陳家敏

（福建師范大學(xué)，福建福州，350108）

一、引言

進入21世紀(jì)以來，人口老齡化成為了我國經(jīng)濟學(xué)研究領(lǐng)域的一個熱點問題?，F(xiàn)階段眾多學(xué)者對于人口老齡化與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，大致可以分為三大類。第一類學(xué)者們認為人口老齡化對經(jīng)濟增長有拖累作用，會抑制經(jīng)濟增長。例如，Lindh & Malmberg（1999）研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化會通過抑制勞動力資源的增長和勞動力的需求，進而阻礙經(jīng)濟增長[1]。李軍（2013）認為，在生產(chǎn)供給方面，人口老齡化通過對資本積累、勞動投入和技術(shù)進步等生產(chǎn)要素造成的負向影響，進而降低經(jīng)濟增長的潛力；在私人需求方面，由于老年人消費傾向及收入水平的變化，人口老齡化會降低總消費水平，并減緩經(jīng)濟增長[2]。游士兵和蔡遠飛（2017）通過構(gòu)建PVAR模型，發(fā)現(xiàn)人口老齡化對居民消費表現(xiàn)為抑制作用，對居民儲蓄卻表現(xiàn)為促進作用；從影響路徑上來分析，人口老齡化對經(jīng)濟增長都會造成負向影響[3]。第二類學(xué)者們則認為人口老齡化會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向作用，從而促進經(jīng)濟增長。例如，Maxime & Marcel（1999）研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化可以為后代創(chuàng)造出更多的人力資本，從而促進經(jīng)濟社會發(fā)展，并且老齡化對人均產(chǎn)出的負面影響會顯著降低[4]。馮劍鋒和陳衛(wèi)民（2017）基于中介效應(yīng)的視角研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化對勞動生產(chǎn)率和勞動年齡人口比重的影響為正，對勞動參與率的影響為負，但從總體上來看，人口老齡化通過中介變量對經(jīng)濟增長的凈影響顯著為正[5]。第三類學(xué)者們認為現(xiàn)階段不能準(zhǔn)確預(yù)測人口老齡化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響。例如，Bloom et al.（2010）認為人口老齡化所產(chǎn)生的經(jīng)濟后果取決于對年齡結(jié)構(gòu)變化的行為反應(yīng)，從長期來看，人口老齡化并不一定會對經(jīng)濟增長造成負向影響[6]。

由于選取的研究對象、構(gòu)建的研究模型、使用的研究方法、采用的研究變量等方面不一致的原因，目前學(xué)者們就人口老齡化對經(jīng)濟增長的影響并沒有形成一致的觀點。

作為中國經(jīng)濟第一大省的廣東省，目前較少有文獻就人口老齡化對廣東省經(jīng)濟增長的影響進行研究。2012年全省65歲及以上人口達到了747.99萬人，占總?cè)丝诘谋壤秊?.06%。依據(jù)聯(lián)合國《人口老齡化及其社會經(jīng)濟后果》的劃分標(biāo)準(zhǔn)，廣東省開始進入人口老齡化社會。到了2019年，全省65歲及以上人口已經(jīng)增加到了1036.89萬人，占總?cè)丝诘谋壤蔡岣叩搅?.00%；經(jīng)濟總量GDP突破了10萬億元，并保持著6.2%的實際GDP增長率①數(shù)據(jù)來源：廣東統(tǒng)計信息網(wǎng)http://stats.gd.gov.cn/tjgb/index.html。

因此，本文關(guān)注廣東省人口老齡化對經(jīng)濟增長的影響機制，將兩部門經(jīng)濟作為研究的理論基礎(chǔ)，通過研究人口結(jié)構(gòu)與消費、人口結(jié)構(gòu)與儲蓄的兩個角度，構(gòu)建多變量VECM模型，以此來分析人口老齡化對廣東省經(jīng)濟增長造成的影響。

二、模型設(shè)定與變量描述

（一）模型設(shè)定

向量誤差修正模型（Vector Error Correction Model,VECM）是在建立向量自回歸模型（Vector Auto-Regressive,VAR）的基礎(chǔ)上，通過避免VAR模型中的非平穩(wěn)序列進行回歸時所可能引發(fā)的偽回歸現(xiàn)象，而構(gòu)建起來的一種多變量且具有約束性的向量自回歸模型。VECM模型既具有VAR模型的一系列優(yōu)點，通過聯(lián)立多個方程式，將系統(tǒng)內(nèi)研究變量全部當(dāng)作內(nèi)生變量并對其進行滯后值的回歸，估算出系統(tǒng)內(nèi)所有變量之間的動態(tài)關(guān)系；又能對各個內(nèi)生變量之間的長期關(guān)系進行研究[7]。

本文借鑒游士兵和蔡遠飛（2017）構(gòu)建的關(guān)于人口老齡化與經(jīng)濟增長的PVAR模型[8]，設(shè)定廣東省居民收入一部分用于消費、另一部分用于儲蓄[9]-[13]。使用VECM模型分別考察人口老齡化、消費水平和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系與人口老齡化、儲蓄水平和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，其VECM模型的基本形式為：

其中，ecmt-1是誤差修正項；p是表示協(xié)整方程中所具有的協(xié)整關(guān)系的個數(shù)；a是表示將非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整能力；在考察人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長時，Δyt是包含三個變量的向量，Δyt=｛lnpgdp，lncons，odep｝，考察人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長時，Δyt是包三個變量的向量，Δyt=｛lnpgdp，lnsav，odep｝；i為滯后階數(shù)；βi為3×3維的系數(shù)矩陣；et是隨機擾動項。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文數(shù)據(jù)主要來源于2003～2019年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《廣東統(tǒng)計年鑒》，選取了2002年至2018年廣東省的人均生產(chǎn)總值，城鄉(xiāng)居民人均消費水平，城鄉(xiāng)居民人均儲蓄存款，老年撫養(yǎng)比作為VECM模型研究的內(nèi)生變量。

基于經(jīng)濟學(xué)的視角，本文使用廣東人均生產(chǎn)總值的對數(shù)（lnpgdp）來反映其經(jīng)濟水平；使用城鄉(xiāng)居民人均消費水平的對數(shù)（lncons）來反映居民消費水平；使用城鄉(xiāng)居民人均儲蓄存款的對數(shù)（lnsav）來反映居民儲蓄水平；使用老年撫養(yǎng)比（odep）來反映人口老齡化程度。由于沒有居民儲蓄率的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，且測算其居民儲蓄率的難度與誤差較大，所以采用城鄉(xiāng)居民人均儲蓄存款的對數(shù)來近似表示居民儲蓄水平。

三、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文選用EViews8.0軟件來進行實證計量分析。首先，采用ADF檢驗法對上述時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以此來檢驗其時間序列的平穩(wěn)性。

從表2可以得知，在1%的顯著性水平下，只有l(wèi)npgdp通過ADF檢驗，視其為平穩(wěn)時間序列；而lncons、lnsav以及odep均沒有通過ADF檢驗，視其為非平穩(wěn)時間序列。因此，對上述時間序列進行一階差分和ADF檢驗，其結(jié)果為：Δlnpgdp、Δlncons為非平穩(wěn)時間序列，Δlnsav、Δodep為平穩(wěn)時間序列。因此，再次對上述時間序列進行二階差分，并進行ADF檢驗，其結(jié)果為：Δ2lnpgdp、Δ2lncons、Δ2lnsav和Δ2odep均為平穩(wěn)時間序列，即變量lnpgdp、lncons、lnsav和odep都是二階單整II（1）。

表2 單位根檢驗

（二）滯后階數(shù)確定

首先，分別用lnpgdp、lncons、odep和lnpgdp、lnsav、odep構(gòu)建“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”的VAR模型和“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”的VAR模型。然后根據(jù)LR、FPE、AIC、SC以及HQ最小值準(zhǔn)則，按照“少數(shù)服從多數(shù)的原則”，選取“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”的VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2；選取“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”的VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2。檢驗的結(jié)果如表3和表4所示。

表3 “人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”VAR滯后階數(shù)檢驗

表4 “人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”VAR滯后階數(shù)檢驗

（三）Johansen協(xié)整檢驗

由表2可以得知，Δ2lnpgdp、Δ2lncons、Δ2lnsav和Δ2odep在1%的顯著性水平下均為平穩(wěn)時間序列，且為同階單整序列，所以對其進行Johansen協(xié)整檢驗，來檢驗兩個影響路徑下是否都存在長期均衡關(guān)系。檢驗結(jié)果如表5和表6所示。

表5 “人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表6 “人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

依據(jù)Trace檢驗和Max檢驗可以得知，在1%的顯著性水平下，“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”的VAR模型和“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”的VAR模型均拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，均接受至多一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。這表明兩個VAR模型都存在長期均衡關(guān)系。

（四）VECM模型構(gòu)建

在建立了兩個VAR模型的基礎(chǔ)上，根據(jù)公式(1)進行兩個VECM模型的構(gòu)建，可得到如下方程：

在“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”的VECM模型中，Δ2lnconst-1的系數(shù)為正，表明消費水平對經(jīng)濟增長是正相關(guān)的；而Δ2odept-1的系數(shù)為負，表明人口老齡化對經(jīng)濟增長是負相關(guān)的。在“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”的VECM模型中，Δ2lnsavt-1的系數(shù)為負數(shù)，說明儲蓄水平對經(jīng)濟增長是負相關(guān)的；Δ2odept-1的系數(shù)為負，說明人口老齡化對經(jīng)濟增長存在一個負向影響。由于VECM模型的向量系數(shù)沒有實際的經(jīng)濟意義，不能反映各個變量之間的動態(tài)關(guān)系，所以對其不做過多詳細的分析。

（五）VECM模型穩(wěn)定性檢驗

為確保之后脈沖響應(yīng)分析和方差分解結(jié)果的準(zhǔn)確性，分別對兩個VECM模型進行穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果如圖1和圖2所示。從圖1和圖2中可以得知，兩個VECM模型均除了模型本身所設(shè)置的單位根之外，其他的伴隨矩陣的特征值全部都落在單位圓之內(nèi)，所以由此可以判定，這兩個VECM模型都是穩(wěn)定的，能繼續(xù)進行接下來的脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

圖1 “人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”VECM模型穩(wěn)定性檢驗

圖2 “人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”VECM模型穩(wěn)定性檢驗

（六）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)是指一個變量的隨機誤差項的沖擊對所有內(nèi)生變量當(dāng)期以及隨后各期的影響，可用來描述內(nèi)生變量之間的動態(tài)關(guān)系和影響路徑[14]。本文設(shè)定“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”和“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”兩種影響路徑，并選擇10期的滯后期進行脈沖響應(yīng)分析。結(jié)果如圖3、圖4所示。

由圖3可以得知，以odep對lnpgdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第一行，第三列）為例，廣東人口老齡化對經(jīng)濟增長的第一期影響為0，說明人口結(jié)構(gòu)變化并不會立刻影響經(jīng)濟增長；隨后對經(jīng)濟增長的影響產(chǎn)生一個負向影響，并且在第二期達到最大負值，約為-0.0050。但從第三期開始，廣東人口老齡化對經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)為正效應(yīng)，并維持一個增長的趨勢直至第十期；這說明從長期來看，廣東人口老齡化會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一個持續(xù)的正向影響，會促進經(jīng)濟增長。

從odep對lncons的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第二行，第三列）可以看出，廣東人口老齡化對消費水平的沖擊影響先負后正，在第三期達到最大負值，約為-0.0045。但從第四期開始，廣東人口老齡化對消費水平產(chǎn)生一個持續(xù)的正向影響；這說明從長期來看，廣東人口老齡化會提高居民的消費水平。

圖3 “人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖4 “人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”脈沖響應(yīng)函數(shù)

在“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”的影響路徑下，由于lncons對lnpgdp有一個持續(xù)的正向作用（第一行，第二列），所以在間接路徑的影響下，廣東人口老齡化在長期中會先提高居民的消費水平，而之后被提高的居民消費水平會進而促進經(jīng)濟增長，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向拉動作用。

同時，在“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”的影響路徑下，從lnpgdp對odep的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第三行，第一列）可以看出，經(jīng)濟增長會在短期內(nèi)加深廣東的人口老齡化，并在第二期達到最大值，約為0.0058；但從第七期開始，經(jīng)濟增長會減緩廣東人口老齡化的程度，并收斂于一個很小的負值，約為-0.0005，這說明長期內(nèi)經(jīng)濟增長能有效抑制廣東人口老齡化。

由圖4可以得知，從odep對lnpgdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第一行，第三列）來看，廣東人口老齡化對經(jīng)濟增長的第一期影響為0，說明人口結(jié)構(gòu)變化并不會立刻影響經(jīng)濟增長；而在第二期產(chǎn)生一個最大值的負向影響，約為-0.0050。隨后從第三期開始，廣東人口老齡化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一個持續(xù)增長的正向影響；這說明從長期來看，廣東人口老齡化會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一個持續(xù)的正向影響，會促進經(jīng)濟增長。

從odep對lnsav的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第二行，第三列）可以看出，廣東人口老齡化對儲蓄水平的沖擊具有波動性，在第一期到第二期表現(xiàn)為正向影響，在第三期到第五期表現(xiàn)為負向影響，隨后從第五期開始一直到第十期結(jié)束都表現(xiàn)為正向影響，這說明廣東人口老齡化在長期中會提高居民的儲蓄水平。

在“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”的影響路徑下，從lnsav對lnpgdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第一行，第二列）可以看出，儲蓄水平對經(jīng)濟增長的影響從第三期開始表現(xiàn)為正向影響，并且保持一個穩(wěn)定上升的趨勢。也正由于lnsav對lnpgdp有一個持續(xù)的正向作用，所以在間接路徑的影響下，廣東人口老齡化在長期中會先提高居民的儲蓄水平，而之后被提高的居民儲蓄水平在會促進經(jīng)濟增長，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向作用。

同時，在“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”的影響路徑下，從lnpgdp對odep的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第三行，第一列）可以看出，經(jīng)濟增長在第二期對廣東人口老齡化有一個最大的正向影響，約為0.0058，而在此之后雖然對廣東人口老齡化的正向影響有所減弱，但仍然維持在0.0022左右；這表明無論在短期內(nèi)還是在長期中，經(jīng)濟增長都會加深廣東的人口老齡化程度。

綜上所述，廣東人口老齡化不管是在消費視角下還是在儲蓄視角下，在短期會抑制經(jīng)濟增長，在長期卻會促進經(jīng)濟增長。這可能是廣東作為我國人口第一大省，老年人口的基數(shù)較大，在期初由于正處在人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的適應(yīng)期，在勞動力的需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等方面還沒能很好地進行調(diào)整，導(dǎo)致經(jīng)濟發(fā)展的步伐放緩[15]。但在長期中，經(jīng)過調(diào)整過后更具有發(fā)展前景的“銀發(fā)經(jīng)濟”市場，又能夠吸引更多外來勞動力和投資者，使得“銀發(fā)經(jīng)濟”成為廣東一個新的發(fā)展極，因此帶動廣東省經(jīng)濟社會快速發(fā)展[16]。

根據(jù)生命周期理論假說，在消費方面，理性消費者會以一生效用最大化為準(zhǔn)則來分配自身各個時期消費，通常會在年輕時多儲蓄以備在老年時能夠消費。因而隨著廣東人口老齡化程度的加深和“銀發(fā)經(jīng)濟”市場的日趨成熟，老年人口對物質(zhì)層面以及精神層面的相關(guān)產(chǎn)品與服務(wù)的需求量會增加，這便會帶動居民消費水平的提高。在儲蓄方面，當(dāng)具有理性預(yù)期的消費者意識到自己的壽命將因生活質(zhì)量的改變和科學(xué)技術(shù)的進步而延長時，會主動增加儲蓄，這在長期中就會提高居民的儲蓄水平[17]。

長期中，在消費路徑下經(jīng)濟增長對廣東人口老齡化的緩解程度還不及在儲蓄路徑下經(jīng)濟增長對廣東人口老齡化的加深程度。所以綜合來看，最終經(jīng)濟增長會加深廣東人口老齡化程度。這可能因為生活質(zhì)量的提高，使得居民的生育欲望和生育需求不如以前；而“銀發(fā)經(jīng)濟”市場的愈發(fā)成熟，使得老年人口的壽命會大大延長；所以，出生率的下降和死亡率的下降便會使得廣東人口結(jié)構(gòu)變得不合理，加深人口老齡化的程度。

（七）方差分解分析

為了更加精確地研究“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”和“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”兩個系統(tǒng)內(nèi)各個變量的相互影響程度，本文采用方差分解方法，進行結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量的影響的分析。結(jié)果如表7、表8所示。

從表7可以得知，在“人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”的方差分解分析中，老年撫養(yǎng)比odep在第一期對人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp并不具有解釋能力，但在之后老年撫養(yǎng)比odep對人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp解釋能力逐步增強，在第十期達到了約0.1094。而人均消費水平的對數(shù)lncons對人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp解釋能力具有波動性，在第五期的方差貢獻從第一期的0.0000上升到約為0.1867，而到了第十期，其方差貢獻卻下降到約為0.1227。對于人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp來說，其對自身的解釋能力是最強的，雖然其方差貢獻具有下降趨勢，但在十期仍還有約為0.7679的方差貢獻。

老年撫養(yǎng)比odep對自身有一定的解釋能力，但其解釋能在隨著時間的推移而減弱，方差貢獻從第一期的約為0.7225下降到第十期的約為0.2881。在長期中，人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp和人均消費水平的對數(shù)lncons都對老年撫養(yǎng)比odep有一定的沖擊影響，在第十期的方差貢獻率分別約為0.2339和0.4780。這說明經(jīng)濟增長對人口結(jié)構(gòu)變化有較強的反饋作用。

表7 “人口老齡化—消費水平—經(jīng)濟增長”方差分解表

表8 “人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”方差分解表

從表8可以得知，在“人口老齡化—儲蓄水平—經(jīng)濟增長”的方差分解分析中，老年撫養(yǎng)比odep對人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp具有一定的解釋能力，在第五期和第十期的方差貢獻分別達到了約0.1576和0.2579。而人均儲蓄水平的對數(shù)lnsav對人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lngdp的解釋能力很弱，其方差貢獻最大值僅僅只有0.0112。人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp的主要方差貢獻來自于其自身，雖然隨著時間的推移，其解釋能力有所減弱，但在第十期仍達到了約0.7309。

老年撫養(yǎng)比odep對自身解釋能力較強，雖然其方差貢獻呈現(xiàn)下降的趨勢，但在第五期和第十期的方差貢獻仍然還有約為0.5034和0.4475。與之相反，人均儲蓄水平的對數(shù)lnsav和人均生產(chǎn)總值的對數(shù)lnpgdp對老年撫養(yǎng)比odep的沖擊影響呈現(xiàn)上升的趨勢，到了第十期其方差貢獻分別約為0.2263和0.3262。

四、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

研究結(jié)果表明：一方面，在短期內(nèi)廣東省人口老齡化對經(jīng)濟增長有拖累作用，而在長期內(nèi)有促進作用。在長期中，廣東省人口老齡化還可以通過提高居民的消費水平和儲蓄水平，間接對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。另一方面，經(jīng)濟增長雖然會加深廣東人口老齡化的程度，但該負向的反饋影響在長期中會持續(xù)減弱。

因此，廣東應(yīng)積極應(yīng)對人口老齡化，科學(xué)研判人口老齡化對經(jīng)濟增長造成影響的程度，借鑒其他地區(qū)、國家在預(yù)防人口老齡化方面上的體系構(gòu)建和政策制定的相關(guān)經(jīng)驗，防止未來過度老齡化對廣東省經(jīng)濟增長造成更嚴(yán)重的負向影響。

（二）政策建議

1.完善基本公共服務(wù)體系。由于廣東還處于人口老齡化的初期階段，勞動力資源承擔(dān)的社會負擔(dān)不算太重，所以現(xiàn)階段廣東應(yīng)完善基本公共服務(wù)體系。一方面，生活配套設(shè)施和服務(wù)的日趨完善會使得年輕一代減少育兒壓力，從而提高出生率，增加未來的勞動力數(shù)量；另一方面，高質(zhì)量的社會醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，會吸引外來勞動力在廣東安家樂業(yè)，從而增加現(xiàn)階段的勞動力數(shù)量，減緩廣東人口老齡化對經(jīng)濟增長造成的沖擊。

2.發(fā)展“銀發(fā)經(jīng)濟”市場?；趶V東老年人口基數(shù)大的特點，應(yīng)該充分發(fā)掘老年人的消費潛力，提供滿足老年人在物質(zhì)層面和精神層面的產(chǎn)品和服務(wù)。大力發(fā)展與之相關(guān)的老年健康產(chǎn)業(yè)，拓展專門的老年旅游、老年公寓、老年服飾等消費市場，從而提高老年人的消費水平和青壯年的儲蓄水平，進而刺激廣東的經(jīng)濟增長。

3.建立老年再就業(yè)制度。隨著人口老齡化的加深，廣東會面臨養(yǎng)老金短缺、勞動力短缺等問題，所以應(yīng)將低齡健康老年人作為老年人力資源開發(fā)的重點對象，建立老年再就業(yè)制度。以老年人本人自愿與老年人不擠占青壯年就業(yè)機會為原則，適當(dāng)增添符合老年人就業(yè)的工作崗位，以期增加老年人的收入水平，從而提高老年人的消費水平、儲蓄水平和促進廣東的經(jīng)濟增長[18]。