“少子化”“老齡化”對我國城鎮家庭消費與產出的影響

鄭妍妍　李磊　劉斌

摘要：利用中國家庭住戶收入調查1988～2007年數據和2007年投入產出表，探討“少子化”與“老齡化”對我國城鎮家庭消費和產出的影響。研究發現，“少子化”降低了我國城鎮家庭的消費，“老齡化”增加了我國城鎮家庭的消費，兩者的凈影響為負。受“少子化”影響較大的消費支出為食品支出、衣著支出、醫療保健支出和教育文化娛樂服務支出。受“老齡化”影響比較大的消費支出為醫療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務支出和居住支出。本文進一步利用投入產出表估計了最終需求變動的產業關聯效果。

關鍵詞：“少子化”；“老齡化”；消費；產出

中圖分類號：C921文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2013）06-0019-11

我國地域遼闊，各地經濟發展水平多樣，人民生活水平正處于逐步上升階段，無論是現在還是未來的市場容量，都十分巨大。加上我國現在正處于經濟轉型期，經濟結構升級調整加快，國內市場必將進一步增大。另外，擴大內需也是促進我國經濟可持續增長的一項重要舉措。金融危機之后，全球發達經濟體復蘇緩慢，中國依靠出口拉動經濟增長已不可持續。只有有效擴大內需，特別是國內的消費需求，才能在國際經濟格局中擁有更大的發言權和主動權。我國政府也意識到了這一點，為此，在十二五規劃中提出：“建立擴大消費需求的長效機制。把擴大消費需求作為擴大內需的戰略重點，通過積極穩妥推進城鎮化、實施就業優先戰略、深化收入分配制度改革、健全社會保障體系和營造良好的消費環境，增強居民消費能力，改善居民消費預期，促進消費結構升級，進一步釋放城鄉居民消費潛力，逐步使我國國內市場總體規模位居世界前列[1]。”

消費（特別是家庭消費）是受很多復雜因素影響的，其中一個重要方面就是人口年齡結構[2～3]當然，也有一些實證研究對生命周期假說持保留態度，如對英國的實證研究發現，人口年齡結構的轉變對消費變動的影響并不顯著（參見：Garruth， A.， A. Henley. Demographic Structure， Asset Holdings and the Explanation of Aggregate Consumers Expenditure [J]. Journal of Economic Studies， 1990， 17（2）.）。。我國從1980年實行嚴格計劃生育政策，至今已30多年。在此期間，中國人口快速增長的態勢得到基本遏制。近年來，一些學者依據第五次和第六次人口普查所計算的總和生育率已低于更替水平[4～5]。當前中國面臨的主要人口風險已經不再是迅猛的人口增長，而是較低生育率帶來的勞動力不足，以及可能由此導致的 “少子化”和 “老齡化”。我國長期實行計劃生育政策所造成的“少子化”和“老齡化”將對我國的家庭消費乃至長期經濟增長產生什么樣的影響？這成為學術界亟待解決的問題。

二、理論回顧及文獻綜述

關于人口年齡結構變化對居民消費率的影響主要有兩種基本模型解釋：一個是莫迪利安尼（Modigliani）和布倫伯格（Brumberg）于1954年提出的生命周期假說模型，另一個是薩繆爾森（Samuelson）和內爾（Neher）提出的家庭儲蓄需求模型。莫迪利安尼認為，理性的消費者要根據一生的收入安排其消費與儲蓄，消費者一生的收入將與消費相等。他將人的一生分為年輕時期、中年時期和老年時期三個階段。在年輕時期，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費，有時甚至舉債消費，導致消費大于收入。進入中年后，消費在收入中所占比例降低，收入大于消費。這是因為他一方面要償還青年階段的負債，另一方面還要把一部分收入儲蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，消費又會超過收入。所以，在人口構成沒有發生重大變化的情況下，從長期來看邊際消費傾向是穩定的，消費支出與可支配收入和實際國民生產總值之間存在一種穩定的關系。但是，如果一個社會的人口構成比例發生變化，則邊際消費傾向也會變化，如果社會上年輕人和老年人的比例增大，則消費傾向會提高，如果中年人的比例增大，則消費傾向會降低[6]。

家庭儲蓄需求模型把后代數量作為影響消費的重要影響因素，認為孩子可以作為家庭儲蓄的替代品，子女越多，父母對未來的生活保障越有信心，家庭收入中用于養老等生活保障的儲蓄就越少，消費比例越高。子女數量少，父母就會傾向于增加儲蓄而減少消費[7～8]。另一種觀點認為，孩子數量和孩子質量之間是一種替代關系，家庭孩子數量增加時，在既定收入下，父母可用于每個孩子的人力資本投資會下降。但是，孩子質量作為替代物，不一定能夠完全抵消人口過渡時期孩子數量的減少，使得父母隨著人口過渡的發生而增加一生中的儲蓄[9]。

在實證研究方面，莫迪利安尼用撫養系數（或贍養比率）來研究人口年齡與社會總儲蓄率，發現兒童人口和老年人口與儲蓄率之間具有顯著的負相關性[10]。列夫（Leff）在莫迪利安尼的基礎上，采用更大的跨國橫截面數據作了一個經驗分析。他將 74 個國家分為兩組，一組是發達國家，一組是不發達國家。發現無論是所有這些國家還是兩個子組的回歸結果都得到了與莫迪利安尼同樣的結論[11]。古普塔（Gupta）根據年人均收入將不發達國家進一步劃分，發現只有處于較高收入組的不發達國家，兒童人口和老年人口才和儲蓄率顯著負相關[12]。亞當斯（Adams）認為高生育率導致的人口壓力使工作人口更努力工作、尋找更好的生產技術或方法、增加資本積累，從而使生產力或產出增加，進而儲蓄增加[13]。因此，高的人口撫養系數并不必然意味著低的總儲蓄率。

此后很多學者繼續對“老齡化”和“少子化”對消費的影響進行研究。赫德（Hurd）發現，老年人口的增加將使社會的儲蓄率降低，并且其消費結構中，將增加醫療服務的支出，而減少私人交通的花費[14]。福克斯（Fuchs）利用美國的相關資料，推算到2020年時美國老年人口花費于健康照顧的消費支出將占GDP的10%。若用1995年價格表示，到2020年時每人用于健康的消費將達到25萬美元。如此高的比例與金額，并非因為老年人口的健康狀況惡化。相反，老年人口的健康狀況甚至要更好，之所以產生如此高的健康消費，是由于健康營養的需求以及有越來越多的人在死亡之前長期處于生病狀態[15]。魯爾曼（Luhrmann）則討論至2040年，老年人口如何影響德國的消費需求結構。結果顯示與房屋有關的消費和休閑消費支出份額將顯著增加，而食品與服飾的消費支出份額將顯著下降[16]。有關“少子化”對消費結構的影響的文獻較少，葉（Yip）和張（ Zhang）發現出生率較低的國家相對于出生率較高的國家，有較高的消費表現[17]。但也有學者認為，“少子化”在短期內可能會增加家庭中成年人的消費，這是因為家庭不必為較多孩子帶來的不確定性而進行較多的儲蓄[18]。但是“少子化”在長期內將降低該家庭和全社會的消費[19]。

國內學者的研究也表明，我國人口結構和居民消費之間存在重要的聯系。袁志剛和宋錚通過數值模擬發現，計劃生育政策導致的人口年齡結構變化對于最優儲蓄率的影響比較顯著，他們由此推斷人口年齡結構的變化是造成20世紀80年代后期以來城鎮居民平均消費傾向出現較大幅度下降的重要原因[20]。王德文等利用列夫模型[21]擬合中國的數據后發現，人口年齡結構對儲蓄率具有顯著的負影響[22]。李文星、徐長生、艾春榮利用中國1989～2004年的省際面板數據和動態面板GMM估計方法，考察了中國人口年齡結構（兒童和老年撫養系數）變化對居民消費的影響，發現中國兒童撫養系數對居民消費具有負向影響，即中國兒童撫養系數的下降反而提高了居民消費率，但這種影響并不大；中國老年撫養系數變化對居民消費的影響并不顯著。中國人口年齡結構變化并不是中國目前居民消費率過低的原因[23]。李春琦和張杰平利用1978～2007年中國宏觀年度數據進行實證分析，考察了人口結構變化對農村居民消費的影響。實證結論表明，農村居民消費習慣非常穩定，兒童撫養系數和老年撫養系數對居民消費均有顯著的負向影響[24]。李文星和徐長生利用1952～2004年中國宏觀經濟時間序列數據和協整回歸方法，實證分析了中國人口自然增長率對中國實際居民消費的影響。結果顯示，無論從長期還是短期來看，中國人口自然增長率與實際居民消費之間都存在顯著的正相關，人口自然增長率的短期波動也對實際居民消費具有顯著的影響。由于目前中國人口自然增長率下降已近谷底，未來其對中國實際居民消費的影響有限[25]。王宇鵬利用 2001～2008 年省份面板數據，對中國城鎮居民消費行為進行了實證研究。結果表明，人口老齡化因素顯著影響中國城鎮居民消費行為，在控制其他因素的條件下，老年人口撫養比越高，城鎮居民平均消費傾向越高；少兒人口撫養比對城鎮居民消費影響不顯著，可能是因為家庭未成年人撫養總支出對撫養數量彈性較小[26]。

可見，不管是國內還是國外，學界對于“少子化”與“老齡化”對消費的影響均還未有定論，國內對于此領域的研究多采用時間序列或者省級面板數據，但是由于居民消費的復雜性，用宏觀數據無法具體反映出人口年齡結構的變化對消費的影響，因為人口年齡結構的變化對不同類型消費的影響可能是不同的。因此，本文采用中國收入分配課題組2007年調查數據實證檢驗“少子化”及“老齡化”對我國居民消費的影響。同時，我們利用該調查1988～2007年數據及2007年投入產出表，預測了“少子化”及“老齡化”對我國各產業產出及GDP的影響。本文的創新之處在于：其一，本文利用微觀調查數據構建了“少子化”和“老齡化”的衡量方法；其二，研究了“少子化”和“老齡化”對不同類別消費的影響；其三，分別用OLS和分位數回歸進行研究，并分別預測了“少子化”和“老齡化”對總消費的影響；其四，結合投入產出表，預測了“少子化”“老齡化”對產業產出和GDP的影響。

三、計量模型與數據說明

為研究“少子化”和“老齡化”對我國城鎮家庭消費的影響，本文首先定義了“少子化”和“老齡化”的衡量指標。在參考其他學者的研究成果后，解釋變量中也包括其他影響家庭消費的指標，具體計量模型如公式（1）所示：Yi=c+β1YOUNGi+β2OLDi+β3INDi+β4AGEi+β5EDUi+β6INCOMEi*LOW

+β7INCOMEi*MIDDLE+β8INCOMEi*HIGH+ui（1）式（1）中，c為常數項，對于人口年齡結構（“少子化”與“老齡化”），本研究以戶內人口年齡結構比重來表示。即用戶內0～14歲兒童人口占戶總人口的比重（YOUNG）測量“少子化”，用戶內65歲及以上老年人口占總人口比重（OLD）來測量“老齡化”。除了人口年齡結構，還有其他影響家庭消費的因素，本文選擇的其他控制變量如下：戶主的年齡（AGE）；產業結構轉型（IND），用戶內人口從事服務業的比重來表示。本文按照家庭總收入將住戶分為三個階層，即低收入階層（年收入6萬元以下）、中收入階層（年收入6萬～18萬元）和高收入階層（年收入18萬以上）。設定虛擬變量LOW、HIGH分別表示該住戶位于低收入階層或者高收入階層。關于中等收入階層收入標準的界定，主要參考了2005年國家統計局城調隊的一份抽樣調查。它的測算依據世界銀行公布的全球中等收入階層的人均GDP起點（3470美元）和上限（8000美元），要將這兩個數據轉換為中國的中等收入群體指標，牽涉到三重換算：人均GDP和人均收入之間的換算，美元和人民幣之間的匯率換算，購買力評價標準換算。根據三重換算而來的收入參考標準，家庭年均收入下限65萬元，上限是18萬元左右中等收入者的界定，常興華把人均年收入15000元左右定義為中等收入者的收入標準下限，認為“如果基尼系數保持一個較為合理的區間，高收入者與中等收入者的收入差距應在25倍左右”（參見：常興華，城鎮低收入階層收入問題研究[J].宏觀經濟研究，2010，（4）.）。南京市統計局則使用不低于3000元的月收入與不高于30%的恩格爾系數來共同確定中等收入者。。EDU表示該家庭成年人的平均受教育年限。

計量模型所用數據來自于李實教授主持的中國收入分配課題組2007年的調查數據，所用數據為城鎮數據，該調查在全國共調查了19個城市、787個社區，共5000戶家庭、40000個個人。樣本采用分層隨機抽樣方法獲取，分層是在省和城市的基礎上進行的。城鎮內部的家庭樣本是隨機的整群抽樣。我們使用的數據包括城鎮住戶數據和個人數據，為了計算兒童占戶總人口比重、老年人占戶總人口比重等變量，我們將住戶數據和個人數據進行了匹配。在具體使用過程中，剔除了缺失值，并用巴尼特（Barnett）和劉易斯（Lewis）的方法處理離群值[27]即所有離群值均以僅次于（大于或小于）非離群值替代。，最終獲得4107戶家庭數據，變量描述性統計見表1。從中可以看出，我國城鎮家庭2007年平均支出3675萬元，其中支出比例最大的是食品支出，每戶家庭平均支出1509萬元，其次是教育文化娛樂服務、衣著支出和居住支出，每戶家庭平均支出0436萬元、0374萬元和0365萬元。

四、計量結果分析

對于模型，普通最小二乘法的計量結果如表2所示。兒童占戶內人口比重（YOUNG）和老年人占戶內人口比重（OLD）均對總消費無顯著影響。兒童占戶內人口比重對食品支出有顯著正向的影響，老年人占戶內人口比重對食品支出無顯著影響。處于成長期的兒童對食品的需求一般來說相對較高，特別會增加家庭對零食的消費。兒童占戶內人口比重對衣著支出有顯著負向的影響。兒童占戶內人口比重增加，會增加該家庭的生活負擔，因此，會減少衣著消費的數量和質量。另外兒童對服飾的要求相對較低，這也會降低家庭的衣著支出。對于居住支出，兒童占戶內人口比重和老年人占戶內人口比重均對其無顯著影響。對于醫療保健，兒童占戶內人口比重和老年人占戶內人口比重對其均有顯著正向影響。兒童和老年人抵抗力差，容易受到疾病的侵害，另外，兒童往往較為頑皮，這也會增加其受到運動傷害的可能性，進而增加家庭醫療保健消費支出。老年人由于年齡的關系，往往患有高血壓、心臟病、糖尿病等疾病，對這些疾病的治療也需要較多的家庭醫療保健消費支出[28]。兒童占戶內人口比重對交通和通信無顯著影響，老年人占戶內人口比重對交通和通信有顯著負向影響。這是由于老年人疾病多發，社交活動減少，往往減少出行和與人聯系，這會減少交通和通信消費。對于其他商品和服務，兒童占戶內人口比重和老年人占戶內人口比重均對其無顯著影響。

令人奇怪的是，對教育文化娛樂服務，兒童占戶內人口比重和老年人占戶內人口比重均對其有顯著負向影響，一般來說，兒童教育是我國家庭消費中所占比例較大的部分，僅次于食品支出，并且我國家庭對兒童的教育一直較為重視，似乎兒童占戶內人口比重的提升應該增加家庭教育支出。不過考慮到我們兒童的定義為0～14歲，而這個年齡段所受教育為義務教育，因而可能造成家庭教育支出相對較少。同時由于家中有兒童，因而父母等家中的成年人為了照顧兒童會減少外出娛樂的活動，相應減少了娛樂消費。另外對于消費結構不同的家庭，家庭人口結構對教育支出的影響可能是不同的，這在本文后面的研究中也會提到。而到了老年階段，由于其早已完成教育周期，因此，家庭教育支出同樣較少 當然，也有部分老年人進入老年大學，因而支出教育費用。，此外由于老年人社交活動的減少，家庭文化娛樂服務方面的支出也會下降。另一個比較難以解釋的是居住支出，兒童和老年人占戶內人口比重對其均無顯著影響。實際上無論是一線城市還是二三線城市，住房居住支出其實都已經占了城鎮居民日常開銷的大頭。而一般來說，為了更好地養育子女，兒童人口比重的提升會增加對房屋居住面積的需求，但是OLS的分析結果沒有發現這個現象。

其他變量對消費的影響如下：戶內人口從事服務業的比重越高，則總消費越高，其對居住支出、交通和通信、教育文化娛樂服務、其他商品和服務均有顯著正向的影響。戶主年齡對食品支出、醫療保健有顯著正向的影響，對居住支出有顯著負向的影響。戶內成年人受教育年限對食品支出有顯著負向的影響，對衣著支出、交通和通信、其他商品和服務有顯著正向的影響。收入對各類消費的影響均顯著為正。中等收入人群除食品支出和居住支出外，邊際消費傾向要比其他人群高[29]。

根據家庭收入調查的大樣本特征，我們用JarqueBera統計量，檢驗樣本是否符合正態分布。根據檢驗結果顯示（見表3），所有的消費支出（包括總消費和8個分類消費支出）均不符合正態分布的假設。在此情況下，使用普通最小二乘方法，其估計結果是有偏的這可能也造成了之前我們對計量結果進行解釋的困難。。而分位數回歸在此情況下會有較好的估計效果[30]，另外分位數回歸對于數據中出現的異常點具有耐抗性并且估計出來的參數具有在大樣本理論下的漸進優良性。因此，本文采用分位數回歸，所選擇的分位點為015，03，05，07，085。分位數回歸結果如表4和表5所示。

根據表4所示，隨著分位點的從低到高，兒童占戶總人口比重對食品支出、醫療保健的正向影響逐步增加；對衣著支出、交通和通信的負向影響逐步增加；對家庭設備用品及服務的影響在Q（05）和Q（07）處顯著為正；對居住支出的影響在Q（015）處顯著為正；對教育文化娛樂服務的影響比較復雜，在Q（015）、Q（03）和Q（05）時為正，在Q（07）、Q（085）時為負。

根據表5所示，在衣著消費水平較高的分位點，老年人占戶總人口比重對衣著支出的影響從Q（07）開始顯著為負，對居住支出的正向影響從Q（03）開始逐步增加，對醫療保健的正向影響逐步增加，對交通和通信的負向影響從Q（05）處逐步增加，對教育文化娛樂服務的負向影響也是從Q（05）處逐步增加。

我們從分位數回歸中發現了一個有趣的現象：兒童占戶總人口比重的增加對教育文化娛樂服務的影響在Q（015）、Q（03） 和Q（05）處為正，在Q（07）和Q（085）處為負。由于教育文化支出是較為缺乏彈性的，在教育文化娛樂支出較高的分位點，其教育支出的壓力較大，隨著孩子的增加，反而有傾向會降低在每一個孩子身上的花費。另外，娛樂消費是比較有彈性的，隨著孩子的增加，撫養費用的增加以及照顧孩子時間的增加會大幅降低娛樂的消費。

分位數回歸發現“少子化”對居住支出無顯著影響。這有可能與我們的統計方法有關，涉及居民消費支出中的居住支出有兩個口徑，一是住戶調查中使用的居民居住支出口徑：用來反映居民日常消費中用于居住的現金支出情況，主要包括水電燃料費、取暖費、租房房租、物業管理費以及裝修材料等支出費用，不包括購建房支出和自有住房的虛擬房租。二是國內生產總值支出法核算時的居民消費支出中的居住支出口徑，它除包含上述狹義口徑中的居住支出外，還包括自有住房分攤部分或叫虛擬房租。這兩個口徑的主要差異是自有住房消費的分攤或虛擬房租的計算。如果在調查時已經購房，那么其報告的消費支出可能會缺失這些部分的花費，這在我們對數據進行分析時可以發現，居住支出報告為0的有523人。另外城鎮家庭購房多采用個人貸款的方式，那么“首付”如何計入居住支出也成為一個難題。這就造成了本文對居住支出分析的困難。“老齡化”對居住支出的影響從Q（07）開始逐步增加還有可能是因為對子女贈與的原因。根據零點研究咨詢集團對北京、沈陽等七大城市老年人消費行為的調查，“老人為子女花錢更多”，比“子女為老人花錢更多”的家庭高出近一成。

五、“少子化”“老齡化”對產出的影響

本文利用中國家庭住戶收入調查1988～2007年四輪數據推算2007年之后“少子化”和“老齡化”的趨勢。我們分別計算了1988、1995、2002、2007年，兒童人口占戶總人口比重和老年人口占戶總人口比重，計算結果見表6。

根據表7，我們發現由于消費的減少而受到影響最大的是制造業，其次是公共服務業，再次是批發零售和住宿餐飲業。根據OLS回歸，每年平均每戶家庭因為“少子化”和“老齡化”凈減少的消費將會使制造業的消費降低6741元，使公共服務業的消費降低2814元，使批發零售和住宿餐飲業的消費降低2508元。根據Quantile回歸，每年平均每戶家庭因為“少子化”和“老齡化”凈減少的消費將會使制造業的消費降低2116元，使公共服務業的消費降低883元，使批發零售和住宿餐飲業的消費降低788元。

根據表8，產出受影響最大的產業同樣是制造業，其次是建筑和房地產業，再次是公共服務業。根據OLS回歸，每年平均每戶家庭因為“少子化”和“老齡化”而減少的消費，將使制造業的產出降低111795元，使建筑和房地產業的產出降低19171元，使公共服務業的產出降低14902元。根據Quantile回歸，每年平均每戶家庭因為“少子化”和“老齡化”而減少的消費，將使制造業的產出降低35096元，使建筑和房地產業的產出降低6019元，使公共服務業的產出降低4678元。

最后，根據OLS回歸，每年平均每戶家庭因為“少子化”和“老齡化”而凈減少的消費，將使GDP降低202574元。根據Quantile回歸，每年平均每戶家庭因為“少子化”而減少的消費，將使GDP降低63594元。

對比OLS回歸和分位數回歸的結果，我們發現，“少子化”將降低家庭消費，而“老齡化”將增加家庭消費。“少子化”和“老齡化”對消費的凈影響為負，對產出的凈影響為負。根據泰勒和彭素玲等文獻可知，Quantile回歸能更準確地獲得“少子化”和“老齡化”對消費的影響[32]，我們因此選擇Quantile回歸的結果作為本文的結論。

六、結論與對策

本研究利用了中國家庭住戶收入調查1988～2007年數據，分析“少子化”與“老齡化”對我國城鎮家庭消費的影響。研究發現，“少子化”降低了我國城鎮家庭的消費，“老齡化”則增加了我國城鎮家庭的消費，兩者的凈影響為負。受“少子化”影響較大的消費支出為食品支出、衣著支出、醫療保健支出和教育文化娛樂服務支出。受“老齡化”影響比較大的支出為醫療保健支出、交通和通信支出、教育文化娛樂服務支出和居住支出。此后，利用計量分析所獲得的預測模型，結合調查數據所獲得的戶均幼年人口和老年人口比例，以2007年為起始點進行之后15年的預測，每年每戶家庭將因為“少子化”和“老齡化”而少消費561元。

本文進一步利用投入產出表的產業關聯分析，估計最終需求變動的產業關聯效果。我們發現每年平均每戶家庭因為“少子化”和“老齡化”而減少的凈消費，將使制造業的產出降低35096元，使GDP降低63594元。為減輕“少子化”和“老齡化”對我國經濟的影響，本文提出以下建議。

其一，調整我國的人口政策。中國人口的“老齡化”超前于現代化，“未富先老”是中國當前的階段性特征。中國人口在21世紀中的主要矛盾已經由總人口規模問題轉向人口年齡結構問題。如果長期維持低于更替水平的總和生育率，那么由此而引發的“少子化”和“老齡化”將對我國的經濟產生持久的負面影響。現在是對中國人口政策進行一定程度調整的時候了。

其二，完善社會保障制度。完善的社會保障制度有利于穩定居民支出預期，增強消費信心，促進居民當期和長期消費。完善的社會保障體系也對發展服務業、優化產業結構具有重要意義，與社會保障緊密相連的養老服務、健康服務、社區服務是現代服務業的重要領域，這些行業的發展將會帶動就業，有利于增加第三產業在經濟總量中的比重（注：發展服務業除了利于增加家庭中從事服務業人口的比重，也有利于培育中間收入階層。參見：Kaufman， P. Middle-Class Social Reproduction： The Activation and Negotiation of Structural Advantages [J]. Sociological Forum， 2005， 20（2）.）。同時，在居民基本生活需求得到較好保障以后，也會推動消費結構升級。

其三，發揮老年人余熱。生活水平的提高和醫療衛生事業的發展使老年人的健康狀況越來越好，這為他們在生活上自立提供了身體基礎。老年人自立程度的提高，不僅減少了對子女的依賴，而且還可以為家庭和社會做許多事情，應鼓勵那些有一技之長，身體尚好的老年人再就業，挖掘這部分人的勞動力資源，把他們的“余熱”變為社會財富，促進經濟的可持續增長。

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