張學(xué)睦，杜 佳，李春暉

（1.山東科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266590；2.山東科技大學(xué) 實(shí)驗(yàn)室與設(shè)備管理處，山東 青島 266590）

一、引言

消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主引擎，是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的強(qiáng)大內(nèi)生動(dòng)力。在擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略的指導(dǎo)之下，在“把恢復(fù)和擴(kuò)大消費(fèi)擺在優(yōu)先位置”的要求之下，當(dāng)前我國(guó)消費(fèi)市場(chǎng)呈現(xiàn)逐漸回暖趨勢(shì)。然而，全面恢復(fù)并進(jìn)一步擴(kuò)大消費(fèi)仍面臨較大壓力，充分釋放消費(fèi)潛力亦存在諸多阻礙。家庭是我國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)的重要組成部分和基本經(jīng)濟(jì)單元，也是家庭成員收入與消費(fèi)的共同體，影響著城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)觀念、消費(fèi)能力及消費(fèi)意愿，在一定程度上決定著商品與服務(wù)消費(fèi)的動(dòng)態(tài)變化。家庭結(jié)構(gòu)不僅支配家庭成員的個(gè)人消費(fèi)行為，也決定家庭整體的消費(fèi)策略，不可避免地導(dǎo)致家庭消費(fèi)水平差異。在當(dāng)代我國(guó)家庭結(jié)構(gòu)與消費(fèi)模式的雙重變化之下，亟需準(zhǔn)確厘清家庭結(jié)構(gòu)與家庭消費(fèi)之間的關(guān)系，進(jìn)而為促進(jìn)家庭消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需提供一定理論支持與現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

家庭結(jié)構(gòu)在家庭消費(fèi)支出變動(dòng)中發(fā)揮何種作用是學(xué)界的研究焦點(diǎn)，當(dāng)前學(xué)者主要著眼于人口老齡化、家庭規(guī)模小型化等社會(huì)背景，從家庭規(guī)模或家庭人口老齡化角度分析家庭結(jié)構(gòu)特征對(duì)家庭消費(fèi)水平的作用效果。

在家庭規(guī)模與消費(fèi)關(guān)系的研究中，唐琦等（2022）[1]探究發(fā)現(xiàn)加權(quán)處理后的家庭人口規(guī)模對(duì)城鄉(xiāng)居民家庭的消費(fèi)總量始終具有正向影響。王欽池（2015）[2]比較得出家庭總消費(fèi)隨家庭規(guī)模的擴(kuò)大呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的存在使得人均消費(fèi)水平隨家庭人口數(shù)的增加而降低。詹鵬等（2020）[3]專注于家庭規(guī)模小型化趨勢(shì)，研究證實(shí)家庭規(guī)模小型化可減少家庭共享型消費(fèi)，增加家庭人均消費(fèi)，并且在宏觀層面或?qū)⑻岣呦M(fèi)總需求。傅崇輝等（2021）[4]另辟蹊徑，立足于家庭戶規(guī)模結(jié)構(gòu)變化的動(dòng)態(tài)性，驗(yàn)證了1 人戶、2 人戶占比上升及3 人戶、5～7 人戶占比下降對(duì)居民消費(fèi)總量的共同促進(jìn)作用。

在人口老齡化與家庭消費(fèi)關(guān)系的研究中，當(dāng)前學(xué)界尚未形成統(tǒng)一結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為人口老齡化助推家庭消費(fèi)支出增加。石貝貝（2017）[5]根據(jù)消費(fèi)的棘輪效應(yīng)，指出年齡增長(zhǎng)與時(shí)代進(jìn)步將引發(fā)老年人多樣化的消費(fèi)需求，進(jìn)而促進(jìn)家庭消費(fèi)水平的提升。另一部分學(xué)者認(rèn)為人口老齡化將抑制家庭的消費(fèi)支出。劉沛鑫等（2021）[6]強(qiáng)調(diào)65 歲及以上人口占比的增加會(huì)顯著降低城鎮(zhèn)家庭的人均消費(fèi)支出。徐貴雄和趙昕東（2021）[7]、戴明鋒和李愛民（2022）[8]不僅證實(shí)家庭老齡人口指標(biāo)會(huì)抑制居民消費(fèi)支出，降低家庭平均支出，還發(fā)現(xiàn)家庭老齡化在高消費(fèi)水平家庭中影響程度更大。其他學(xué)者則認(rèn)為家庭老齡化程度對(duì)家庭消費(fèi)并無(wú)顯著影響。鄭妍妍等（2013）[9]研究得出老年人口數(shù)在家庭戶人口總數(shù)中所占比重與家庭總消費(fèi)支出之間并不存在顯著關(guān)系。

在家庭消費(fèi)研究領(lǐng)域，學(xué)者多專注于我國(guó)人口老齡化、家庭規(guī)模小型化的社會(huì)發(fā)展趨勢(shì)，采用實(shí)證分析探討家庭規(guī)模及家庭老齡人口等因素對(duì)家庭消費(fèi)的影響，但現(xiàn)有研究多為單一視角，且對(duì)于家庭老齡化程度與家庭消費(fèi)的關(guān)系未達(dá)成一致觀點(diǎn)。因此，綜合考慮家庭規(guī)模及家庭老齡化程度對(duì)家庭消費(fèi)的影響機(jī)制成為家庭消費(fèi)研究領(lǐng)域的新視角。本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的家庭樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建分位數(shù)回歸模型，探究包含家庭規(guī)模與家庭老齡化程度兩個(gè)維度的家庭結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)支出的影響機(jī)制，并進(jìn)一步分析家庭結(jié)構(gòu)二維度對(duì)不同類型家庭消費(fèi)的作用效果。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)源自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫(kù)，選用的數(shù)據(jù)共包含全國(guó)25 個(gè)省份的14 218 個(gè)家庭樣本。通過(guò)對(duì)CFPS 數(shù)據(jù)庫(kù)中家庭經(jīng)濟(jì)庫(kù)、家庭關(guān)系庫(kù)及成人庫(kù)的合并轉(zhuǎn)換，剔除關(guān)鍵變量存在缺失值或家庭人均消費(fèi)數(shù)據(jù)為0 的家庭，最終將11 819 個(gè)樣本家庭納入實(shí)證分析。

（二）模型構(gòu)建

傳統(tǒng)回歸模型的實(shí)質(zhì)是均值回歸，主要反映解釋變量x 對(duì)被解釋變量y 的條件期望E（y|x）的影響，但若條件分布y|x 非對(duì)稱分布，回歸結(jié)果將只能顯示x 與y 之間的部分關(guān)系，無(wú)法反映自變量對(duì)不同值域因變量的具體影響。此外，OLS 回歸模型的殘差平方和極易受極端值干擾，導(dǎo)致回歸結(jié)果準(zhǔn)確性下降。相反，分位數(shù)回歸模型既可避免尖峰或后尾數(shù)據(jù)的回歸偏差，又可詳盡展現(xiàn)不同分位點(diǎn)處自變量與因變量的內(nèi)在聯(lián)系。因此，本文通過(guò)分位數(shù)回歸模型式（1）深入剖析家庭結(jié)構(gòu)兩個(gè)維度對(duì)家庭人均消費(fèi)的影響。

為進(jìn)一步分析家庭結(jié)構(gòu)對(duì)不同類型家庭消費(fèi)支出的作用效果，參照聶榮等（2020）[10]的分類標(biāo)準(zhǔn)，將家庭人均消費(fèi)劃分為生存型家庭人均消費(fèi)與非生存家庭人均消費(fèi)，并構(gòu)建分位數(shù)回歸模型式（2）與式（3）。

其中l(wèi)naexpi、lnalexpi及l(fā)naiexpi為被解釋變量，fsizi與oldri為核心解釋變量，Xi為控制變量，εi、μi、λi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.被解釋變量。被解釋變量家庭人均消費(fèi)（aexp）、生存型家庭人均消費(fèi)（alexp）、非生存型家庭人均消費(fèi)（aiexp）分別為家庭總消費(fèi)、生存型家庭消費(fèi)、非生存型家庭消費(fèi)與家庭人口數(shù)的比值。其中，家庭總消費(fèi)由衣著鞋帽、食品、居住、家庭設(shè)備及日用品、醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂(lè)及其他消費(fèi)構(gòu)成；生存型家庭消費(fèi)由衣著鞋帽、食品、居住、家庭設(shè)備及日用品消費(fèi)構(gòu)成；非生存型家庭消費(fèi)由醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂(lè)消費(fèi)構(gòu)成。為縮小數(shù)據(jù)絕對(duì)差異，對(duì)被解釋變量采取對(duì)數(shù)化處理。

2.核心解釋變量。家庭規(guī)模[4]及家庭老齡化程度是學(xué)界普遍采用的家庭結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)，本文同時(shí)將二者作為核心解釋變量，fsiz 表示家庭規(guī)模，即家庭成員總數(shù)；oldr 表示家庭老齡化程度，即家庭中60歲及以上的成員人數(shù)占比。

3.控制變量。選取家庭基本特征與家庭經(jīng)濟(jì)特征兩個(gè)層面的因素作為控制變量。家庭基本特征包括城鄉(xiāng)屬性（urb）、戶主性別（gen）及戶主學(xué)歷（edu），家庭經(jīng)濟(jì)特征包括家庭人均純收入（afic）、家庭人均房產(chǎn)（ahsa）、家庭人均房貸（ahsd）及家庭人均金融資產(chǎn)（afia）。鑒于反映家庭經(jīng)濟(jì)特征的變量可能存在多重共線性、異方差等問(wèn)題，將該類變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表1 所示。由表1 可知，被解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)差較大，表示人均消費(fèi)在家庭樣本中存在明顯差距，反映出選用分位數(shù)回歸方法的必要性。核心解釋變量及多數(shù)控制變量亦存在較大標(biāo)準(zhǔn)差，滿足分位數(shù)回歸要求。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證分析與討論

（一）家庭結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)的影響分析

本文利用Stata 16.0 軟件，首先通過(guò)逐步回歸檢驗(yàn)并修正變量間可能存在的多重共線性問(wèn)題，其次利用OLS 與穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的方法修正隨機(jī)干擾項(xiàng)可能出現(xiàn)的異方差問(wèn)題，最后選取家庭人均消費(fèi)作為家庭消費(fèi)的衡量指標(biāo)，并劃分為低等（q10）、中下（q25）、中等（q50）、中上（q75）、高等（q90）共5 個(gè)消費(fèi)層級(jí)，采用Bootstrap 法進(jìn)行迭代1 000 次的分位數(shù)回歸，以明晰家庭規(guī)模及家庭老齡化程度對(duì)不同水平家庭消費(fèi)支出的影響?；貧w結(jié)果如表2 所示。

表2 家庭結(jié)構(gòu)對(duì)家庭人均消費(fèi)影響的回歸分析

根據(jù)表2 可知，家庭規(guī)模對(duì)家庭人均消費(fèi)支出具有顯著負(fù)向影響，即隨著人口數(shù)量增加，家庭成員的平均消費(fèi)顯著下降。規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可對(duì)二者之間的關(guān)系進(jìn)行解釋。家庭設(shè)備、日用品及私家汽車等家庭公共物品易在家庭內(nèi)部共享，衣物等不易共享的私人物品會(huì)因家庭批量采購(gòu)而降低人均消費(fèi)成本，故生活水平保持不變時(shí)，家庭規(guī)模擴(kuò)大將減少家庭人均消費(fèi)。另外，家庭規(guī)?；貧w系數(shù)取值在各分位點(diǎn)處逐漸增加，說(shuō)明家庭規(guī)模對(duì)家庭人均消費(fèi)的影響程度隨消費(fèi)水平的提高而增大。家庭規(guī)模的影響差異與家庭資源的共享特性相關(guān)。當(dāng)人均消費(fèi)水平低時(shí)，家庭內(nèi)部資源存量有限，現(xiàn)有資源難以共享，使得家庭規(guī)模擴(kuò)大無(wú)法引發(fā)明顯規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，家庭人均消費(fèi)不能及時(shí)變動(dòng)。反之，人均消費(fèi)水平較高的家庭通常較為富裕，多數(shù)家庭資源均可實(shí)現(xiàn)成員共享，故而家庭消費(fèi)未隨家庭規(guī)模擴(kuò)大呈等比例增加，家庭人均消費(fèi)將隨之下降。

家庭老齡化程度能夠顯著負(fù)向預(yù)測(cè)家庭人均消費(fèi)支出，即家庭中60 歲及以上老年成員越多，整個(gè)家庭的人均消費(fèi)支出越低。一方面，我國(guó)老年人歷來(lái)崇尚節(jié)儉，秉持勤儉持家、細(xì)水長(zhǎng)流的消費(fèi)觀念，加之生理、心理機(jī)能下降等客觀因素，老年家庭成員消費(fèi)意愿低，消費(fèi)支出少；另一方面，我國(guó)老年人多有強(qiáng)烈的利他主義消費(fèi)觀與遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)，愿意將個(gè)人財(cái)富積攢起來(lái)贈(zèng)予下一代，進(jìn)而主動(dòng)減少個(gè)人消費(fèi)。此外，家庭老齡化程度回歸系數(shù)取值在0.1、0.75及0.9 分位點(diǎn)較大，說(shuō)明低等、中上及高等消費(fèi)水平家庭更易受家庭老齡化程度影響。這或許是因?yàn)榈腿司M(fèi)水平的家庭相對(duì)更為貧困，消費(fèi)支出多由基礎(chǔ)性的生存型消費(fèi)構(gòu)成，當(dāng)家庭中老年成員占比增大時(shí)，艱苦樸素的消費(fèi)觀將在一定程度上影響家庭整體消費(fèi)決策，導(dǎo)致家庭人均消費(fèi)降低。中上及高等消費(fèi)水平的家庭雖較為富裕，但當(dāng)家庭老齡化程度增加時(shí)，家庭會(huì)鑒于老年人體弱多病、家庭風(fēng)險(xiǎn)易發(fā)等因素，增加儲(chǔ)蓄份額，減少消費(fèi)比例，進(jìn)而降低家庭人均消費(fèi)。

（二）家庭結(jié)構(gòu)對(duì)不同類型家庭消費(fèi)的影響分析

為深入剖析家庭結(jié)構(gòu)特征對(duì)不同類型家庭消費(fèi)的影響，本文分別對(duì)生存型家庭人均消費(fèi)、非生存家庭人均消費(fèi)進(jìn)行OLS 回歸與分位數(shù)回歸，回歸分析結(jié)果如表3、表4 所示。

表3 家庭結(jié)構(gòu)對(duì)生存型家庭人均消費(fèi)影響的回歸分析

表4 家庭結(jié)構(gòu)對(duì)非生存型家庭人均消費(fèi)影響的回歸分析

表3 數(shù)據(jù)表明家庭規(guī)模負(fù)向作用于生存型家庭人均消費(fèi)支出，家庭規(guī)模越大則生存型家庭人均消費(fèi)越低。家庭規(guī)?；貧w系數(shù)取值在各分位點(diǎn)處波動(dòng)上升，說(shuō)明家庭規(guī)模對(duì)生存型家庭人均消費(fèi)的抑制作用隨消費(fèi)水平的提升而增強(qiáng)。高消費(fèi)水平家庭更易受家庭規(guī)模影響或許是由于家庭成員消費(fèi)需求與消費(fèi)習(xí)慣的牽制性，家庭消費(fèi)通常以盡量滿足全部成員的需求為原則，家庭規(guī)模的擴(kuò)大限制家庭決策與消費(fèi)的靈活性，進(jìn)而導(dǎo)致人均消費(fèi)支出下降。對(duì)比表2 與表3 的家庭規(guī)模回歸系數(shù)可知，當(dāng)被解釋變量為生存型家庭人均消費(fèi)時(shí)取值更大，表明家庭規(guī)模對(duì)生存型家庭人均消費(fèi)的影響更甚。這或許是因?yàn)檎忌嫘拖M(fèi)比重較高的食品、家庭日用品具有更大的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性。

家庭老齡化程度同樣對(duì)生存型家庭人均消費(fèi)發(fā)揮抑制作用，究其原因是由老年人的消費(fèi)需求與消費(fèi)習(xí)慣所致：首先，老年人身體代謝速率緩慢，日常所需食物攝入量較少，對(duì)食品類別與數(shù)量的需求較低；其次，老年人注重服裝的舒適性與實(shí)用性，較少因衣著款式新穎時(shí)尚而產(chǎn)生沖動(dòng)消費(fèi)；最后，老年人具有物品使用的習(xí)慣性，更換各項(xiàng)家庭設(shè)備及日用品的頻率較低。此外，家庭老齡化回歸系數(shù)取值的整體上升趨勢(shì)表明老齡化作用程度隨家庭人均消費(fèi)水平的提升而增加。

由表4 可知，家庭規(guī)模對(duì)非生存型家庭人均消費(fèi)的影響效果在各消費(fèi)層級(jí)存在明顯差異。家庭規(guī)模的回歸系數(shù)在0.1 分位點(diǎn)顯著為正，0.5、0.75 及0.9 分位點(diǎn)顯著為負(fù)，表明對(duì)于低等消費(fèi)水平家庭而言，家庭規(guī)模正向促進(jìn)非生存型家庭人均消費(fèi)支出，隨著消費(fèi)水平的提高，家庭規(guī)模的正效應(yīng)減弱并轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)效應(yīng)，抑制中、上等家庭的非生存型人均消費(fèi)?？赡艿慕忉屖牵涸诜巧嫘腿司M(fèi)低的家庭中，現(xiàn)有的醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂(lè)支出基本且必要，各項(xiàng)消費(fèi)會(huì)因家庭人口數(shù)增加而增長(zhǎng)，促使非生存型家庭人均消費(fèi)上升；在非生存型家庭人均消費(fèi)處于中、上層的家庭中，現(xiàn)有醫(yī)療保健、交通通訊和文教娛樂(lè)消費(fèi)本就不低，醫(yī)療保健和文教娛樂(lè)支出由家庭規(guī)模擴(kuò)大導(dǎo)致的增幅較小，交通通訊消費(fèi)可因共享產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，故而家庭規(guī)模抑制非生存型人均消費(fèi)支出。

家庭老齡化程度對(duì)非生存型家庭人均消費(fèi)的影響效果因消費(fèi)層級(jí)不同而異。家庭老齡化程度的回歸系數(shù)在0.1、0.25、0.5 及0.75 分位點(diǎn)顯著為負(fù)，且取值逐漸減小，說(shuō)明家庭老齡化程度對(duì)除高消費(fèi)水平外的家庭產(chǎn)生負(fù)向作用，且負(fù)向影響隨非生存型家庭人均消費(fèi)水平的提升而減弱。家庭老齡化程度的負(fù)向作用主要源于文教娛樂(lè)、交通通訊支出的負(fù)效應(yīng)及其對(duì)醫(yī)療保健支出所發(fā)揮正效應(yīng)的沖抵：一方面，老年人社交范圍狹窄，通訊需求較為基礎(chǔ)，出行頻率低并享有優(yōu)惠政策，致使文教娛樂(lè)、交通通訊消費(fèi)較低；另一方面，老年人醫(yī)療保健需求雖大幅增加，但有限的家庭資源限制了醫(yī)療保健消費(fèi)增幅。非生存型人均消費(fèi)水平低的家庭更易受家庭老齡化程度影響是因?yàn)樵擃惣彝ネǔ］^為貧困，老齡化程度增加既降低家庭交通通訊與文教娛樂(lè)消費(fèi)需求，又因老年人忽視醫(yī)療保健致使醫(yī)療保健消費(fèi)不足，最終導(dǎo)致非生存型家庭人均消費(fèi)支出降低。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

鑒于極端值可能造成偏差，本文對(duì)被解釋變量采取上下1%縮尾處理，即分別將家庭人均消費(fèi)、生存型家庭人均消費(fèi)與非生存型家庭人均消費(fèi)的上下1%數(shù)據(jù)替換為1%或99%處數(shù)據(jù)，再次進(jìn)行OLS回歸和分位數(shù)回歸，以此檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，數(shù)據(jù)縮尾后的回歸結(jié)果如表5 所示。經(jīng)對(duì)比發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模、家庭老齡化程度的回歸系數(shù)顯著性與縮尾前保持一致，系數(shù)取值在各分位點(diǎn)變動(dòng)不大，表明基準(zhǔn)回歸的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

五、結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論

本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的11 819個(gè)家庭樣本數(shù)據(jù)，建立分位數(shù)回歸模型實(shí)證分析家庭結(jié)構(gòu)的家庭規(guī)模及家庭老齡化程度兩個(gè)維度對(duì)家庭人均消費(fèi)的影響，并進(jìn)一步將家庭消費(fèi)劃分為生存型消費(fèi)與非生存型消費(fèi)兩類，深入剖析家庭結(jié)構(gòu)對(duì)不同類型消費(fèi)支出的作用機(jī)制。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)：

（1）家庭規(guī)模、家庭老齡化程度抑制家庭人均消費(fèi)，二者對(duì)不同消費(fèi)水平家庭的影響程度具有差異性。家庭規(guī)模對(duì)人均消費(fèi)的作用程度隨消費(fèi)水平的提高而增加，家庭老齡化程度對(duì)低等、中上及高等消費(fèi)水平家庭的影響更大。

（2）家庭規(guī)模、家庭老齡化程度對(duì)生存型家庭人均消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向作用，且家庭規(guī)模的作用程度在中上及高等消費(fèi)水平家庭中較強(qiáng)，家庭老齡化程度的作用程度在高等消費(fèi)水平家庭中較強(qiáng)。

（3）家庭規(guī)模對(duì)非生存家庭人均消費(fèi)的影響因消費(fèi)水平而異，在低等消費(fèi)水平家庭中具有促進(jìn)作用，在中、上等消費(fèi)水平家庭中發(fā)揮抑制作用。家庭老齡化程度負(fù)向影響除高等水平之外的非生存型家庭人均消費(fèi)，且影響程度在低等消費(fèi)水平家庭中更強(qiáng)。

（二）政策建議

挖掘家庭消費(fèi)潛力，開拓銀發(fā)經(jīng)濟(jì)新藍(lán)海，是促進(jìn)消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需的重要舉措。一方面，在家庭規(guī)模小型化趨勢(shì)明顯的背景之下，政府與企業(yè)應(yīng)準(zhǔn)確把握獨(dú)身家庭、核心家庭、主干家庭等各類型家庭的消費(fèi)需求，提升產(chǎn)品及服務(wù)供給質(zhì)量，營(yíng)造高品質(zhì)消費(fèi)環(huán)境，迎合家庭消費(fèi)的“多元化”“個(gè)性化”特征，靶向發(fā)力增強(qiáng)家庭成員消費(fèi)動(dòng)機(jī)與消費(fèi)意愿。另一方面，在人口老齡化日益加重的現(xiàn)實(shí)之下，政府應(yīng)大力發(fā)展銀發(fā)經(jīng)濟(jì)，構(gòu)建完備的社會(huì)保障體系，培育老年用品產(chǎn)業(yè)，加強(qiáng)適老化產(chǎn)品的研發(fā)制造，完善健康養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)，重點(diǎn)關(guān)注老年群體的養(yǎng)老服務(wù)需求，讓老年群體真正實(shí)現(xiàn)“敢消費(fèi)”“想消費(fèi)”“能消費(fèi)”。