中國省域人口老齡化空間收斂及其應對策略

曹 飛，張文華

（西安電子科技大學 馬克思主義學院，陜西 西安 710071）

一、問題的提出與文獻回顧

人口老齡化是社會現代化的必經階段與重要標志，但人口老齡化對經濟、社會、資源環境的沖擊也同樣巨大，甚至不亞于全球化、城市化、工業化[1]。自從2000年，中國正式步入人口老齡化社會后，其發展勢頭迅猛，到2017年，中國65歲及以上老年人口占總人口的比例已高達11.4%。相對于發達國家而言，中國老齡化有其自身的特點：未富先老、基數巨大、增長快速、分布不均[2-5]。正因為如此，中國老齡化進程帶來的經濟社會壓力也更大，因而引起學界的廣泛關注。

第一類研究是關于老齡化對于消費的影響。比如付波等[6]使用動態面板的方法研究發現，由于老齡化的推進導致人口紅利減少降低總收入而減低消費，且在社會保障機制不健全及中國家庭更加關心下一代，從而人口老齡化的加速也阻礙了我國居民消費率的提升。王笳旭[7]則認為人口老齡化有助于縮小城鄉居民消費差距，因而進一步完善農村新型養老保險和醫療保險體制，為農村老年人口擴大消費提供托底保障，從而有效縮小我國城鄉居民消費差距。張睿凌[8]基于補償性消費行為理論研究發現，隨著年齡增長，老年家庭的補償性總體消費需求也會緩慢上升，但具有斷點跳躍性，且不同斷點處支撐老年家庭補償性消費需求結構變動的影響因子并不相同。

第二類研究是關于人口老齡化對于經濟增長的影響。多數學者認為，人口老齡化會對經濟增長產生不利影響，其主要依據為人口紅利消失、儲蓄減少并影響投資等[9-13]；而少數學者則認為人口老齡化可以通過資本積累促進經濟增長[14]，還有一些學者認為人口老齡化對經濟增長具有雙重效應[15-16]。

第三類研究是關于城鎮化對于人口老齡化空間分布的影響。有學者認為通過青壯年人口從中西部地區或者不發達等人口老齡化率較低的地區，通過人口城鎮化的方式跨省流入東部地區或者發達地區等人口老齡化高的地區，從而實現全國人口老齡化區域分布與城鄉分布的均衡化[17-18]。但實際上，在人口總量相對固定的情況下，人口城鎮化的過程只是改變了人口分布的空間分布，不可能直接改變人口的年齡結構。由于人口城鎮化所帶來的就業壓力、社會壓力與機會成本增加對人口生育率造城的抑制作用，最終可能會加劇老齡化的程度。

第四類研究是關于人口老齡化的空間分布差異。李秀麗、王良健[19]，陳明華、郝國彩[20]，劉華軍等[21]的研究表明：中國人口老齡化水平區域間分布呈現出非均衡特征明顯，老齡化率由東到西依次下降，且老齡化的區域差異還在擴大。趙儒煜、劉暢、張鋒[22]、王悅[23]利用空間面板模型進行了人口老齡化溢出效應及經濟效應分析。正是基于中國老齡化的區域非均衡布局特點，尹忠海、朱彤瑤[24]測度了中國省域養老資源與老年人口的匹配關系，并指出進一步提高養老資源與老年人口的匹配程度有助于應對老齡化分布的非均衡性。

上述文獻，通過對人口老齡化對消費的影響、老齡化對經濟發展的影響、城鎮化進程對老齡化的影響及老齡化空間分異的研究，集中反映了中國老齡化對經濟社會影響的各個視角，具有普遍的規律特征。但是進一步追問，在中國省域人口老齡化存在空間分異的既定前提下，其發展態勢是趨于收斂還是趨于發散尚有待進一步研究，以便更好地預判全國人口老齡化的發展趨勢。另外，人口城鎮化的推動，極大地改變了人口的城鄉結構。而人口自然增長率的緩慢下降與預期壽命的穩步提高，進一步改變了人口的年齡結構。二者的共同作用是否會對省域人口老齡化的發展態勢有所影響也有待分析。基于此，本文運用空間計量經濟學方法，充分考慮人口城鎮化與自然增長率變化對老齡化空間布局及其增長態勢的影響，并且納入省域人口老齡化的空間性，對1998—2019年我國省級區域人口老齡化的空間分布特征與區域相關進行分析，對區域人口老齡化的發展態勢進行收斂分析，以期為科學制訂區域統籌、協同應對的老齡化人口政策提供參考依據。

二、我國人口老齡化區域溢出與分布差異的實證研究

（一）人口老齡化的界定、度量指標和數據來源

本文的人口老齡化率，參照國際上通用的人口老齡化的界定標準，以年齡在65歲及以上的人口占總人口的百分比進行統計。歷年各地區人口老齡化率、人口自然增長率及人口城鎮化率數據來自1999—2020年歷年《中國統計年鑒》。需要說明的是，中國統計年鑒的各省區人口老齡化率是各省區的常駐人口老齡化率，相對于東部地區來說，東部地區的人口老齡化率由于外來的青壯年人口而低于戶籍上的人口老齡化率，而西部地區的人口老齡化率則由于青壯年人口的流出，而高于戶籍人口城鎮化率。具體來說，可以這樣表示：戶籍人口老齡化率=（戶籍65歲以上的在籍人口/戶籍區域總人口）；常住人口城鎮化率=（戶籍65歲以上的常住人口+65歲以上的流入人口）/（戶籍常住總人口+區域流入人口）。

（二）Moran I指數估算

全域空間自相關反映的是研究變量空間關聯程度的總體特征，用Global Moran's I表示，根據表達式（1）可見，Global Moran's I的值介于-1和1之間。

式中：n=31，為總省區數；yi，yj為分別為省區i和省區j的人口老齡化率；yˉ為全國各省區人口老齡化率的平均值；wij，0，1鄰接權重矩陣，其中海南的鄰接設為廣東、廣西。根據上述公式計算的Moran指數及其P值，得到表1，從表1可見，中國省域人口老齡化率的空間自相關性穩定維持在0.2以上，且絕大多數年份伴隨概率的顯著在5%水平上顯著。

表1 1998—2019中國省域人口老齡化Moran I指數及P值

（三）局部空間自相關可視化

圖1到圖4，分別為1998年、2005年、2012年、2019年的全國大陸31個省區老齡化正相關分析的四象限圖。其中，橫軸表示某一個省區自身的老齡化率與全國平均值之差，縱軸表示一個省區所有相鄰省區的老齡化率與全國平均值之差的累加。綜觀從圖1到圖4的四象限圖，可以發現如下特點：

圖1 1998年中國省域人口老齡化率四象限圖

第一，處于第一象限的主要為東部省區。1998年有上海、江蘇、天津、北京、山東、河北、遼寧等7個省區，2005年有上海、江蘇、天津、北京、山東、河北、福建等7個省區，2012年有山東、江蘇、浙江、上海、北京等5個省區，2019年又有上海、江蘇、天津、北京、山東、河北等6個省區。另外，1998年、2005年、2012年、2019年中部地區處于第一象限的省份分別有5個（安徽、河南、湖北、吉林、黑龍江）、4個（安徽、湖北、江西、湖南）、4個（湖北、河南、安徽、湖南）和5個（湖北、河南、安徽、吉林、黑龍江），說明老齡化開始向中西部地區蔓延，而且安徽、湖北、河南穩居第一象限，說明這三個省區的老齡化程度很高；而位于第一象限的西部省區除重慶穩居第一象限外，陜西和貴州也進入第一象限；第二，處于第二象限的省區總體上數量很少，只有1到5個，且主要為中、西部地區，屬于東部省區的數量極少。處于第二象限的省區1998年有江西、貴州和山西，2005年有黑龍江、貴州、河南、河北、廣東，2012年只有江西，2019年有內蒙古、山西和江西；第三，處于第三象限的省區比較多，其中從1998年、2012年均為10個，2005年和2019年均為9個，且主要為中、西部地區，也是我國人口出生率高的地區，因此從空間上表現為低老齡化被低老齡化所包圍。但隨著時間推移，到2012年廣東進入第三象限，2019年廣東和福建均進入第三象限，說明廣東和福建的老齡化有所緩解；第四，處于第四象限的省區比較少，除2012年有8個省區外，其余年份只有3到5個省區。而且主要位于中西部地區，盡管這些地區的有些省區如四川、遼寧等為人口大省，但由于城鎮化、工業化相對滯后，因此大多青壯年勞動力出省就業謀生，最終導致人口老齡化加大。總體來看，從1998年到2019年，處于第一和第三象限的省區總數分別為25、21、22和24個，占我國大陸31個省區的71%以上，再一次說明我國人口老齡化的空間效應明顯。

圖2 2005年中國省域人口老齡化率四象限圖

圖3 2012年中國省域人口老齡化率四象限圖

（四）中國省域人口老齡化率的β收斂檢驗

任何一種收斂方法，其分析目的都是為了檢驗研究區域間老齡化發展態勢是否會走向均衡發展，為制定協同化的老齡化政策提供參考依據。就本文來說，人口老齡化率發展態勢是否收斂也具有重要的現實意義，如果收斂存在則表明省域之間老齡化程度在趨同發展加快，如果收斂不存在，則說明省域間老齡化的發展態勢趨于擴散。“絕對β收斂”是在不考慮研究區域經濟社會異質性的條件下，假設人口老齡化低的地區往往比人口老齡化高的地區的老齡化態勢快，從而全國省域之間的老齡化態勢趨于共同的均衡穩態。“條件β收斂”，是在考慮全國省域之間人口城鎮化與自然增長率差異性的基礎上，來分析各省域人口老齡化的收斂情況是否存在，并分析加入的條件變量對人口老齡化收斂的影響方向及其大小。

1.絕對β收斂分析

在非空間收斂模型的基礎上[25]，借鑒Jobert[26]的收斂理論模型，構建中國省域人口老齡化率收斂的空間面板絕對β收斂模型。

空間滯后面板絕對β收斂模型（SLPDM）：

式（2）為SLPDM模型，β為收斂的系數，β＜0，則表示絕對收斂存在，W為空間權重矩陣，ρ為空間相關系數。

空間誤差面板絕對β收斂模型（SEPDM）

式（3）和（4）為SEPDM模型，β、W的含義如上式，λ參數衡量了樣本觀察值誤差項引起的區域間溢出成分。

由于無法先驗地確定是否適用空間模型或者適用哪一種空間模型，因此需要進行無空間效應的LM檢驗，從表2的檢驗結果來看，基于空間固定效應的空間誤差模型（SEPDM）統計最為顯著，因此具體解釋以空間誤差模型（SEPDM）為準。

表2 非空間面板絕對β模型檢驗結果

表3給出了中國省域人口老齡化絕對收斂所有類型的估計結果。可見，無論采取何種模型，β的系數都小于0，這意味著中國省域人口老齡化率將實現絕對收斂。一方面，東部地區的人口老齡化率已經較高，但隨著中西部地區青壯年人口的流入，實際上延緩了東部等發達地區的人口老齡化態勢；另一方面，中、西部地區雖然人口老齡化率較低，但是隨著青壯年及其子女的跨省流動，其老齡化進程也有所加快。二者共同作用的結果，最終有助于促進全國老齡化率的均衡分布。另外，ρ和λ系數的值都為正，再次驗證了區域人口老齡化率空間正相關的檢驗結論。具體就空間誤差模型（SEPDM）絕對收斂的結果來看，每一個解釋變量都通過了1%顯著性水平檢驗，且β=-0.571，λ=0.489，說明中國省域人口老齡化收斂效果與空間相關性均顯著。

表3 1998—2019年中國省域人口老齡化絕對收斂估計結果

2.條件β收斂檢驗

根據條件β收斂模型的前提是選擇合適的控制變量，但控制變量的選擇應該立足于研究的目的和主題，本文的研究目的是探究全國省級的人口老齡化率收斂與影響因素。在人口經濟學基礎理論指導下，考慮到篇幅和可行性，本文選擇人口自然增長率、城鎮化率作為控制變量。加入控制變量的目的有兩個：第一，要對比加入控制變量后人口老齡化率收斂是否依然存在，如果存在就要看控制變量的加入是加快了還是減緩了收斂的速度。第二，控制變量的加入是分析控制變量對人口老齡化的影響。因為被解釋變量是ln（yit/yi，t-1），即本年度的人口老齡化率除以上一年度的人口老齡化率的對數值。如果控制變量的符號為正，意味著控制變量的加入導致ln（yit/yi，t-1）的增加，實際上也就是導致人口老齡化率的提升；如果符號為負，則意味著對人口老齡化率有抑制作用。因此，控制變量的加入既可以分析其對收斂速度的影響，也可以用來分析人口老齡化率的影響因素。

第一，人口自然增長率（zeng，‰）。人口自然增長率，用年內出生人數減去年內死亡人數除以年平均人數，乘以1 000‰。人口自然增長率增大意味著人口基數增大，因此會對人口老齡化態勢具有稀釋作用，因此，預計人口自然增長率的符號為負。

第二，人口城鎮化率（ur，%）。人口城鎮化率不僅僅伴隨著人口從農村流向城市，而且意味著就業結構、產業結構、城鄉結構、消費結構、教育結構的轉變，這就意味著更為忙碌的生活和更加獨立的自我，基于生活壓力、就業壓力、生活質量、撫養成本的考慮，人口城鎮化率將導致生育率降低從而加劇人口老齡化態勢。同時中國的城鎮化過程伴隨著大規模的跨省區青壯年及其子女的流動，因而人口城鎮化率的提升將導致全國人口老齡化平均化、均衡化，但考慮到人口城鎮化率對老齡化的加劇作用。因此，預計人口城鎮化率的符號為正。

空間滯后面板條件β收斂模型：

空間誤差面板條件β收斂模型：

對于條件β收斂來說，為了確定是否適用空間模型或者適用哪一種空間模型，也需要進行無空間效應的LM檢驗，從表4的檢驗結果來看，基于空間固定效應的空間誤差模型（SEPDM）統計最為顯著，因此具體解釋以空間誤差模型（SEPDM）為準。

表4 非空間面板條件β模型檢驗結果

表5給出了中國省域人口老齡化率相對收斂的估計結果。首先，從所有模型的估計結果來看，β系數顯著為負，進一步驗證了絕對β檢驗結果，但對比加入控制變量后的β系數來看，β系數絕對值顯著變大，表明加入控制變量后，人口老齡化率的收斂速度明顯加快；其次，β1系數為正，意味著人口城鎮化率的上升將會加快老齡化的進程，其原因在于在人口總量不變的情況下，人口城鎮化并不會改變人口的年齡結構，而只是改變了人口的城鄉結構。但是人口城鎮化的過程伴隨著就業結構、產業結構、城鄉結構、消費結構、教育結構及生活習慣、思維方式的巨大轉變，這將意味著更為忙碌的生活和更加獨立的自我，基于生活壓力、就業壓力、生活質量、撫養成本的考慮，人口城鎮化率將導致生育率降低從而加劇人口老齡化態勢。β2系數為負，意味著人口自然增長率的提升將減緩老齡化過程。實際上，在某個相對穩定的時期內，人口預期壽命也是穩定的，因此人口自然增長率的提升會加大人口基數，從而緩解老齡化率。具體就空間誤差模型（SEPDM）條件收斂的結果來看，每一個解釋變量都通過了1%顯著性檢驗，且β=-0.342，β1=0.507，β2=6.512，λ=0.524，進一步驗證了中國省域人口老齡化收斂態勢與空間相關性，且城鎮化與自然增長率對人口老齡化的影響十分突出。

表5 1998—2019年中國省域人口老齡化率相對收斂估計結果

（五）離差系數σ收斂檢驗

上面的絕對β收斂和條件β收斂檢驗均顯著通過，為進一步驗證β檢驗，用σ收斂檢驗進行驗證，表6顯示中國省域人口老齡化態勢的平均值穩步提升，但方差卻在穩步下降，用方差除以平均值就得到離差系數，離差系數逐步降低，表明σ收斂存在，且進一步驗證了β收斂的存在性，從而證明中國人口老齡化率的地域分布將更加均衡。

表6 1998—2019年中國省域人口老齡化平均值、方差及離差系數

三、結論與政策建議

（一）結論

中國人口老齡化率與經濟發展的東、中、西梯度相對應，人口老齡化率的提升促進了全國省域老齡化的均衡化，但城鎮化所帶來的就業壓力與生活壓力對老齡化具有加劇作用，人口自然增長率的提高對于人口城鎮化率的增長幅度具有抑制作用，中國省域人口老齡化率存在明顯的正自相關性，且絕對β收斂、條件β收斂和σ收斂。中國省域人口老齡化的空間收斂可以從多種角度進行分析。

人口的跨區域轉移是影響區域老齡化的流動因素。從空間來看，東南部地區的老齡化較為嚴重，西北地區的老齡化較輕，但由于年輕勞動力的跨區域主要是從西北地區向東南地區轉移，從而在某種程度上調和了老齡化區域差異程度，促進了各個省區老齡化的趨同與收斂。

出生率與死亡率的變化是影響老齡化的基礎因素。從出生率來看，盡管東部地區的出生率和死亡率均最早下降，但進入21世紀后，東部地區的出生率逐漸保持穩定，近兩年來有所上升，西部地區出生率快速下滑，各地區出生率趨于一致。從死亡率來看，各地區死亡率差距始終保持在0.5‰左右這一微小水平，東部略低。出生率和死亡率的區域差異縮小，是各地老齡化程度收斂的原因之一[27]16。

經濟發展階段是影響老齡化空間差異的重要因素。從各地區的經濟差距來看，東、中、西部的經濟發展差距在20世紀90年代快速拉大，在2004年前后又出現縮小趨勢。2014年，東部人均GDP為中部的1.71倍、西部的1.79倍，中部人均GDP為西部的1.04倍，其差距縮小到1988年前后的水平[27]17。由于經濟發展階段是影響人口老齡化的重要因素，因而隨著區域經濟發展差距的縮小，自然會促進區域人口老齡化的區域差異縮小，進而促進人口老齡化的區域收斂。

從老齡人口公共服務的角度來看，老齡人口的區域分布和各地的公共服務水平有很大的關系。隨著老齡人口公共財政均等化政策的不斷推進，各地方政府在為老齡人口提供的醫療服務和養老保障的地區差異正在逐步縮小，因而老齡人口的跨區域流動趨于減小，實際上也會縮小老齡化的地區差異，促進老齡化的區域收斂。

（二）政策建議

盡管中國省域人口老齡化率具有收斂的趨勢，但是老齡化迅速發展的態勢不會改變。因此，應對多策并舉，積極應該人口老齡化的到來，促進人口與經濟社會及資源環境的協調發展。

1.推進城鄉均等財政政策，降低城鎮化對人口生育率的遏制作用

城鎮化改變了人口的空間分布結構，但即使是以常住人口計算的老齡化率被平均，也不能改變人口流入地和流出地老齡人口居高不下及城鎮空巢老人與農村留守老人雙高的事實。就人口流出地來說，由于青壯年人口的流出，人口老齡化率提升，留守老人增多的事實不難理解。對于人口流入地來說，流入的人口的主要目的是從事非農村產業提高收入，但青壯年的流入并不是流入了城鎮老齡人口的家庭，城鎮空巢老人由于子女本來就很少，大多為獨生子女，而且其獨生子女也并不一定在空巢老人所在的城市工作，即使在同一座城市工作生活也并不一定能夠居住在一起。另外人口城鎮化的過程，所伴隨的就業壓力、撫養成本、住房成本、醫療成本、教育成本等加大，將迫使城鎮人口降低意愿生育率。在全國城鎮化趨勢加速發展的情況下，要實行城鄉均等化財政政策，重點幫助進城務工人員等流動人口解決在住房保障、醫療保障、就業待遇、入學就業等方面的實際困難，在降低城市生活成本與就業壓力的同時，為全面實施三孩政策奠定經濟基礎。

2.積極貫徹全面三孩政策，應對經濟發展與老齡人口養老問題

從單獨二孩放開到全面二孩再到全面三孩政策的放開，這是我國計劃生育政策的重要轉變。一方面，我國計劃生育取得了巨大的成績，另一方面，計劃生育的長期執行所形成的4-2-1人口結構已經在許多地方出現，假設人們平均結婚年齡是26歲，生育孩子是27歲，那么當一對夫婦在他們47時，會撫養4位年齡在74歲左右的老人，而且要承擔一個20歲孩子的大學教育費用；從國家的養老能力來說，國家的養老保險缺口巨大，還無法承擔起來勢洶涌的老齡化浪潮；另一方面，獨子家庭的夫婦雙方又無法全面承擔起贍養老人的能力。所以，一方面，人口是社會生產力中最重要最活躍的因素，這要求我們既要保持一定總量的人口，亦需要保持人口的合理結構；另一方面，中國的經濟社會發展水平還不能完全做到政府養老、社會養老，養兒防老、居家養老在中國養老體系中占有無法替代的情感依托與物質幫助的作用。因而全面放開三孩政策就是應對上述問題的基本考量。基于人口老齡化的形勢，計劃生育政策也應該從人口管理向人口服務轉變，通過優生優育、戶籍管理、人口登記等方面服務的有序跟進，保證三孩政策切實發揮其應有的目的。

3.積極發展老齡化事業，創造經濟增長點

中國巨大的老齡人口規模，蘊藏著巨大的消費市場。隨著社會的發展和人口老齡化的推進，老齡人口的需求也更加多元，需求的層次也越來越高。所以，通過認真分析老年人的物質與精神需求，開發巨大的老齡消費市場，一方面滿足了老年人正常的物質與精神需求，另一方面也擴大了內需，促進了消費結構升級與產業結構轉型。從開發老齡消費市場的順序來看，要在對老齡人口的以醫療保健、家政服務為主生存型消費大力開發的基礎上，積極推進以旅游餐飲、中介公證為主的發展型消費，最后推動以心理咨詢、文藝體育為主的享受型消費消費，促進消費結構升級與全面發展。

4.保護與開發并重，妥善處理好老齡人口負擔與人力資本的關系

統計學意義上的老齡化人口，是通過65歲以上的人口進行統計的。但事實上，并不是65歲以上的老年人就不再為社會創造財富了。隨著老齡人口預期壽命的增長和經濟社會的普遍進步，老年人的品德、知識、技能、經驗、社會資本也在普遍提高，有許多老年人仍然在商業、教育、家庭管理、社會公益事業等方面發揮著積極的作用。因此，合理挖掘老齡人口的人力資本使他們老有所為，既可以緩解勞動力資源緊缺的狀況，也可以極大地滿足了老齡人口自我實現的需要，無論在物質上還是在精神上都是一種提升。

5.統籌兼顧與量力而行，構建多元化的養老體系

從宏觀角度來說，考慮到中國省域人口老齡化水平分布與經濟社會發展雙重不均衡的事實，養老體系的構建也應該體現區域差異性。從微觀角度來說，老年人自身或者家庭的養老經濟能力與對養老方式的選擇意愿也應該予以充分考慮。基于上述考慮需要構建多元化的養老體系，以滿足不同地區、不同老齡人口多元化的養老需求。首先，要繼續發揮與鞏固居家養老和社區養老的基礎性地位。無論在過去的傳統社會還是在現代社會，居家養老和社區養老都具有無法替代的基礎性作用。首先，任何老年人即便是子女不在身邊，也都有自己的家庭，而更多的家庭則組成了一個社區。從情感依托與鄰里關系的角度來說，居家養老和社區養老充分體現了親情、友情及人情社會的情感慰藉，不僅方便而且弘揚了中華民族孝順老人、鄰里互助的傳統美德，其優越性不言而喻。從機構養老或者醫養結合的成本和費用來看，并不是每個老年家庭都能承擔得起的，也不是每一個老年人愿意選擇的養老方式。因此，通過繼續固定居家養老和社區養老的基礎性地位，通過上門服務與生活料理等方法，幫助老年人安度晚年。其次，要發展機構養老的補充性作用。由于家庭原因或人口流動而帶來的部分老年人口居家養老和社區養老有困難的，通過公辦的或民營的養老院、敬老院為老年人提供解決日常生活困難的社會化養老服務模式。再次，要積極發揮醫養結合的保障性作用。隨著生活水平的提高和人們對健康問題的關注，要積極培育醫養結合方式，將護老中心和老年醫院相結合，將老年人生活照料和康復關懷相結合，滿足老年人的物質和精神需求，發揮醫養結合的保障性作用。

6.正視人口老齡化的高度關聯性，制定協同化的區域人口老齡化政策

如前所述，人口老齡化具有明顯的收斂作用與正的自相關性，這意味著省域之間的老齡化是一個互通互聯的有機體系，這種有機聯系通過人口流動、城市化、經濟實力、社會發展水平、戶籍政策等諸多方面發揮合力的作用且影響顯著。因此，在應對老齡化問題的政策制定上，要構建省際銜接協同考慮的就業、社會保障、養老服務綜合體系。從人口老齡化的區域合作來說，這既涉及省域老齡化成本的分擔，同時也需要考慮中央政府的政策與財政支持。從短期來看，由于各個地區的養老成本與養老費用不同，可能會對相關省區的養老成本造成影響；但從長遠來看，老年人的就醫、養老在全國聯網是大勢所趨，需要中央政府與地方政府將老年人跨省區的就醫、養老成本進行合理分割。另外各個省區對本地老年人在公交、旅游景區等方面的優待服務，也應該普惠到跨省區的老年人，以應對老齡人口的跨區域流動。