李建英 王绿荫 陈阁阁/广东外语外贸大学
内容提要：居民消费需求持续低迷与人口年龄结构的动态变化、养老保险制度的改革有关。本文利用2001-2013年省际宏观面板数据，运用动态广义矩估计方法，研究人口年龄结构的变化、养老保险制度对城镇居民消费率的影响。研究结果表明：养老保险覆盖率、养老保险缴费水平对城镇居民消费率的影响显著为正；其次，居民家庭的消费习惯对城镇居民的消费具有较强的惯性力量；最后，少儿抚养比对城镇居民消费率具有正向影响，而老年抚养比对城镇居民消费率的影响不显著。因此，弱化人口生育政策、改善人口年龄结构、完善养老保险制度、拓宽居民的收入渠道、改善居民的消费习惯，从而可以刺激城镇居民的当期消费、降低城镇居民的储蓄率，促进经济健康发展。
关键词：人口年龄结构 养老保险制度 城镇居民消费
一、引言
自2000年以来，我国国内生产总值保持在年均9.7%的增长率，被称为“中国奇迹”。与此形成鲜明反差的是最终消费率[1]逐年下降，最终消费率从2000年的62.3%下降到2013年的49.8%，年均降幅接近于1%，且居民消费率低于同期发展中国家的居民消费水平；但国民储蓄率却逐年攀升，根据国家统计局有关数据显示：我国国民储蓄率从1992年的35%上升到2012年的59%。居高不下的国民储蓄率引起过度的资本积累、经济增长过度依靠投资驱动、居民的消费需求严重不足、并且催生了大量的金融泡沫，导致经济运行处于动态无效率状态（李雪增等，2011）。
有学者认为，居民消费不足的现状主要是与我国的收入分配制度有关，我国的收入分配存在一定的不公平性，且收入分配制度存在外部性，这将影响居民的当前消费（闫泽涛，2017）；另外一些学者认为，居民消费需求低迷是与我国社会保障制度的不健全有关，由于相关的养老保障制度并不完善，居民对未来收入和支出充满不确定性（Chamon ＆Prasad ,2010）；另一些学者认为，过低的居民消费率与人口年龄结构的变化、预期寿命的延长有关（彭文生，2013）。此外，消费行为的惯性力量也会影响居民的当期消费，即当居民收入增加时，居民仍根据以前消费习惯进行决策，此时居民的消费率不升反降。
值得注意的是：以往对影响居民消费因素的研究中，很少同时将养老保险、人口年龄结构和居民消费惯性等因素相结合进行研究。因而，本文利用2001-2013年省际宏观面板数据，运用动态广义矩估计方法，实证分析人口年龄结构、养老保险制度和居民消费惯性等因素对城镇居民消费率的影响。
二、文献回顾
生命周期理论认为个体在整个生命周期内的收入近似于驼型，消费者为取得跨期效用的最大化，需要平滑整个生命周期内的消费，因而消费者会在劳动时期内增加储蓄、减少消费；在非工作阶段（少儿和老年阶段）进行消费。邱俊杰等（2014）利用我国1991-2011年省际面板数据，实证分析人口年龄结构的变化对我国居民消费的影响，研究结果表明少儿抚养比和老年人口抚养比均与居民消费率之间存在正相关关系，且符合生命周期理论的预测结果。
但一些学者基于生命周期理论进行实证研究，却得出不尽相同的结论。如罗光强等（2013）将人口抚养比这一变量引入到居民消费模型中，利用我国2001-2011年面板数据进行实证分析，研究结果表明老年人口的增加与居民消费率之间存在负相关关系，少儿抚养比与居民消费率之间存在正相关关系。沈继红（2015）通过构建人口年龄结构对居民消费率影响的计量模型，利用我国2000-2012年宏观面板数据进行实证分析，研究结果支持上述结论，即少年儿童比重的上升提高了居民的消费率，而老年抚养人口的增加则抑制了居民的当期消费。杨燕绥等（2016）以我国城镇居民的消费状况为研究对象，使用城镇居民消费的宏观面板数据进行实证研究，研究结果表明人口老龄化促使城镇居民消费率逐步降低。
以上学者的研究结果表明人口年龄结构的变化对居民消费的影响是复杂的，但大部分研究都支持人口年龄结构与居民消费之间存在相关关系。作为对人口年龄结构转变的应对，养老保险制度如何影响居民消费，国内外学者有以下代表性观点：
一些学者认为养老金作为一种资产，可以替代部分金融资产，养老保险制度可以提高居民的消费水平、刺激城镇居民的当期消费。何立新等（2008）运用DID估计方法，利用中国城镇住户调查的微观数据进行实证分析，研究结果表明增加养老保险财富可以显著提升城镇居民的消费水平。Chamon＆Prasad （2010）基于微观家计调查数据进行实证分析，研究结果表明增加养老保险支出可以显著提高我国城镇居民的消费水平。Engelhardt＆Kumar (2011) 利用美国健康退休研究机构中的数据，实证分析养老保险金对居民储蓄的影响，研究结果表明养老保险金对居民储蓄的替代效应约为47美分。
但部分学者并不支持上述观点，他们认为养老保险制度并不能提高城镇居民的消费水平，增加养老保险支出并不能刺激城镇居民的消费、反而促使城镇居民增加储蓄。白重恩等（2012），杨继军等（2013）学者分别利用城镇住户调查的微观数据和省际宏观面板数据，运用工具变量法实证分析养老保险制度与城镇居民消费之间的关系，研究结果表明养老保险制度转轨并没有改善城镇居民的消费水平，反而促使城镇居民进行过度储蓄。
综上所述，现有文献主要围绕人口年龄结构或者养老保险制度等单一变量对居民消费的影响展开研究，而将人口年龄结构、养老保险制度纳入同一框架内分析对居民消费影响的研究并不多。其次，关于人口结构与居民消费关系的相关文献大多针对全体居民的消费，缺乏对城镇居民消费的个性研究。再次，人口年龄结构变量的选取存在一定的争议。，本文选取抚养比变量（少儿抚养比、老年抚养比），并利用少儿人口占总人口比重进行稳健性检验。最后，现有研究多采用宏观面板数据，但易产生内生性等问题，本文利用广义矩估计方法对模型进行研究，以此来控制内生性等问题。
三、背景及典型化事实
（一）人口年龄结构的变化
由于家庭生育观念的转变、计划生育政策的实施，自2001年以后，我国人口的出生率加速下降，2013年的人口出生率仅为12.08‰；自然增长率则由2001年的6.95‰，降至2013年的4.92‰[2]，我国人口类型由传统人口的再生产类型，过渡到现代人口的再生产类型，人口年龄结构发生了巨大变化。根据统计资料显示：2013年年末我国65岁以上人口为13161万人，同比2001年的9062万人，年均增长3.5%；0-14岁的少年人口由2001年的28716万人，下降至2013年的22329万人，年均降幅达1.7%，且0-14岁人口占总人口的比重由2001年的22.5%，下降至2013年16.4%，而65岁以上人口占总人口的比重则由2001年的7.1%，快速上升至2013年的9.7%，我国人口的少子化和老龄化进程在不断加剧[3]。
图1 2001-2013年中国人口年龄结构变化统计表[4]
20世纪80年代初期，我国人口年龄结构较为年轻，1982年的少儿抚养比为54.62%、老年抚养比为7.98%、老龄化指数[5]仅为14.62%。但从图1中可以看到，老年抚养比从2001年的10.9%逐年递增至2013年的13.8%，与之相对应的是少儿抚养比下跌至2013年的22.2%，且2013年老龄化指数为58.94%，人口老龄化不断加剧；尤其在婴儿潮时期出生的人口即将退休，人口年龄结构将会由橄榄型转为倒金字塔型，人口年龄机构的转变将会改变居民在整个生命周期内的收入水平，必然影响居民的消费决策；其次，由于预期寿命的延长，人口老龄化速度的加快，必然影响养老金的供给，从而影响居民的当期消费。
（二）养老保险制度的转轨
我国的养老保险制度始于20世纪50年代，传统养老保险制度的覆盖对象主要是国家机关的工作人员、城镇企业职工，国家通过企业为职工提供一系列的养老、医疗、住房、生育及工伤等在内的社会保障；这种养老保险制度是与我国计划经济体制相适应的，此时的养老保险替代率较高、居民的消费需求旺盛。
伴随着国有企业的改革，以及非国有企业在市场中竞争力的增强，养老费用直接影响企业的利润水平，因此传统的国家包揽、企业负责的养老模式已经不能适应经济发展的需要。在1997年我国颁布了《关于建立统一的企业职工养老保险制度的决定》，提出对不同的群体实行不同的养老金计发方法、并确立了个账户的缴费比例，因而养老金的待遇水平也发生了变化，此时养老保险替代率也由改革前的80%下降到58.5%。
针对1997年改革后出现个人账户的空转以及产生的转轨成本等问题，2000年国务院通过了《关于完善城镇社会保障体系试点方案》，强调坚持和完善养老保险制度；2005年我国正式颁布了《关于完善企业职工基本养老保险制度的决定》，改变了养老金的计发办法和个人的缴纳比例、统一个人账户的规模、扩大养老保险的覆盖面、提高养老保险水平、建立了全方位多层次的养老保险体系。
图2 中国2001-2013年社会养老保险变化情况[6]
从养老保险制度改革的历程中可以看到，我国的养老保险制度仍然是现收现付制与完全基金制相结合的混合模式，在养老保险制度的转轨过程中，国家试图通过改变养老金的计发比例、以及借助个人账户的缴费比例来化解转轨成本和空账等问题；其次，通过养老保险制度的不断改革与完善，我国的养老保险实现了迅猛发展。从图2中可以看到：我国养老保险缴费比例自2001年的2.25%增长到2013年的4.16%；其次，养老保险覆盖率自2001年的11.11%增长到2013年的23.68%、养老保险覆盖面逐渐扩大；2013年城镇职工和城乡居民参保率分别提高了0.7和3.32个百分点，基本养老保险制度的公平性也在不断提高；再次，伴随着城镇养老保险基金收入的急速增长，城镇基本养老保险基金支出也在不断增加，从2001年2321.3亿元增加到2013年18470.4亿元，年均增长53.51%；最后，养老金收入逐年增长，截至到2013年，全国企业退休人员的月人均基本养老金已超2000元，且城乡居民的基本养老金待遇水平也得到了很大的提高，社会保障水平稳步提高。
四、计量模型和数据
（一）计量模型
本文在进行计量模型分析时不采用特定的结构模型，而是借鉴Horioka et al(2007)的研究方法，采用简约型计量模型研究人口年龄结构、养老保险制度对我国城镇居民消费的影响效应。简约型模型不依赖于某种特定的理论基础，也不依赖于某一特定的环境（如生命周期理论要求稳定的环境）。在本文研究的样本期间内，我国进行了较多次的政策调整，如住房改革、医疗改革、教育改革等，因此简约型计量模型可以较好的发现影响中国城镇居民消费的影响因素。
本文将模型的解释变量分为三组：基本变量M、关注变量DEP、PEN，如方程（1）所示：
其中，下标i代表省份，t为时间，其中
模型的基本解释变量M有两个，利用各地区城镇居民全年人均总收入对数（lny）来衡量收入水平对居民消费的影响，利用各地区实际人均国内生产总值对数（lngdp）进行稳健性检验；另一个基本解释变量是实际利率（R）。
本文的关注变量DEP，包括少儿抚养比（cdr）和老年抚养比（odr）。少儿抚养比用0-14岁少年人口占劳动人口（15-64岁人口）的比重表示，老年抚养比用65岁及以上人口占劳动人口的比重表示，用少年人口占总人口的比重（ytp）进行稳健性检验。当少儿抚养比降低时，居民家庭中孩子的数量减少，家庭更重视对孩子质量的培养，居民家庭将增加孩子的教育支出，因此，少儿抚养比可能对居民消费率具有正的影响，相反老年人口的增加可能对居民消费率有负的影响。
关注变量PEN，包括养老保险覆盖率（cover）和养老保险缴费比例（fund），其中养老保险缴费率用参加养老保险的人数占年末城镇人口的比重来表示，扩大养老保险覆盖率意味着较多的居民在老年时拥有一定的收入保障，降低了居民对老年退休生活的不确定性，因次，提高养老保险覆盖率可能对居民消费具有正向影响。另一关注变量养老保险缴费比例，在模型中用各地区城镇居民养老保险基金收入与各地区GDP的比值来表示。根据上述定义，将方程（1）展开，可得到计量模型：
（二）数据来源及描述性统计
本文选用我国2001-2013年城镇居民的省际宏观面板数据，由于我国政府在2000年多次实施宏观调控政策，为了避免政策波动对检验结果的影响，我们选用2001年为样本的启始年；其次，在2014年以前，城镇居民的收支数据来源于独立开展的城镇住户抽样调查，且城镇居民收支数据的统计口径在2014年发生了变化，因此在模型中我们只利用到2013年的数据；最后，城镇居民的人均总收入、实际人均地区生产总值等数据均剔除通货膨胀因素等影响，同时也进行了对数化处理。
表1和表2分别列出了各变量的定义和描述性统计，城镇居民的人均消费性支出数据和人均总收入的数据均来自于国研网《居民生活数据库》；少儿抚养比、老年抚养比、少年人口占比等数据均根据各年度《中国人口和就业统计年鉴》计算得出；参加养老保险人数、养老保险缴费比例、2005-2013年年末城镇人口数据均根据各年度《中国统计年鉴》计算得出；2001-2004年年末城镇人口数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》；实际利率、实际人均地区生产总值数据均由《CEIC数据库》计算得出。
表1 变量的定义
|
变量 |
定义 |
预期符号 |
|
居民消费率 |
城镇居民的消费性支出占总收入比值 |
|
|
人均总收入对数 |
城镇居民实际每人全年总收入的对数 |
- |
|
实际利率 |
一年期存款利率的年加权平均值减去居民 消费价格指数的变化率 |
- |
|
养老保险覆盖率 |
参加养老保人数占年末城镇人口的比例 |
+ |
|
养老保险缴费比例 |
养老保险基金收入占GDP的比例 |
+ |
|
少儿抚养比 |
0—14 岁人口数/15—64 岁人口数 |
+ |
|
老年抚养比 |
65 岁及以上人口数/15—64 岁人口数 |
- |
|
少儿人口/总人口 |
0—14 岁人口数/ 总人口数 |
+ |
|
实际人均地区 生产总值的对数 |
实际人均地区生产总值的对数 |
- |
表2 变量的描述性统计
|
变量 |
表示 |
单位 |
均值 |
标准差 |
最小值 |
最大值 |
|
CS |
居民消费率 |
% |
68.46 |
6.14 |
54.22 |
86.95 |
|
Lny |
人均总收入对数 |
元/人 |
9.474 |
0.482 |
8.567 |
10.746 |
|
R |
实际利率 |
% |
2.621 |
0.601 |
1.945 |
3.940 |
|
Cover |
养老保险覆盖率 |
% |
31.20 |
11.81 |
4.50 |
71.84 |
|
Fund |
养老保险缴费比例 |
% |
3.38 |
2.83 |
1.24 |
4.80 |
|
Cdr |
少儿抚养比 |
% |
25.78 |
7.81 |
9.64 |
48.68 |
|
Odr |
老年抚养比 |
% |
11.89 |
2.48 |
6.65 |
21.88 |
|
Ytp |
少年人口占总人口比重 |
% |
18.50 |
4.77 |
7.6 |
31.19 |
|
Lngdp |
实际人均地区生产总值的对数 |
元/人 |
9.622 |
0.660 |
7.995 |
11.285 |
五、实证分析方法及回归结果
（一）实证分析方法
动态面板广义矩估计方法的优点在于：（1）由于居民的消费决策受消费习惯的影响，并且计量模型中包含了滞后一期的被解释变量，这将导致变量间产生自相关等问题，但动态面板可以识别居民消费的惯性力量，同时也可以很好的解决自相关等问题；（2）居民消费率和其他解释变量可能是同时决定的，这将破坏变量的外生性假定，将会导致内生性问题。动态面板通过选用合适的工具变量，因而可以解决模型的内生性问题；（3）动态面板GMM估计方法可以克服不可观测变量、遗漏变量以及测量误差带来的一系列问题。
虽然系统GMM将差分GMM和水平GMM结合在一起，进而提高模型估计的效率；但是系统GMM运用较多的工具变量，这将减少模型估计的有效性，如Roodman (2009)的研究提出，当工具变量过多时，将会导致内生变量的过度拟合、减弱Hansen Test的有效性。因此，本文选择差分广义矩估计方法（差分GMM）对动态模型进行估计，以此来研究人口年龄结构的变化、养老保险制度对城镇居民消费率的影响。
（二）实证结果及稳健性检验
由于Hansen test和Sargan test 都可以用于过度识别检验，但是后者对于异方差不稳健，因此在保证工具变量个数小于分组数的前提下，回归结果只报告了Hansen统计量的检验结果。在表3的计量结果回归分析中，可以看到差分GMM估计模型的Arellano-Bond AR(1)与AR(2)的统计量、Hansen过度识别检验卡方统计量都表明差分GMM估计模型的工具变量选择是有效的。
在进行实证检验时，遵循从一般到特殊的思路，在基本回归方程中（1）中首先将将模型设定中的全部变量纳入计量分析中，可以看到老年抚养比、实际利率等变量在统计上不显著；其次，将不显著的老年抚养比变量去掉，得到回归方程（2），可以看到模型的显著性有所提高，但是实际利率变量仍不显著；最后，将实际利率变量从模型中剔除，得到简化的模型（3），此时，Hansen过度识别检验P值为0.245，Hansen test效果很好、工具变量集联合有效。因此，差分GMM估计方法对模型的识别是恰当的。
为验证模型的有效性，我们对模型（3）进行了稳健性检验。首先，采用替换指标法，将衡量城镇居民收入水平的人均总收入指标替换为实际人均地区生产总值，如表3模型（4）所示，实际人均地区生产总值在1%水平上显著，模型中其他变量的符号及显著性都没有发生改变；其次，在衡量人口年龄结构的变化中，以少儿人口（0-14岁）占总人口的比重代替少儿抚养比，如表3中的模型（5）所示，少儿人口占总人口的比重与城镇居民消费率之间存在正相关关系，且在5%水平上显著。在以上进行的稳健性检验中，当改变变量的测度后，模型中其他变量的结果和显著性没有发生改变，这表明我们设定的模型是稳健的。
表3 养老保险对城镇居民消费的影响
|
解释变量 |
基本回归方程 |
稳健性检验 | |||
|
（1） |
（2） |
（3） |
（4） |
（5） | |
|
L.cs |
0.590*** (5.872) |
0.613*** (6.532) |
0.684*** (6.909) |
0.528*** (4.529) |
0.663*** (6.304) |
|
lny |
-0.024*** (-2.647) |
-0.022** (-2.387) |
-0.018* (-1.828) |
|
-0.019* (-1.884) |
|
r |
-0.001 (-1.066) |
-0.002 (-1.153) |
|
|
|
|
fund |
0.027*** (4.393) |
0.026*** (4.735) |
0.030*** (4.212) |
0.028*** (2.759) |
0.030*** (4.310) |
|
cover |
0.012*** (4.176) |
0.011*** (4.125) |
0.013*** (3.980) |
0.012*** (3.377) |
0.013*** (4.011) |
|
cdr |
0.163** (2.224) |
0.149** (2.119) |
0.137* (1.922) |
0.141* (1.945) |
|
|
odr |
-0.071 |
|
|
|
|
|
|
(-0.842) |
|
|
|
|
|
Lngdp |
|
|
|
-0.035*** (-3.030) |
|
|
ytp |
|
|
|
|
0.263** (2.169) |
|
Wald |
711.3*** |
890.96*** |
1247.25*** |
442.69*** |
1041.64*** |
|
AR(1) |
0.008 |
0.007 |
0.006 |
0.012 |
0.007 |
|
AR(2) |
0.187 |
0.202 |
0.204 |
0.192 |
0.205 |
|
Hansen |
0.273 |
0.270 |
0.245 |
0.231 |
0.244 |
|
观测值 个数 |
341 |
341 |
341 |
341 |
341 |
注：(1)括号内为稳健标准差，***，**，*分别表示在1%、5%和10%的显著水平上显著；
（2）AR（1）、AR（2）和Hansen test给出的都是统计量对应的p值；
（3）AR（1）结果显示差分方程存在一阶自相关，AR（2）结果显示差分方程不存在二阶自相关；Hansen统计量检验显示工具变量的选取是合适的。
（三）估计结果的经济含义
从实证估计结果中可以看到人口年龄结构、养老保险制度与城镇居民消费率之间存在长期稳定的关系，且均影响城镇居民的消费水平，具体分析如下：
1.居民消费率的滞后一期（L.cs）与居民消费率存在正相关关系，居民消费率滞后项的系数为0.684，且在1%水平下通过了模型检验，与习惯偏好模型的预测结果一致。这表明我国城镇居民的消费习惯比较稳定，消费行为受惯性的影响较大。我国居民历来崇尚节俭、消费决策较为谨慎，因而改变居民的消费观念、提高居民的消费水平将是一个长期的过程。
2.少儿抚养比（cdr）、少儿人口占总人口的比重（ytp）均与居民消费率之间存在正相关关系，分别在10%、5%水平上显著，与生命周期模型的预测结果一致。当居民家庭中需要抚养的孩子数量下降、整个社会的少儿抚养比降低时，居民家庭在以质量代替数量的动机下，将增加对孩子人力资本的投资，注重对孩子的教育培养，此时对孩子的抚养费用将会增加；其次，我国的教育、医疗在不断进行改革完善中，导致少儿抚养比成本也在不断增加，因而少儿抚养比的上升将促使城镇居民增加当期消费。
3.老年抚养比（odr）变量在模型中不显著，即老年抚养比的变动对城镇居民消费的影响不确定，这与李雪增等（2011）、盖骁敏等（2014）学者的研究结论相同。老年抚养比对居民消费具有正反两方面的影响，一方面作为已退出劳动力市场的老年居民，在退休期内进行消费，尤其是在医疗保健等方面的消费支出较高，因此老年抚养比的上升将增加居民当前消费；另一方面养老社会保障制度的不完善，导致居民的养老预防性储蓄动机较强，且我国老年居民具有较强的遗赠动机，这将促使居民减少当前消费，增加储蓄。老年抚养比对居民消费的影响受消费效应和储蓄动机共同作用，当居民储蓄动机与消费效应力量相当时，老年抚养比对居民消费的影响不确定。
4.养老保险覆盖率、养老保险缴费比例与居民消费率均存在正相关关系，且都在1%的水平上显著。养老保险覆盖率每增加1个百分点，城镇居民消费率将提高0.013个百分点；养老保险缴费比例每增加1个百分点，城镇居民消费率将提高0.03个百分点。参加养老保险制度，意味着居民在年老时可享受养老金待遇，降低了居民对老年收入的不确定性、减少预防性储蓄，因而提高养老保险覆盖率、增加养老金缴费比例都可以促使城镇居民增加当期消费。
5.城镇居民人均总收入对数（lny）、人均实际地区生产总值对数（lngdp）均对城镇居民消费率具有负的影响。经济的高速发展带来居民财富的相对增加，财富增加所带来的财富效应将驱使居民增加储蓄，减少消费，这也与杨继军等（2013）学者的研究结论相一致；其次，我国居民的消费观念较为保守，居民倾向于将获得的收入用于储蓄，这也可以解释经济增长所伴随着高储蓄等现象。
6.实际利率（r）变量对居民消费率并无显著影响。利率对居民消费的影响取决于替代效应和收入效应的共同作用，当替代效应大于收入效应时，此时居民将会减少当期消费、增加储蓄以提高未来消费水平；当替代效应与收入效应的力量相当时，利率对居民消费率的影响并不显著。
六、结论及政策建议
本文利用中国2001-2013年31省的宏观面板数据和动态面板广义矩估计方法，考察我国人口年龄结构的变化、养老保险制度对我国城镇居民消费率的影响，实证分析得出以下主要结论：（1）我国少年儿童抚养比与城镇居民消费率之间存在正相关关系，少年儿童数量的减少将加剧城镇居民消费率的下降幅度；现阶段老年抚养比对城镇居民消费率的影响为负，但稳健性较差；（2）养老保险覆盖率、养老保险缴费比例的上升均促使城镇居民消费率的提高；（3）城镇居民人均总收入、实际人均地区生产总值与居民消费率之间存在显著的负相关关系，这表明经济快速增长伴随着居民消费率的下降；（4）居民消费存在惯性，且居民的当期消费受居民上期消费水平的影响。
根据上述研究结论，本文提出以下政策建议：（1）弱化计划生育政策、优化人口年龄结构、通过调整少年儿童抚养比和老年人口的抚养比来拉动居民的消费水平；（2）完善养老社会保障制度、提高养老保险水平、逐步扩大养老保险覆盖面，降低居民对未来收入的不确定性、刺激居民的当期消费；（3）逐步完善收入再分配制度、增加居民的可支配收入、进而提高居民的消费水平；（4）逐步扩大内部需求、完善老年消费市场、大力扶持老龄服务行业的发展，刺激老年人口的消费需求；（5）改变居民的消费观念，大力倡导居民消费、培育居民新的消费观念、挖掘居民的消费潜力。
参考文献：
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