N,0）1.685023-3.808546-3.020686-2.650413非平穩(wěn)Y（C,N,0）-2.203598-3.808546-3.020686-2.650413非平穩(wěn)X1（C,N,0）-3.609052*-3.831511-3.029970-2.655194平穩(wěn)X2（C,N,3）-9.826076*-3.920350-3.065585-2.673459平穩(wěn)X3（C,N,0）-4.276281*-3.831511-3029970-2.

17、655194平穩(wěn)Y（C,N,0）-5.292256*-3.831511-3.029907-2.655194平穩(wěn)說明：其中X1、X2、X3、Y表示原序列的一階差分序列。檢驗(yàn)形式 （ C, T, K）分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng) 和滯后階數(shù)，N是指不 包含C或T。加入滯后變 量是為了使殘差項(xiàng)成白噪聲。*和*分別表示在1%和10%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，K根據(jù)AIC、SC值選取。從表2可以看到，原序列在1%、5%、10%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的變量，但一階差分在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。因此，它們都是一階單整序列。 2.2.2、協(xié)整檢驗(yàn)從上面序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，四個(gè)

18、序列X1，X2，X3，Y可能存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的方法依據(jù)檢 驗(yàn)的對(duì)象可以分為兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)等，其中運(yùn)用較多的是ADF檢驗(yàn)，這種方法比較容易實(shí)現(xiàn)，但其檢 驗(yàn)方式存在一定的缺陷性，在第一階段需要設(shè)計(jì)線性模型進(jìn)行OLS估計(jì)，應(yīng)用不方便；另一種方法是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，Johansen 檢驗(yàn)是一種以動(dòng) 態(tài)分布滯后模型VAR（見公式2）為基礎(chǔ)的檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法，是一種較好常用的方法。所有，采用Johansen 檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。 （2）在檢驗(yàn)之前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)。運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC

19、）選擇滯后階數(shù)，本文中滯后二階的AIC值和SC值最小，故確定滯后階數(shù)為二階來構(gòu)建VAR模型。其檢 驗(yàn)方法，首先計(jì)算出特征根跡統(tǒng)計(jì)量或者計(jì)算出最大特征根統(tǒng)計(jì)量（簡(jiǎn)計(jì)為統(tǒng) 計(jì)量），然后逐一與不存在協(xié) 整關(guān)系和存在協(xié) 整關(guān)系等假設(shè)前提下某一顯著性水平時(shí)的Johansen分布臨界 值進(jìn)行比較，當(dāng)大于臨界值時(shí)，拒絕其前提假設(shè)，反之，接受其假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。表3 序列X1、X2、X3和Y的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)特征根跡統(tǒng)計(jì)量5%臨界值值l-max統(tǒng)計(jì)量5%臨界值值0個(gè)協(xié)整向量0.88254875.8938147.856130.0000*40.6927527.584340.0006*至少1個(gè)協(xié)整向量0.70

20、166535.2010629.797070.010822.9812521.131620.0272至少2個(gè)協(xié)整向量0.46692612.2198115.494710.146711.9528114.264600.1124至少3個(gè)協(xié)整向量0.0139540.2669963.8414660.60540.2669963.8414660.6054說明：* 表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè) 由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，以檢驗(yàn)水平5%判斷，變量X1、X2、X3和Y 之間都存在協(xié)整關(guān)系。 2.3、回歸模型的建立 根據(jù)上面的檢驗(yàn)結(jié)果，變量x1,x2,x3和y之間，存在協(xié)整關(guān)系，因此，可以據(jù)此來建立回歸模型。首先建

21、立x1,x2,x3和y之間的回歸模型，其模型形式為： Y=0+1X1+2X2+3X3+u (3)對(duì)模型進(jìn)行OLS檢驗(yàn)的結(jié)果，整理得到模型為：Y=133.3206+34.89534*X1+0.023291*X2-31.87503*X3 (4.057210) (2.838952) (0.052601) (-3.051917) R2=0.445084 DW=1.669585 F=4.545084 (4) 由R2=0.445084可以看出模型整體上擬合程度一般; F=4.545084>F0.05(3,17)=3.20（顯著性水平為0.05），表明模型從整體上看，儲(chǔ)蓄率和各解釋變量間線性關(guān)系顯著。

22、通過查表可知t0.025(17)=2.110，小于X1和X3解釋變量的t值，大于X2解釋變量的t值。所以X1和X3解釋變量應(yīng)保留在方程中。整理得到： Y=133.3206+34.89534*X1 -31.87503*X3 (5)2.4檢驗(yàn)和修正方法：（1）.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)： 根據(jù)上面的結(jié)果，儲(chǔ)蓄率和人口老齡化比重呈正相關(guān)，和老年撫養(yǎng)比重呈負(fù)相關(guān)，符合經(jīng)濟(jì)意義。 （2）.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn): 2.4.1.序列相關(guān)性檢驗(yàn) 圖示法： 從殘差項(xiàng)e與e（-1）的關(guān)系來看，隨機(jī)項(xiàng)呈現(xiàn)正序列相關(guān)性。 D.W.檢驗(yàn) 根據(jù)回歸分析結(jié)果表可得DW=1.669585。在5%的顯著性水平下，n=21，k=4（包含常數(shù)項(xiàng)），查表得

23、dL=1.03,dU=1.67。dL<DW<dU,故不能確定方程是否存在相關(guān)性。但根據(jù)圖示法可知方程呈正相關(guān)，即存在一階序列相關(guān)。 拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn) 在給定5%的顯著性水平下，resid(-1)和resid(-2)的t值都小于t的臨界值t0.025（16）=2.120，LM=nR2=0.799995小于一階卡方分布的臨界值（3.84）。所以不拒絕原假設(shè)，則不存在更高階的序列相關(guān)。 用廣義差分法消除序列相關(guān)：在eviews中輸入ls y c x1 x3 ar，t統(tǒng)計(jì)量均通過檢驗(yàn)，DW=1.686523，查表可得 dU=1.42<DW<2 無自相關(guān)，說明已消除序列相

24、關(guān)。2.4.2異方差 懷特檢驗(yàn) 從檢驗(yàn)結(jié)果得到Obs*R-squared8.081649，查X2分布表得到X20.05（5）11.07，即在5%的顯著水平下nR2<X2,說明模型不存在異方差，即不需要消除異方差。綜上述，我們可得到的最終方程為： Y=133.3206+34.89534*X1 -31.87503*X3 (6) 2.4.3實(shí)證結(jié)論分析 （1）從模型中不難看出X1老齡化比重、X3老年撫養(yǎng)比重對(duì)居民儲(chǔ)蓄率都有一定的影響作用。 （2）X1老齡化比重，對(duì)居民儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)了較大的影響作用，在其他因素保持不變的情況下，老齡化比重每增加一個(gè)單位，居民儲(chǔ)蓄率平均增加34.89534個(gè)單位。分析

25、結(jié)果與經(jīng)濟(jì)理論相適應(yīng)。 （3）X3老年撫養(yǎng)比重，在其他因素保持不變的情況下，老年撫養(yǎng)比重每增加一個(gè)單位，居民儲(chǔ)蓄率平均減少31.87503個(gè)單位。 3、結(jié)論與建議人們處于年齡結(jié)構(gòu)的不同時(shí)間段，所以儲(chǔ)蓄率也會(huì)不同，從生命周期假說來看，人的一生處于三個(gè)階段。兒童期成年期老年期，處于不同的期間段對(duì)儲(chǔ)蓄率也會(huì)產(chǎn)生一定的影響，兒童期是沒有收入的，對(duì)儲(chǔ)蓄率幾乎沒有貢獻(xiàn)，而成年期通過自己的努力賺取收入進(jìn)行消費(fèi)，剩余的錢存入銀行為步入老年期的自己進(jìn)行資本積累，最后老年期沒有了工作，收入也是少之又少，所以會(huì)通成年期的儲(chǔ)蓄進(jìn)行消費(fèi)。然而老齡化與居民儲(chǔ)蓄的關(guān)系主要取決于居民的收入變動(dòng)和支出模式以及其他動(dòng)機(jī)是否鼓勵(lì)或

26、抑制儲(chǔ)蓄,由表1可以看出，隨著時(shí)間的變化老齡人口在逐漸增多儲(chǔ)蓄率在不短的增加，同時(shí)隨著老年人口的比重不斷的增加，社會(huì)負(fù)擔(dān)也會(huì)隨之增大，另一方面，從撫養(yǎng)比上來看，在未來的幾十年里會(huì)不斷的處于上升趨勢(shì)，這對(duì)儲(chǔ)蓄率是不利的。而上述的多元線性回歸模型也證實(shí)了這一結(jié)論。然而老人撫養(yǎng)比不利于儲(chǔ)蓄率的提高，一方面：老年人在退休以后，沒有足夠的經(jīng)濟(jì)來源，所以，能夠用于儲(chǔ) 蓄的錢會(huì)變少；而另一方面：由于國(guó)家養(yǎng)老政策和制度的不夠完善，老年人隨著年齡增高、疾病增多等一些方面因素的影響，生活自理能力的下降，往往還需要?jiǎng)佑眠^去的儲(chǔ)蓄，支出因此而增多。3.1、增加數(shù)量型人口紅利延續(xù)現(xiàn)有人口紅利主要體現(xiàn)在勞動(dòng)力數(shù)量上的優(yōu)勢(shì)

27、,隨著勞動(dòng)人口比重的下降,人口結(jié)構(gòu)優(yōu)勢(shì)趨于減弱,因此在控制我國(guó)總?cè)丝跀?shù)量的基礎(chǔ)上,根據(jù)各地區(qū)以及城鄉(xiāng)之間生育率實(shí)際狀況,要逐步加快開放二胎政策，同時(shí)放開夫妻一方為獨(dú)生子女的家庭生二胎政策,提高未來勞動(dòng)年齡人口比例,降低老齡人口比重;對(duì)于現(xiàn)階段我國(guó)所存在著的部分“丁克家庭”,可以對(duì)這樣的家庭采取勸導(dǎo)和鼓勵(lì)生一胎的生育政策,從而提高兒童出生率;同時(shí)對(duì)退休的年紀(jì)進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整,這樣既增加勞動(dòng)者的就業(yè)年齡,相對(duì)增加勞動(dòng)力人口,也提高老年人力資源效率,降低勞動(dòng)力人口的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān),增加現(xiàn)有勞動(dòng)力資源,延長(zhǎng)人口紅利期。3.2、加大老齡化產(chǎn)業(yè)開發(fā) 隨著文化教育水平、養(yǎng)老觀念、經(jīng)濟(jì)狀況等因素的變化,老年人群對(duì)于自己晚年生活的質(zhì)量會(huì)更加重視,對(duì)生活用品、醫(yī)療保健、護(hù)理用品以及養(yǎng)老家政服務(wù)等消費(fèi)產(chǎn)品和市場(chǎng)服務(wù)的需求會(huì)更加迫切。所以我國(guó)可以通過滿足老年人口的特殊需求，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)從而帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)，因此關(guān)注老年人口的消費(fèi)需求帶動(dòng)老齡人口的產(chǎn)業(yè)發(fā)展從而減輕老齡化人口對(duì)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響。3.3、開展養(yǎng)老金融業(yè)務(wù)隨著我國(guó)金融市場(chǎng)多元化和金融產(chǎn)品多樣化的發(fā)展,可供消費(fèi)者選擇的金融產(chǎn)品日益增多,但它們很少針對(duì)老年人的需要,隨著養(yǎng)老金融消費(fèi)群體越來越多,我國(guó)應(yīng)該針對(duì)老年所需求的產(chǎn)品大力的開發(fā)和研究，使多元化的產(chǎn)品走進(jìn)老年人的生活。3.4、重視人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的重大