導(dǎo)語：如何才能寫好一篇消費養(yǎng)老，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

2013年12月24日，上海家帝豪傳銷系列案在上海市黃浦區(qū)、虹口區(qū)、寶山區(qū)、閘北區(qū)4家人民法院同時宣判。該案是上海有史以來涉案人數(shù)最多、涉案金額最大的傳銷系列案，共計案件51起，涉及一家被告單位、79名被告人。

當天，黃浦區(qū)人民法院判決家帝豪公司犯組織、領(lǐng)導(dǎo)傳銷活動罪，判處罰金2000萬元；判決家帝豪創(chuàng)始人曹某犯組織、領(lǐng)導(dǎo)傳銷活動罪，判處有期徒刑13年，并處罰金1000萬元。

曾因搞傳銷被處罰

現(xiàn)年63歲的曹某在企業(yè)界并不是默默無名之輩，上世紀80年代先后創(chuàng)辦了霞飛、奧麗斯等知名化妝品品牌。

2004年，曹某在上海注冊成立了上海家帝美容保健用品有限公司，其間推出了超天美容寶口服液等產(chǎn)品。隨后，這家公司幾易其名，2007年更名為上海家帝電子商務(wù)有限公司，2010年6月又更名為上海家帝豪電子商務(wù)有限公司，曹某和其兒子分別占有公司90%和10%的股權(quán)。

自2007年起，曹某通過旗下一個名為我愛我買電子商務(wù)購物平臺，以推銷網(wǎng)站銷售商品為名，要求參加者購買5000元或者1萬元的商品套餐獲得加盟資格，并按照推薦發(fā)展加盟的先后順序組成上下線關(guān)系，直接或者間接以發(fā)展人員的數(shù)量作為返利依據(jù)，不斷發(fā)展人員參與此活動。

2009年11月，上海市工商局盧灣分局認定家帝公司搞傳銷，對其罰款80萬元，但這次被處罰并未讓曹某停止編織傳銷“暴富神話”。2010年，曹某推出“消費養(yǎng)老”項目，以消費積分、消費養(yǎng)老計劃、聯(lián)盟商家、期權(quán)計劃等概念來吸引人，先后以家帝公司和家帝豪公司名義繼續(xù)在全國范圍內(nèi)發(fā)展商。實際上，這次的傳銷模式與2009年之前的基本相同。

披“消費養(yǎng)老”外衣

曹某聲稱的“消費養(yǎng)老”，就是參與者通過購買我愛我買網(wǎng)站上養(yǎng)生品或其他產(chǎn)品，獲得“消費養(yǎng)老”積分，積分可兌換為現(xiàn)金，消費期滿之后即可兌現(xiàn)。我愛我買網(wǎng)站上的《消費養(yǎng)老合同》顯示，第一個消費期為10年，每年消費積分不少于2萬分，根據(jù)網(wǎng)站產(chǎn)品標價，大約需要購買1000元左右的產(chǎn)品。

打著“消費養(yǎng)老”的幌子，曹某以上海家帝豪公司的名義在全國范圍內(nèi)發(fā)展商，按層級返利。參加者向家帝豪公司交納1萬元加盟費，即可成為三級商；三級商再發(fā)展5個新加盟者，即可升級為二級商；要想成為一級商，其名下至少要有400個三級商。

每一級商的返利標準不同。三級商介紹一個新加盟者，可獲返利2000元，其上面的二級商獲返利1000元，一級商獲返利800元；二級商直接介紹一個新加盟者，則可獲返利3000元，其上面一級商獲返利800元；如果一級商直接介紹一個新加盟者，則可獲得返利3800元。

通過“一級、一級半、兩級、三級”的晉級制度，上海家帝豪公司在2010年至案發(fā)期間，共發(fā)展商64011人。

商違法獲取暴利

家帝豪公司的收益實質(zhì)上來源于加盟者交納的費用，而非正常的商品經(jīng)營利潤，公司收取的資金10.9億元并未用于所謂保值、增值的“消費養(yǎng)老”項目，而是大多用于曹某等高管的個人消費、分成及商的返利。

其中，4000余萬元被轉(zhuǎn)入曹某夫妻個人證券賬戶，4000余萬元被曹某用于個人購房，700余萬元被曹妻在案發(fā)后轉(zhuǎn)入朋友賬戶，市場部經(jīng)理項某獲取分成2400余萬元、市場部副經(jīng)理方某獲取分成700余萬元，眾多公司商個人也獲取了從數(shù)萬元到百余萬元不等的返利。

據(jù)統(tǒng)計，在家帝豪公司系列傳銷案的近80名商中，發(fā)展會員人數(shù)達120人以上的就有55名，其中4人發(fā)展會員在1萬人以上，最多的一人發(fā)展會員高達2.3萬人。這些商絕大多數(shù)獲取了高額違法所得，有6人個人違法所得在50萬元以上，其中最多一人獲利達170余萬元。

初中文化的龔某知道家帝豪公司從事傳銷活動，也知道公司曾因此被處罰，但她覺得公司只是被行政處罰，后果不是很嚴重。像她這樣的一級商，為了獲得數(shù)量可觀的返利而大量發(fā)展下線的不在少數(shù)。被暴利沖昏頭腦的黃某，不僅丈夫是家帝豪公司的市場部副經(jīng)理，自己也成了公司的一級商，還把女兒發(fā)展為公司的一級商。

如今，該公司賬戶內(nèi)僅剩2.8億元，僅為收入金額的1/4，已呈資金鏈斷裂之勢，一旦家帝豪公司眾多底層商要求退出，公司運營將難以為繼。

用“電子商務(wù)”包裝公關(guān)

為了讓“消費養(yǎng)老”項目獲得更多人的信任，上海家帝豪公司在全國范圍內(nèi)采取包裝和公關(guān)手段。

借著電子商務(wù)模式，以“探索養(yǎng)老模式”的名義，上海家帝豪公司曾在上海多家知名媒體大量刊發(fā)軟文宣傳；組織專家召開研討會，以大量學(xué)者的“參與”來提升自己的影響力；通過組織公益行動或?qū)Υ壬茩C構(gòu)的捐贈，來宣傳企業(yè)形象。

同濟大學(xué)刑事法研究中心主任金澤剛指出，傳銷一般具有以下特征：“拉人頭”、高額入門費、高價高獎勵、虛假宣傳等。他提醒消費者在購買商品或選擇投資之前，要先判斷商品價格是否符合常理，產(chǎn)品投資回報率和利潤率是否正常。傳銷所謂的“高額回報”，常常只是海市蜃樓。

2013年11月，最高人民法院、最高人民檢察院、公安部印發(fā)《關(guān)于辦理組織領(lǐng)導(dǎo)傳銷活動刑事案件適用法律若干問題的意見》，進一步明確了傳銷組織層級人數(shù)的認定。以推銷商品、提供服務(wù)等經(jīng)營活動為名，要求參加者以交納費用或者購買商品、服務(wù)等方式獲得加入資格，并按照一定順序組成層級，直接或者間接以發(fā)展人員的數(shù)量作為計酬或者返利依據(jù)，引誘、脅迫參加者繼續(xù)發(fā)展他人參加，騙取財物，擾亂經(jīng)濟社會秩序的傳銷組織，其組織內(nèi)部參與傳銷活動人員在30人以上且層級在三級以上的，應(yīng)當對組織者、領(lǐng)導(dǎo)者追究刑事責(zé)任。

網(wǎng)絡(luò)傳銷成打擊重點

去年6月，國家工商總局、公安部聯(lián)合舉行打擊傳銷通報會。國家工商總局相關(guān)負責(zé)人表示，針對傳銷活動出現(xiàn)的欺騙性更強、手段更隱蔽、發(fā)展速度更快等新特點，各地工商部門采取網(wǎng)絡(luò)巡查與日常監(jiān)管相結(jié)合、跨省市區(qū)域聯(lián)合打擊等5項措施嚴打傳銷。

上海市公安局經(jīng)偵總隊負責(zé)人表示，在以上海為代表的東部地區(qū)，以類電商平臺的形式和第三方支付平臺的手段來進行傳銷活動，已經(jīng)成為突出的特點。傳銷活動在操作中需要一個標的物作為載體，類電商化的傳銷可使資金交易更簡單。這名負責(zé)人直言，利用電商平臺，傳銷組織不需要太多線下活動，膨脹速度極快，輻射范圍較傳統(tǒng)模式更廣。

篇2

目前，中國的高儲蓄現(xiàn)象已備受人們關(guān)注，很多學(xué)者認為中國目前養(yǎng)老保險制度不健全、養(yǎng)老保險覆蓋面小是造成居民高儲蓄的重要原因。他們大多認為，“擴大養(yǎng)老保險覆蓋范圍，解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費，從而減少儲蓄”。然而，我國從90年代中期實行“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險制度起，養(yǎng)老保險覆蓋范圍逐年擴大，截至2006年底，參保的在職職工已達到14130.9萬人，是1990年參保人數(shù)的2.7倍；參保的離休、退休退職人數(shù)已達到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮(zhèn)居民儲蓄率不但沒有減少，反而卻分別從1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可見，近十幾年養(yǎng)老保險覆蓋范圍不斷擴大究竟能否降低居民儲蓄率，還有待于深入研究。因而，評價中國養(yǎng)老保險制度實施對居民消費的影響，在理論和現(xiàn)實上都有著重要的意義。

下面，本文將利用我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民1994~2006年的有關(guān)數(shù)據(jù)建立經(jīng)濟計量模型，就這一問題進行實證研究。

二、文獻回顧

國外學(xué)術(shù)界關(guān)于分析養(yǎng)老保險對儲蓄、消費影響的文獻十分豐富。最早可以追溯到diamond（1965）在經(jīng)濟增長模型中引入社會保險，從此，多年來社會保險對儲蓄和資本積累的影響就成為學(xué)術(shù)界爭論不休的問題。

feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數(shù)據(jù)估計包含養(yǎng)老保險指標的生命周期消費函數(shù)，通過實證，他認為社會養(yǎng)老保險可消減個人儲蓄。然而barro(1974)指出，當存在代際轉(zhuǎn)移時，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響。較早的關(guān)于研究這些問題的文獻都沒有一致的結(jié)論，例如，feldstein（1982，1996）、barro和macdonald(1979)、leimer和lesnoy(1982)等都提出自己的觀點。cigno和他的合作者（1992）年通過對多個國家的時間序列數(shù)據(jù)實證分析，認為在完全基金制的情況下，擴大社會保險覆蓋范圍對儲蓄有顯著正的影響。abel（1985），kotlifoff，shoven和spivak（1987）以及hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社會保障制度與預(yù)防性儲蓄的關(guān)系。他們均發(fā)現(xiàn)，提高社會保障水平可以顯著減少預(yù)防性儲蓄，進而降低儲蓄率。

近幾年，研究社會養(yǎng)老保險對儲蓄的影響，國外研究者考慮更多的因素，研究方法也多有創(chuàng)新。

戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養(yǎng)老基金對個人生命周期儲蓄的影響。他認為由于以下幾個原因，養(yǎng)老保險制度并不會使個人儲蓄減少。第一，由于養(yǎng)老承諾的非流動性和未來收益的不確定性，尤其是在通貨膨脹壓力下，個人儲蓄不會隨著養(yǎng)老金收益的增加而一對一地減少；第二，流動性約束的存在使個人自由借債的能力受限，那么，個人在年輕時就應(yīng)該為年老的消費積累資金，這樣，個人儲蓄就不會因為強制儲蓄而減少；第三，為了追求閑暇，職工可能希望提前退休，這會使他增加工作期的儲蓄；第四，如果從當前消費轉(zhuǎn)向未來消費的稅收方面有優(yōu)惠政策，也會為提高個人的總儲蓄而提供激勵。然而，戴維斯在分析12個oecd國家、智利和新加坡的養(yǎng)老金后，并沒有發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老基金對個人儲蓄有規(guī)律性影響。因此，他認為，基金制養(yǎng)老金計劃對個人儲蓄的影響要依各個國家經(jīng)濟的具體情況而定。

在《宏觀經(jīng)濟學(xué)》（1998）一書中，奧利維爾?瓊?布蘭查德和斯坦利?費希爾采用戴蒙德的代際交疊模型分析養(yǎng)老保險對儲蓄和資本積累的影響。他們得出以下結(jié)論：在完全基金制下，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響；在現(xiàn)收現(xiàn)付制條件下，社會養(yǎng)老保險貢獻會使私人儲蓄減少。

zhang(1995)分析養(yǎng)老保險對經(jīng)濟增長的影響時，認為非基金制條件下的社會養(yǎng)老保險可以通過降低出生率和增加人力資本投資來促進經(jīng)濟增長。但他指出，社會養(yǎng)老保險對儲蓄沒有影響。

ehrlich和zhong（1998）用多國數(shù)據(jù)檢測養(yǎng)老金/gdp這一比率與出生率、儲蓄和經(jīng)濟增長的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險對出生率、儲蓄和經(jīng)濟增長有顯著負的影響。

alessandrocigno、lucacasolaro和furioc.rosati（2000）通過建立var模型，用德國數(shù)據(jù)估計社會養(yǎng)老保險對儲蓄和出生率的影響。他們發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險覆蓋率對家庭儲蓄有正的影響，但對出生率有負的影響。

cigno和werding(2003)基于家庭網(wǎng)絡(luò)原理，認為社會養(yǎng)老保險可以增加總儲蓄。

中國國內(nèi)關(guān)于研究社會養(yǎng)老保險對儲蓄影響的文獻還不是很多。朱青（2002）對養(yǎng)老金計劃實行部分積累制的模式進行了經(jīng)濟分析，并研究養(yǎng)老金計劃對家庭儲蓄率的影響。柳清瑞和穆懷中（2003）利用代際交疊模型分析養(yǎng)老保險對儲蓄的影響，他認為，“伴隨中國人口老齡化進程的加快和制度贍養(yǎng)率的提高，現(xiàn)收現(xiàn)付制將出現(xiàn)養(yǎng)老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時，現(xiàn)收現(xiàn)付制將對家庭儲蓄產(chǎn)生負面影響”。劉俊霞（2003）認為在需求不足的條件下，實行現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)老保險制度，有利于提高邊際消費傾向，從而有利于擴大消費需求。岳遠斌（1997）認為養(yǎng)老保險基金的支付，無論從某一個年度，還是從整個生命周期考慮，總表現(xiàn)為社會儲蓄的減少，只有在現(xiàn)收現(xiàn)付制的傳統(tǒng)體制下，才不會對儲蓄產(chǎn)生太大的影響。

三、理論模型

本文的實證分析采用了杜森貝利的相對收入假設(shè)消費理論。他認為，一方面，消費者的消費支出不僅受其自身收入的影響，而且也受周圍人的消費行為及收入與消費相互關(guān)系的影響，即消費具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消費者的消費支出不僅受自己目前收入的影響，而且也受自己過去收入和消費水平的影響，即消費又具有“不可逆性”。根據(jù)這一理論假設(shè)，杜森貝利的相對收入假設(shè)消費函數(shù)可近似地簡化為下式：

（3.1）

在該模型中考慮養(yǎng)老保險的影響，本文使用養(yǎng)老保險覆蓋率指標，養(yǎng)老保險的實施對人們消費行為的影響可能存在滯后性，故建立模型如下：

（3.2）

其中，c表示消費；y表示收入；fgl表示養(yǎng)老保險覆蓋率。Xl4&il73Yp*x4B''''D0l[本資料來源于貴州學(xué)習(xí)網(wǎng)經(jīng)濟管理保險學(xué)]Xl4&il73Yp*x4B''''D0l

四、實證分析

（一）、數(shù)據(jù)來源。

由于養(yǎng)老保險的相關(guān)數(shù)據(jù)只能收集到1989年到2003年，時間序列數(shù)據(jù)不足。通過近幾年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》的相關(guān)資料進行整理，可以得到1994~2006年各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均實際可支配收入、人均實際消費支出數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)及參保職工人數(shù)。本文定義養(yǎng)老保險覆蓋率為參保職工人數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的比值。

（二）、模型設(shè)計

根據(jù)理論分析，建立模型如下：

（4.1）

其中，、分別表示城鎮(zhèn)居民的人均實際消費支出、人均實際可支配收入（以各地區(qū)1993年的城市居民消費價格為100，從人均消費支出和人均可支配收入中剔除物價波動因素）；i表示省或自治區(qū)（除外），t表示年份；表示養(yǎng)老保險覆蓋率。

（三）、模型估計

對于模型4.1，涉及到固定與隨機效應(yīng)的選擇問題?？紤]到各個省或自治區(qū)在政策實施、經(jīng)濟進展、及消費行為上有許多不同，本文旨在考慮各自的影響因素對居民消費支出的影響，故不把截面單元看成來自同一總體的一組樣本，故選擇固定效應(yīng)模型。對模型4.1用eviews5.0估計結(jié)果見表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)果

dependentvariable:sjzc?sample(adjusted):19962006

cross-sectionsincluded:30method:pooledleastsquares

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c206.785432.037996.4543810.0000

sjsr?0.4770650.02527918.872200.0000

fgl?(-2)237.931359.028374.0307960.0001

sjzc?(-1)0.3073890.0409867.4998610.0000

fixedeffects(cross)

beijin--c258.0200

tianjin--c24.37011

hebei--c-121.7037

shanxi--c-112.2286

neimenggu--c-76.06340

liaoning--c32.22301

jilin--c4.572188

heilongjiang--c-109.0851

shanghai--c69.67936

jiangsu--c-130.9523

zhejiang--c73.10777

anhui--c-49.16519

fujian--c-7.967918

jiangxi--c-200.9693

shandong--c-153.0759

henan--c-159.7379

hubei--c25.39022

hunan--c58.26863

guangdong--c288.8604

guangxi--c-7.368855

hainan--c-80.54226

chongqin--c292.2889

sichuan--c53.43304

guizhou--c-27.22416

yunnan--c40.11709

shannxi--c103.2125

gansu--c33.62868

qinghai--c-30.13145

ningxia--c48.95082

xinjiang--c-60.19158

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.995020f-statistic1835.850

adjustedr-squared0.994478prob(f-statistic)0.000000

注：shannxi表示陜西；shxnxi表示山西

調(diào)整后的達到0.9945；參數(shù)都顯著不為零?？梢?，養(yǎng)老保險的實施對人們的消費行為起到促進作用，養(yǎng)老保險覆蓋率每增加一個百分點，兩年后人均實際消費支出增加238元。為了檢驗?zāi)Ｐ偷暮侠硇?，本文從以下兩個角度進行檢驗：1殘差的平穩(wěn)性；2模型階段性的適應(yīng)性。

（四）模型合理性檢驗

1、殘差平穩(wěn)性檢驗

最早使用面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的是bhargava等（bhargavaetal,1982）。他們利用修正的dw統(tǒng)計量提出了一種可以檢驗固定效應(yīng)動態(tài)模型的殘差是否為隨機游走的方法。abuaf和jorion（1990）基于sur回歸(seeminglyunrelatedregression)模型，采用gls估計方法提出了面板單位根檢驗方法——sur-df檢驗。levinandlin(1993)建立的llc法也是對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的早期版本。im、pesaran和shin在1997年建立了ips法，但breitung（1999）發(fā)現(xiàn)ips法對限定性趨勢的設(shè)定極為敏感。maddalaandwu(1999)建立了mw法。2003年im、pesaran和shin在考慮異方差和殘差自相關(guān)后，建立了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的w檢驗。為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇用levin,lin和chu檢驗、im,pesaranandshinw-stat檢驗、adf-fisherchi-square檢驗和pp-fisherchi-square檢驗(maddalaandwu(1999)和choi(2001))。這些方法出發(fā)點很類似，都考慮paneldata如下的ar（1）處理過程：

（4.2）

表示外生變量，包括固定影響及各自的趨勢。表示自相關(guān)系數(shù)。假定獨立同分布。如果，，則認為是平穩(wěn)的；如果，，則認為包含一個單位根。為了檢測，通常對有兩個假定：一是=對于所有的i，levin,lin和chu檢驗方法就包含這個假定；二是允許隨i的不同而變化，im,pesaran和shin(2003),fisher-adf和fisher-pptests檢驗方法包含這個假設(shè)。

用eviews5.0檢驗?zāi)Ｐ蜌埐钏綌?shù)據(jù)單位根存在情況，在檢驗時選取具有固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果見表4-2，可見殘差是平穩(wěn)的。

表4-2：殘差平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

cross-

methodstatisticprob.**sectionsobs

null:unitroot(assumescommonunitrootprocess)

levin,lin&chut*-10.01010.000030295

breitungt-stat-4.629390.000030265

null:unitroot(assumesindividualunitrootprocess)

im,pesaranandshinw-stat-5.806380.000030295

adf-fisherchi-square134.0580.000030295

2、模型的階段性適應(yīng)性檢驗

考慮面板數(shù)據(jù)模型對數(shù)據(jù)比較敏感，考慮到合理的模型對樣本內(nèi)的階段性數(shù)據(jù)也應(yīng)該有一定的適應(yīng)性。由于在2000年，國務(wù)院出臺了《關(guān)于完善城鎮(zhèn)社會保障體系的試點方案》，提出了進一步完善社會保障體系的基本原則、目標任務(wù)，確定了進一步調(diào)整和完善我國養(yǎng)老保險制度的主要政策，故以2000年為間斷點，分別以1994~2000、2000~2006為樣本擬和模型結(jié)果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)果

dependentvariable:sjzc?sample(adjusted):19962000

method:pooledleastsquarescross-sectionsincluded:30

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c145.540584.112921.7302990.0863

sjsr?0.5797030.03507216.528980.0000

fgl?(-2)292.2467127.20742.2974030.0234

sjzc?(-1)0.1872210.0672792.7827410.0063

fixedeffects(cross)

beijin--c194.6629

tianjin--c-67.36612

hebei--c-113.7160

shanxi--c-42.34672

neimenggu--c-152.1187

liaoning--c-18.23536

jilin--c-7.334862

heilongjiang--c-91.12028

shanghai--c29.50539

jiangsu--c-81.55497

zhejiang--c59.36932

anhui--c-44.54383

fujian--c40.25343

jiangxi--c-170.0938

shandong--c-90.54050

henan--c-61.56922

hubei--c60.57644

hunan--c71.32459

guangdong--c266.7200

guangxi--c117.4767

hainan--c-133.5591

chongqin--c300.0115

sichuan--c52.16358

guizhou--c32.38790

yunnan--c75.32675

shannxi--c40.96239

gansu--c-2.537140

qinghai--c1.434211

ningxia--c19.44210

xinjiang--c-104.9737

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.994404f-statistic633.0670

adjustedr-squared0.992833prob(f-statistic)0.000000

表4-4：模型（4.1）基于2000—2006年樣本數(shù)據(jù)的擬和結(jié)果

dependentvariable:sjzc?sample:20002006

method:pooledleastsquarescross-sectionsincluded:30

variablecoefficientstd.errort-statisticprob.

c337.337460.330065.5915320.0000

sjsr?0.5562310.03554515.648550.0000

fgl?(-2)171.359988.297121.9407190.0539

sjzc?(-1)0.1734440.0564273.0737480.0024

fixedeffects(cross)

beijin--c334.1456

tianjin--c67.76995

hebei--c-153.9622

shanxi--c-178.6641

neimenggu--c-62.23352

liaoning--c80.42176

jilin--c18.66479

heilongjiang--c-142.6986

shanghai--c102.6244

jiangsu--c-189.8810

zhejiang--c76.18871

anhui--c-68.51849

fujian--c-82.69486

jiangxi--c-290.2331

shandong--c-221.1987

henan--c-250.6841

hubei--c31.67648

hunan--c87.74826

guangdong--c407.4439

guangxi--c-71.42074

hainan--c-65.65503

chongqin--c329.7631

sichuan--c76.00520

guizhou--c-68.37576

yunnan--c29.75507

shannxi--c151.9292

gansu--c65.71205

qinghai--c-56.22428

ningxia--c88.13489

xinjiang--c-45.53898

effectsspecification：cross-sectionfixed(dummyvariables)

r-squared0.995132f-statistic1130.692

adjustedr-squared0.994252prob(f-statistic)0.000000

從表4-3、4-4可見模型有很好的適應(yīng)性，但也從看出一些問題：養(yǎng)老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。

五、小結(jié)和意見

通過面板數(shù)據(jù)實證分析，認為養(yǎng)老保險的實施解決了人們的后顧之憂，居民在工作期間就可以放心消費，從而減少儲蓄，但養(yǎng)老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。這可能是由于目前的養(yǎng)老保險覆蓋范圍依然不能達到應(yīng)保盡保，見表5-1，這使得養(yǎng)老儲蓄依然是很重要的儲蓄動機；另外，養(yǎng)老保險金空賬問題日益嚴重造成的（見表5-2），也可能加劇了人們對未來預(yù)期的不確定性。因而，作建議如下：

一方面，在“社會統(tǒng)籌”向“統(tǒng)賬結(jié)合”的過渡階段，政府應(yīng)加大投資，包括對養(yǎng)老金支付的補貼和對個人繳納養(yǎng)老費的補貼。確?！敖y(tǒng)賬結(jié)合”政策實施前參加養(yǎng)老保險且已經(jīng)離退休人員養(yǎng)老金按時發(fā)放，確保政策實施后的個人賬戶資金不被挪用。

另一方面，進一步擴大養(yǎng)老保險覆蓋范圍，將養(yǎng)老保險覆蓋面擴展到經(jīng)濟效益較好的私營、個體和外資企業(yè)。確保養(yǎng)老保險資金更多的來源渠道。

表5-1：中國歷年城鎮(zhèn)在職職工養(yǎng)老保險覆蓋率

時間城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)（萬人）參保在職職工人數(shù)（萬人）覆蓋率（%）

19905200.7011704130.51876

19915653.71746532.3716

19927774.71786143.52892

19938008.21826243.85171

19948494.141865345.53766

19958737.7931904045.89177

19968758.41992243.96346

19978670.92078141.72513

19988475.82161639.21077

19999501.82241242.39604

200010447.52315145.12763

200110801.892394045.12066

200211128.82478044.91041

200311646.52563945.42494

200412250.32647646.26945

200513120.42733148.00556

200614130.92831049.91487

注：城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)、參保在職職工人數(shù)數(shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒2007》，中國統(tǒng)計出版社，2007年

表5-2：養(yǎng)老金“空賬”金額

時間1997199819992000200320052006

篇3

一、引言

隨著我國人口老齡化的加劇，養(yǎng)老金模式下的最優(yōu)社會統(tǒng)籌替代率和個人養(yǎng)老金替代率等指標發(fā)生明顯的變化。為了解決傳統(tǒng)現(xiàn)收現(xiàn)付養(yǎng)老金制度所遇到的籌集和給付兩難處境，我國推行社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結(jié)合的政策。養(yǎng)老金替代率是職工退休期與工作期收入之比，是一項反映退休職工收入相對狀況的指標。我國養(yǎng)老保險收支近年來持續(xù)穩(wěn)定，使養(yǎng)老金替代率既反映了相對水平，即退休人口收入與工作期收入的關(guān)聯(lián)，又能反映老年人口收入的絕對水平，直接改變了居民生活水平和經(jīng)濟承受能力，居民消費和儲蓄預(yù)期也相應(yīng)發(fā)生變化，適當調(diào)節(jié)養(yǎng)老金替代率將有利于保證國民經(jīng)濟的活力，更好地達成養(yǎng)老保險體制的社會保障功效。

根據(jù)Modigliani和Brumberg（1954）提出的生命周期理論，消費者為了實現(xiàn)消費效用最大化的目標，將在每個時點做出最優(yōu)的消費和儲蓄決策，決策的制定直接取決于消費者的生命期，即勞動期和退休期，并指出勞動期是財富積累的時期，退休后則只有負儲蓄，居民的消費取決于居民的當期收入和預(yù)期收入。然而，隨著我國人口結(jié)構(gòu)老齡化的加劇和養(yǎng)老金替代率的降低，傳統(tǒng)的生命周期理論難以解釋城鎮(zhèn)居民消費率持續(xù)上升的趨勢。另外，社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金替代率的增加會造成工作期消費和效用的減少以及退休期消費的增加。在實行社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結(jié)合的積累式養(yǎng)老金政策的背景下，養(yǎng)老金替代率將直接影響人們的消費預(yù)期，進而對居民消費和儲蓄行為造成影響。

二、理論模型假設(shè)前提

生命周期假說又稱消費與儲蓄的生命周期假說，是由美國經(jīng)濟學(xué)家 Modigliani和R?R. Brumberg（1954）共同提出來的。據(jù)F?Modigliani和R?Brumberg在《效用分析與消費函數(shù)―對橫斷面資料的一個解釋》一文中的論述，他們依據(jù)微觀經(jīng)濟學(xué)中的消費者行為理論，從對個人消費行為的研究出發(fā)，該假說的前提是：

1.假定消費者是理性的，能以合理的方式使用自已的收入進行消費；

2.消費者行為的唯一目標是實現(xiàn)效用最大化。這樣，理性的消費者將根據(jù)效用最大化的原則使用一生的收入，安排一生的消費與儲蓄，使一生中的收入等于消費。

3.消費者沒有繼承或留下財富，均勻地消費掉其所有財富。

4.利息率為零

在這里，我們結(jié)合Diamond（1965）關(guān)于世代交替的觀點提出另一條假設(shè)，即社會由有限個體組成，每個個體的壽命也是有限的，分為工作期和退休期兩個階段。

隨著我國就業(yè)、“啃老”等問題的加劇，當老年群體擁有的財富高于其消費需求和預(yù)期時，更傾向于將財富部分地贈予后代，即財富的代際轉(zhuǎn)移。這些后代多處于工作期，擁有更高的消費需求和良好的收入預(yù)期，更傾向于消費，這與當期消費率的上升相吻合。

三、實證研究

1.平穩(wěn)性檢驗

采用單位根檢驗方法對樣本進行單位根檢驗，可發(fā)現(xiàn)居民消費率、老年人口撫養(yǎng)比和養(yǎng)老金替代率這些變量的數(shù)據(jù)均為一階單整，因此，可進行Jorhansen協(xié)整檢驗。

綜合檢驗結(jié)果，我們確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，進行Jorhansen協(xié)整檢驗后，由軌跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量均可得到在5%顯著性水平下存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。

2.脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)論

2.1居民消費慣性

我國城鎮(zhèn)居民的消費需求正處于從以生存型消費為主的消費結(jié)構(gòu)向以發(fā)展和享受為主的消費結(jié)構(gòu)的過渡階段，同時，農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的收入差距也呈現(xiàn)逐年擴大的趨勢。在這種背景下，城鎮(zhèn)居民的需求和消費水平會隨著消費結(jié)構(gòu)的變化逐漸增加。與生存型消費資料不同，城鎮(zhèn)居民當期對發(fā)展和享受型消費資料的消費水平將對未來4期內(nèi)的消費水平產(chǎn)生影響，這類消費資料的消費將進一步促進城鎮(zhèn)居民對同類商品的需求。值得注意的是，我國城鄉(xiāng)分割的二元經(jīng)濟體制特征十分明顯，現(xiàn)階段城鎮(zhèn)化進程緩慢，城鄉(xiāng)收入差距遲遲難以改善，在很大程度上造成了城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)長期維持轉(zhuǎn)型模式，消費水平長期累積的狀況。方差分解結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民對于消費的預(yù)期呈現(xiàn)明顯的后顧性，這種后顧性會隨時間趨勢減弱，并維持平穩(wěn)。

2.2養(yǎng)老金水平

一方面，養(yǎng)老金替代率的提高將會提升社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金水平，在擠壓老年人口儲蓄的同時降低社會的資本勞動比率，既降低了人均產(chǎn)出，又降低了產(chǎn)出中用于投資的部分。另一方面，替代率水平的提高直接增加社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金水平，在人口老齡化背景下，居民消費意識的提高和消費結(jié)構(gòu)的變化保證了城鎮(zhèn)居民消費水平的持續(xù)提升。

四、基本結(jié)論及政策建議

篇4

[關(guān)鍵詞]擴大內(nèi)需　農(nóng)村消費　新農(nóng)村養(yǎng)老保險　合理投資

一　研究背景

由于我國經(jīng)濟傳統(tǒng)發(fā)展方式所積累的結(jié)構(gòu)性矛盾不斷加劇，2008年爆發(fā)的全球性金融危機對我國經(jīng)濟發(fā)展造成巨大沖擊。其機構(gòu)性矛盾主要表現(xiàn)為投資率偏高且農(nóng)村消費率不足、外需高速增長而內(nèi)需特別是農(nóng)村內(nèi)需長期不足。黨的十七屆五中全會針對但前形式特別提出：堅持擴大內(nèi)需戰(zhàn)略，建立擴大消費需求的長效機制。而提升農(nóng)村消費需求恰是這一目標的重中之重。

減少農(nóng)民養(yǎng)老等方面的后顧之憂是提升農(nóng)村消費需求的關(guān)鍵所在。健全的養(yǎng)老保險制度體系，會對增加消費產(chǎn)生積極的影響。首先，養(yǎng)老保險制度可以提高消費的有效需求能力。人們對消費的需求是多方面的，而實際消費水平受有效需求能力的制約。在家庭收入總量一定的前提下，養(yǎng)老保險保障水平的高低直接影響人們對消費的有效需求能力。其次，健全的養(yǎng)老保險制度將改善人們對未來生活的預(yù)期，增強抵御風(fēng)險的信心。因此，農(nóng)村消費的有效需求和消費信心的增強，將推動當期消費水平的提高和消費結(jié)構(gòu)的改善，從而通過增加農(nóng)村消費拉動其內(nèi)需。

二　新農(nóng)村養(yǎng)老保險制度的優(yōu)越性

到20世紀90年代末期，中國與發(fā)達國家相比，提前進入老齡化社會。據(jù)相關(guān)的統(tǒng)計資料顯示，在2009年底，中國60歲以上的人口已達到1.6714億，占人口總數(shù)的12.5％。中國是個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村人口占全國總?cè)丝诘?5％，我國是農(nóng)業(yè)大國，我國農(nóng)村人口基數(shù)大，占全國人口的56％，農(nóng)村老年人口占全國老年人口的65.82％。農(nóng)村養(yǎng)老保險問題解決的好壞直接關(guān)系到農(nóng)民的現(xiàn)在或?qū)淼那猩砝?，農(nóng)民是我國最大的社會階層和保障群體，妥善解決好農(nóng)村居民的養(yǎng)老問題對于維護社會穩(wěn)定和經(jīng)濟發(fā)展有著重要的意義。

新型農(nóng)村養(yǎng)老保險相比于舊的農(nóng)村養(yǎng)老保險，對保險資金的籌資結(jié)構(gòu)進行了創(chuàng)新。過去的農(nóng)村養(yǎng)老保險主要都是農(nóng)民自己繳費，實際上是自我儲蓄的模式。而新型農(nóng)村養(yǎng)老保險是個人繳費、集體補助和政府補貼相結(jié)合，是三個籌資渠道。新型農(nóng)村養(yǎng)老保險中個人繳費標準目前設(shè)為100元、200元、300元、400元、500元5個檔次，參保人自主選。

擇檔次繳費，多繳多得。集體補助指有條件的村集體應(yīng)當對參保人繳費給予補助，補助標準由村民委員會召開村民會議民主確定。政府補貼是政府為符合領(lǐng)取條件的參保人全額支付新農(nóng)?；A(chǔ)養(yǎng)老金，其中中央財政對中西部地區(qū)按中央確定的基礎(chǔ)養(yǎng)老金標準給予全額補助，對東部地區(qū)給予50％的補助。地方政府應(yīng)當對參保人繳費給予補貼，補貼標準不低于每人每年30元；對選擇較高檔次標準繳費的，可給予適當鼓勵，對農(nóng)村重度殘疾人等繳費困難群體，地方政府為其代繳部分或全部最低標準的養(yǎng)老保險費。新農(nóng)保實行個人繳費、集體補助、政府補貼相結(jié)合的籌資辦法，地方財政對農(nóng)民繳費實行補貼，這是實現(xiàn)“廣覆蓋”的必要方式。

三　新農(nóng)村養(yǎng)老保險制度對促進農(nóng)村消費.拉動農(nóng)村內(nèi)需的積極作用

首先，新農(nóng)村養(yǎng)老保險促進了農(nóng)村生產(chǎn)技術(shù)水平的提高。根據(jù)大數(shù)法則，個人與家庭的不確定風(fēng)險分散于全社會，降低了個體風(fēng)險，完成對以家庭和土地為養(yǎng)老保障的傳統(tǒng)模式經(jīng)濟功能上的替代。通過農(nóng)村養(yǎng)老模式的替代，促進農(nóng)村土地的規(guī)模化利用，變粗放式的增長模式為集約型的增長模式。有利于推廣適合農(nóng)民操作的農(nóng)業(yè)技術(shù)和提高先進設(shè)備的利用率，促進產(chǎn)業(yè)升級，提高產(chǎn)能，實現(xiàn)農(nóng)民增收，為擴大內(nèi)需提供根本的物質(zhì)保障。其次，新農(nóng)村養(yǎng)老保險促進了農(nóng)村城鎮(zhèn)化進程，實現(xiàn)農(nóng)民向市民身份的轉(zhuǎn)變。農(nóng)民收入不高，最根本的原因是城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城市化嚴重滯后于工業(yè)化。農(nóng)村養(yǎng)老保險制度的構(gòu)建，將為農(nóng)民解除后顧之憂，把農(nóng)民從土地上徹底解放出來，促使其從收益相對較低的第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，增加收入促進有效需求增加，買現(xiàn)擴大內(nèi)需。

篇5

關(guān)鍵詞：老年人；體育消費；研究

中圖分類號：R87；G812.48 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）007-0-01

體育消費指的是在體育鍛煉、用品等方面的花費，反映著人們對體育活動、鍛煉的參與程度，與國民身體素質(zhì)、社會經(jīng)濟進步間都有密切聯(lián)系。沈陽市老年人群體比例持續(xù)增加，已經(jīng)進入老齡化時代，本文通過對1050名老年人調(diào)查問卷，深入了解其體育消費情況，并分析影響體育消費的因素，希望為體育產(chǎn)業(yè)發(fā)展和老年人健康水平提供一定幫助。

一、沈陽市老年人體育消費概況

1.消費意識情況

消費意識反映的是人們在體育消費方面愿意程度，表示著對體育消費的認可程度高低，在本次調(diào)查研究中，老年人認為體育消費不值得、比較不值得、比較值得、非常值得的比重分別是9.81%、18.09、31.24%和46.86%，前兩種意識主要與老年人收入、傳統(tǒng)消費觀念有關(guān)，后兩者意識顯著高于前兩者，表明體育消費是被大部分沈陽市老年人認同的，對體育消費接受程度較高，有“花錢買健康”的心理[1]。

2.消費水平情況

消費水平代表的是人們對體育消費愿意花費的多少，與老年人精神支付欲望和物質(zhì)支付能力有關(guān)，消費的內(nèi)容包括多個方面，比如運動服裝、鍛煉器材、書刊雜志等等。在本次研究種，沈陽市老年人在體育消費上比例較低，表明老年人體育消費市場依然有較大發(fā)展空間。

3.消費動機情況

消費動機指的是老年人發(fā)生體育消費的心理原因，表現(xiàn)的是其對體育消費的需求情況，在本組研究中，沈陽市老年人最主要的消費動機是增強體質(zhì)和健康，比例占到81.43%，其余消費動機多種多樣，包括社會交往、愉悅精神等等。總體來說，老年人由于身體機能退化，為延年益壽，需要通過體育鍛煉來增強體質(zhì)，這既是體育功能的體現(xiàn)，也是老年人體育消費產(chǎn)生的動機。

4.體育鍛煉情況

體育鍛煉代表的是老年人體育消費類型，決定著體育產(chǎn)品市場方向，在本組研究中，老年人選擇的體育鍛煉活動主要有散步、舞蹈、球類和跑步等，其中，占比最多的是散步，比例為28.57%，然后是太極、木蘭類活動項目，比例為21.43%，再次是舞蹈類項目。

二、沈陽市老年人體育消費影響因素

1.收入水平

消費水平是經(jīng)濟基礎(chǔ)水平?jīng)Q定的，根據(jù)馬斯洛消費需求理論，體育消費并非生存消費，而是享受或發(fā)展消費，需要在人們滿足生存消費之后，才能接受體育消費。在經(jīng)濟收入水平較低時，體育消費并不會產(chǎn)生，在本組調(diào)查研究中，許多老年人收入來源有限，經(jīng)濟水平較低，體育消費對其而言是享受消費，是超出其承受能力范圍的，所以，經(jīng)濟收入水平是老年人體育消費影響的主要因素[2]。

2.產(chǎn)品價格

體育產(chǎn)品價格影響著人們對其購買能力，在市場經(jīng)濟環(huán)境中，價格機制影響著供給和需求，對于體育產(chǎn)品來說，其市場需求量大小根本決定因素是價格。一般來說，在其他影響因素保持不變的條件下，體育產(chǎn)品價格與需求間關(guān)系是反比，價格越高的體育產(chǎn)品，其市場需求就會相對較低；反之，價格降低后，體育產(chǎn)品市場需求也會增加。

在本組研究中，參加體育俱樂部的僅有153人，剩余897未參加體育俱樂部的老年人中，由于俱樂部價格費用過高原因不參與的有80.60%（723人），還有13.71%和5.69%分別是因為興趣不大、時間不足原因而不參加俱樂部的；再從體育產(chǎn)品購買情況上來看，100-500元范圍內(nèi)產(chǎn)品是最容易被老年人群體所接受的，超過500元的產(chǎn)品銷售量遠遠低于100-500元價格區(qū)間。由此可見，體育產(chǎn)品的價格對老年人體育消費也是有著一定影響的。

3.適合老年人的項目較少

研究發(fā)現(xiàn)，老年人體育消費的另外一個影響因素就是適合老年人體育消費的項目較少，老年人體育消費主要集中在購買體育用品上，一些高級的體育消費并沒有被老年人接受。老年人更傾向于一些不需要花錢、或者是消費較低的體育健身項目，當前社會上體育健身俱樂部的消費水平相對較高，老年人思想上并沒有完全接受花錢健身的理念，體育消費相對處于較低的層次，為了促進老年人體育消費的發(fā)展，要為老年人提供多種體育消費的項目，滿足老年人的體育消費需求。

4.消費預(yù)期

消費預(yù)期指的是消費者在經(jīng)濟決策時對相關(guān)影響因素的預(yù)測，比如市場物價、經(jīng)濟形勢等，對于體育消費來說，消費預(yù)期影響的主要因素主要為對經(jīng)濟發(fā)展形勢的預(yù)期和對體育產(chǎn)品價格、質(zhì)量的預(yù)期。比如消費者預(yù)期物價升高時，就會選擇縮減消費的策略，體育消費就可能被減少，體育商品需求量自然也就降低，在本組調(diào)查中，以此種假設(shè)作為條件，選擇放棄或降低體育消費的老年人達到74.76%，選擇不減少的只占到10.66%。對于產(chǎn)品質(zhì)量和價格的預(yù)期，若是預(yù)期質(zhì)量與價格相符，即性價比能達到人們期望，人們就有意愿去消費，反之，預(yù)期價格與質(zhì)量不符，或者價值未達到預(yù)期，消費者的消費意愿就會受到影響，市場需求會相應(yīng)降低，所以，消費預(yù)期也會對老年人w育消費產(chǎn)生一定影響。

三、結(jié)語

綜上所述，在老齡化加快的時代背景下，老年人健康成為人們關(guān)注的重點內(nèi)容，圍繞著老年人健康產(chǎn)生的行業(yè)越來越多，在市場經(jīng)濟中占據(jù)著較大比例。體育鍛煉是增強老年人體質(zhì)、保障老年人健康的有效途徑，為提升體育鍛煉質(zhì)量，需要各種體育產(chǎn)品，刺激了體育消費的需求，所以，充分了解老年人市場，深入挖掘和拓展，對于相關(guān)企業(yè)和老年人本身都是有利的，能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟效益和公共效益的雙贏。

參考文獻：

[1]蘇欣.影響沈陽市老年人體育消費的微觀經(jīng)濟因素分析[J].中國商貿(mào)，2011，8：247-248.

篇6

1 觀察對象

1.1 在我所門診診斷進行全程督導(dǎo)符合條件的患者共52例，年齡在50歲以上(含50歲)。

1.2 復(fù)治繼發(fā)型肺結(jié)核痰菌陽性無其他系統(tǒng)嚴重疾病的患者。

1.3 化療方案采取2 h3R3Z3E3S3/6 h3R3E3，異煙肼(H)0.6 g口服隔日一次，利福平(R)0.6 g口服隔日一次，乙胺酊醇(E)1.25 g口服隔日一次，吡嗪酰胺(Z)2.0 g口服隔日一次，鏈霉素(S)0.75 g肌內(nèi)注射隔日一次。

2 療效標準

以《全國肺結(jié)核防治工作手冊》、《結(jié)核病細菌檢驗規(guī)程》進行觀測，經(jīng)連續(xù)2個月痰菌陰性且不在復(fù)陽，為轉(zhuǎn)陰標準。

3 結(jié)果

滿2個月療程觀察，同是一個化療方案加結(jié)核丸組28例，痰菌陰轉(zhuǎn)21例，單用化療方案24例，陰轉(zhuǎn)11例，詳見表：

表1

痰菌陰轉(zhuǎn)情況分析表

組別例數(shù)用藥2個月陰轉(zhuǎn)人數(shù)陰轉(zhuǎn)率(%)

A組282H3R3Z3E3S3加結(jié)核丸2175％

B組242H3R3Z3E3S31145.8％

4 討論

本項療效對比結(jié)果表明，用結(jié)核丸輔助治療老年復(fù)治菌陽肺結(jié)核滿2個月，A組痰菌陰轉(zhuǎn)率為75％，B組痰菌陰轉(zhuǎn)率為45.8％，二者痰菌陰轉(zhuǎn)率有明顯的差異，用結(jié)核丸輔助治療老年復(fù)治菌陽肺結(jié)核優(yōu)于未加輔助藥物治療的患者。

老年肺結(jié)核患者因生理機能低下，機體耐受性差，一般化

篇7

【關(guān)鍵詞】肺炎；痰培養(yǎng)；病原菌；耐藥

作者單位：122400遼寧省建平縣醫(yī)院檢驗科呼吸系統(tǒng)感染是最常見的一大類呼吸道疾病，其中肺部感染是老年人和小兒致死的重要原因之一。為進一步提高老年與小兒肺炎診療手段，本文對老年及小兒肺炎病原菌及其耐藥情況進行回顧性調(diào)查分析，結(jié)果報告如下。

1資料與方法

1.1菌株來源①實驗菌株：收集2007年10月至2011年10月本院住院老年肺炎痰培養(yǎng)分離出的菌株326例，本院兒科住院小兒肺炎患者痰培養(yǎng)分離出的菌株146例。②標準菌株：大腸埃希菌ATCC25922，銅綠假單胞菌ATCC27853，金黃色葡萄球菌ATCC25923。

1.2試劑生化發(fā)酵管購自杭州天和微生物試劑有限公司。②培養(yǎng)基：均購自杭州天和微生物試劑有限公司。③抗生素紙片：亞胺培南，哌拉西林/他唑巴坦，阿莫西林/克拉維酸，頭孢哌酮/舒巴坦抗生素紙片為英國Oxoid公司產(chǎn)品，其他均購自北京天壇藥物生物技術(shù)開發(fā)公司。

1.3細菌培養(yǎng)與鑒定按《全國臨床檢驗操作規(guī)程》進行操作。

1.4抗生素敏感試驗采用K-B法，每周均用質(zhì)控菌株進行質(zhì)控。

2結(jié)果

2.1老年肺炎與小兒肺炎病原菌分布結(jié)果見表1

2.2主要病原菌抗生素耐藥率結(jié)果見表2，表3。

表1老年肺炎與小兒肺炎病原菌分布

病原菌老年肺炎小兒肺炎例數(shù)百分比例數(shù)百分比銅綠假單胞菌10732.8149.6肺炎克雷伯菌6820.94430.1鮑曼不動桿菌4915.0128.2大腸埃希菌4012.33725.3流感嗜血桿菌30.9106.8肺炎鏈球菌82.5106.8金黃色葡萄球菌82.585.5凝固酶陰性葡萄球菌61.853.4陰溝腸桿菌82.500.0沙雷菌61.821.4枸櫞酸桿菌72.232.1變形桿菌61.810.7嗜麥芽窄食單胞菌103.100.0表2326株老年肺炎病原菌排前四位的耐藥率(%)

銅綠假單胞菌肺炎克雷伯菌鮑曼不動桿菌大腸埃希菌抗生素107株68株49株40株頭孢噻肟10072.1100 87.5頭孢曲松10075.010087.5頭孢哌酮72.064.710070.0頭孢他啶40.247.163.347.5氨曲南70.151.593.457.5頭孢吡肟48.647.165.347.5慶大霉素51.451.549.057.5阿米卡星38.341.249.052.5環(huán)丙沙星59.851.571.470.0復(fù)方新諾明10095.6100100氨芐西林/舒巴坦10072.193.487.5哌拉西林/他唑巴坦31.242.765.350.0頭孢哌酮/舒巴坦35.644.165.352.5亞胺培南3.8026.50表3146株小兒肺炎病原菌排前四位的耐藥率(%)

肺炎克雷伯菌大腸埃希菌銅綠假單胞菌鮑曼不動桿菌抗生素44株37株14株12株頭孢噻肟47.759.5100100頭孢曲松50.059.5100100頭孢哌酮40.951.350.0100頭孢他啶22.732.428.650.0氨曲南40.151.350.066.7頭孢吡肟21.332.435.750.0慶大霉素40.935.135.741.7阿米卡星11.413.528.633.3環(huán)丙沙星25.737.835.750.0復(fù)方新諾明40.956.8100100氨芐西林/47.759.510075.0舒巴坦哌拉西林/15.913.528.650.0他唑巴坦頭孢哌酮/15.935.128.641.7舒巴坦亞胺培南00016.73討論

肺炎是老年人及小兒常見的呼吸系統(tǒng)感染性疾病，是老年人致死的重要原因之一，也是小兒住院的第一位原因［1］。這主要是因為老年人隨著年齡增高，各種慢性病的增多，其免疫功能下降。而小兒呼吸系統(tǒng)及免疫系統(tǒng)的特殊性，以及廣譜抗生素的廣泛應(yīng)用，細菌耐藥性增加，再加之由于醫(yī)學(xué)進步，各種創(chuàng)傷入診療手段增多，細菌耐藥性增加，病原菌發(fā)生變遷，這些都給老年人及小兒肺炎診治工作帶來更大難度。

本文調(diào)查顯示，老年人及小兒肺炎致病菌主要為革蘭陰性桿菌，二者分布有所不同。老年肺炎病原菌排在前四位的依次為銅綠假單胞菌107例(32.8%)，肺炎克雷伯菌68例(20.9%)，鮑曼不動桿菌49例(15.0%)，大腸埃希菌40例(12.3%)。小兒肺炎病原菌排在前四位的依次是：肺炎克雷伯菌44例(30.1%)，大腸埃希菌37例(25.3%)，銅綠假單胞菌14例(9.6%)，鮑曼不動桿菌12例(8.2%)。革蘭陽性菌老年及小兒肺炎均主要為肺炎鏈球菌、凝固酶陰性葡萄球菌和金黃色葡萄球菌。

銅綠假單胞菌是臨床常見條件致病菌，常引起肺部、泌尿及燒傷創(chuàng)面感染［2］，老年肺炎銅綠假單胞菌感染遠遠高于其他的革蘭陰性桿菌，占老年肺炎病原菌的第一位，肺炎克雷伯菌也為條件致病菌，是小兒肺炎首要致病菌，而且二者臨床耐藥率越來越高。三代頭孢菌素頭孢噻肟、頭孢曲松、頭孢哌酮及氨曲南、慶大霉素、環(huán)丙沙星、復(fù)方新諾明的耐藥率都較高，尤其是老年肺炎痰培養(yǎng)的標本上述藥物的耐藥率均超過50%。而對頭孢他啶、頭孢吡肟、阿米卡星、以及加酶抑制劑的抗生素頭孢哌酮/舒巴坦、哌拉西林/他唑巴坦耐藥率較低，均低于50%，可作為首選藥物。亞胺培南的耐藥率最低，與文獻報道相符，可作為嚴重感染的首選。小兒肺炎致病菌雖然耐藥率也越來越高，但低于老年人的細菌耐藥率。這主要與老年人用藥時間長、頻繁換藥或多種抗生素聯(lián)合應(yīng)用有關(guān)。

因此臨床應(yīng)重視痰培養(yǎng)檢查，明確病原菌的種類及藥敏試驗，達到合理使用抗菌藥物，提高療效，預(yù)防病原菌耐藥性的增加。

參考文獻

篇8

老年人伴隨年齡的不斷增加，老年患者的疾病也不短增加。老年肺氣腫疾病是老年疾病中發(fā)病率高切多發(fā)的疾病。老年肺氣腫疾病是心胸外科中最為常見的疾病，但是此類疾病的死亡率以及發(fā)病率只增不減，嚴重的威脅著老年患者的身體健康[1]。我院對2013年6月至2015年1月期間收治的88例肺氣腫老年患者進行有效的治療，并對治療的效果進行分析和探討，具體報道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

我院對2013年6月至2015年1月期間心胸外科的88例肺氣腫老年患者進行治療，本組88例患者病例經(jīng)臨床檢查均符老年肺氣腫診斷標準，經(jīng)影像學(xué)輔助檢查均已證實確診。將其平均分為研究組（n=44）和對照組（n=44），研究組患者實行吸氧聯(lián)合呼吸功能訓(xùn)練治療，最高年齡為84歲，最低年齡54歲，平均年齡為（67.22±4.22）歲；對照組患者實行吸氧治療，最高年齡為79歲，最低年齡為51歲，平均年齡為（60.45±8.67）歲。經(jīng)統(tǒng)計學(xué)檢驗，兩組患者的性別構(gòu)成和年齡結(jié)構(gòu)無明顯差異，具有統(tǒng)計學(xué)意義（P0.05）。

1.2 方法

對照組患者采用吸氧治療，對患者病情較輕的患者采用創(chuàng)機械進行通氣。對于病情較為嚴重的患者采用無創(chuàng)通氣吸氧治療。

研究組患者采用吸氧治療和呼吸功能訓(xùn)練。對患者病情較輕的患者采用創(chuàng)機械進行通氣。對于病情較為嚴重的患者采用無創(chuàng)通氣吸氧治療。與此同時加以適量的呼吸功能的訓(xùn)練，患者在醫(yī)生的指導(dǎo)下進行[2]。

1.3 觀察指標

對研究組與對照組患者在治療后的臨床效果進行對比，還有就是對患者進行治療后患者的血液的PH、以及呼吸頻率等各項機體特征進行觀察和對比。

1.4 數(shù)據(jù)處理

使用統(tǒng)計學(xué)軟件SPSS15.0對數(shù)據(jù)加以統(tǒng)計及分析，計量資料與計數(shù)資料分別采用t檢驗與卡方檢驗，對照組與研究組之間的差異以P

2 結(jié)果

2.1 兩組患者治療效果對比

據(jù)統(tǒng)計，研究組的44例患者接受拜吸氧聯(lián)合呼吸功能訓(xùn)練治療后的臨床治療總有效率為97.73%，對照組的44例患者接吸氧治療后的臨床治療總有效率為88.64%，組間差異顯著（P

表 1 兩組患者治療效果對比

2.2 兩組患者治療后指標對比

通過對兩組患者治療后，對患者的血液PH、心率、呼吸頻率對比發(fā)現(xiàn)，研究組患者的各指標的變化明顯高于對照組患者（P

表 2 兩組患者治療后指標對比

3 討論

據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，老年肺氣腫疾病已經(jīng)成為臨床醫(yī)學(xué)中最常見并且發(fā)病率極高的疾病[3]。在患者患病期間，如果不及時的給予患者有效的治療，患者很可能出現(xiàn)多種并發(fā)癥，其中主要的并發(fā)癥有呼吸困難，胸悶等癥狀。患者出現(xiàn)胸悶后，病情較輕的患者不會有嚴重的反應(yīng)，單是如果患者的病情較重，就會感覺到嚴重的不適，甚至?xí)l(fā)呼吸困難，這樣一來，患者體內(nèi)的氧氣含量明顯的不足，進而加重病情[4]。

綜上所述，我院于2013年6月至2015年1月期間心胸外科收治的88例肺氣腫老年患者進行治療分析。經(jīng)過兩組患者的對比，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)吸氧聯(lián)合呼吸功能訓(xùn)練治療后的研究組患者其臨床治療總有效率為97.73%，對照組患者經(jīng)過吸氧治療后的治療總有效率為88.64%，研究組患者的治療效果明顯優(yōu)于對照組的患者（P

因此，筆者認為吸氧聯(lián)合呼吸功能訓(xùn)練治療老年肺氣腫患者的病情，不但有效提高了患者的治療效果，使患者的呼吸狀況得到了有效的控制，也使患者的生活質(zhì)量有所提高，為部分肺大泡病人手術(shù)治療提供了保障在臨床醫(yī)學(xué)中具有十分重要的意義，值得推廣。

參考文獻：

[1] 凌嬋.36例老年患者肺間質(zhì)纖維化合并肺氣腫的臨床分析[J].醫(yī)學(xué)信息，2014（13）：145-145.

[2] 郭健杏，呂曉紅，丁會等.老年肺間質(zhì)纖維化合并肺氣腫35例臨床特點[J].中國老年學(xué)雜志，2013，33（2）：290-291.

[3] 徐東，王子彬.老年支氣管哮喘的臨床特征及誤診分析[J].中國老年保健醫(yī)學(xué)，2014（5）：5-6.

篇9

【關(guān)鍵詞】養(yǎng)老院；投資風(fēng)險；控制。

園林式養(yǎng)老院投資就是向園林式養(yǎng)老院的開發(fā)、經(jīng)營、管理和服務(wù)等方面投入大量的資金，達到資金收益以及服務(wù)社會的目的。園林式養(yǎng)老院的投資屬于房地產(chǎn)與商業(yè)經(jīng)營相融合的一種投資方式，這種投資方式的周期長、資金量大同時還具有社會公益性。

一、園林式養(yǎng)老院投資風(fēng)險的主要特征。

（1）園林式養(yǎng)老院的投資短期風(fēng)險高。園林式養(yǎng)老院作為一種新興的投資方式，它的效益回收慢、投資成本高，很難對短期內(nèi)的市場需求做出調(diào)整，特別是在我國人口老齡化程度不斷升高的今天，對于園林式養(yǎng)老院的長期投資一定會取得不錯收益。（2）地價對園林式養(yǎng)老院投資的影響。由于土地屬于不可再生的自然資源，同時我國的土地供求關(guān)系具有地域性分布的特點。

與此同時，低價還會受到政府土地經(jīng)濟政策的影響。

首先，我國區(qū)域地價呈現(xiàn)東南高、西北低的分布形式。但是，即使在同一地區(qū)，地價水平也是有高有低，城市級別不同，低價也會有所不同，同一城市內(nèi)的不同區(qū)域也會有不同的低價，因此園林式養(yǎng)老院的投資興建就要充分考慮建設(shè)的地區(qū)的低價以及需求等問題。

其次，我國城市地價以及養(yǎng)老需求具有集聚分布的特點。

大中城市及沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對于養(yǎng)老需求量較大，地價也會比較高，因此投資風(fēng)險大，但收益更高；而人口稀疏的地區(qū)地價較低，投資風(fēng)險也就會相對較小，但是收益會比較差。

（3）園林式養(yǎng)老院的投資風(fēng)險具有多樣性。

因為園林式養(yǎng)老院具有投資與消費的二元屬性，使園林式養(yǎng)老院投資的不確定性因素要多于其他投資方式。

宏觀經(jīng)濟政策、微觀消費模式、人口的不斷增長、養(yǎng)老需求的多元化發(fā)展等，都會影響到養(yǎng)老院行業(yè)的發(fā)展。

通常，園林式養(yǎng)老院投資風(fēng)險涉及消費風(fēng)險、還貸風(fēng)險等。

一是消費風(fēng)險。

消費風(fēng)險主要是指園林式養(yǎng)老院的投資額度較大，因此對于消費者的收費也會較高，而目前養(yǎng)老院的消費者的消費能力有限，很多社會行業(yè)的退休金不高，因此可能導(dǎo)致園林式養(yǎng)老院入住人數(shù)較少，很難收回投資。由于國家的相關(guān)養(yǎng)老政策在不斷變化，消費者的消費能力也在不斷變化，同時家庭結(jié)構(gòu)，社會習(xí)俗，人的觀念等都會影響到老人們的消費觀和養(yǎng)老觀。

二是還貸風(fēng)險。

園林式養(yǎng)老院的資金投資量較大，可能會產(chǎn)生相應(yīng)的借款或貸款等，因此，投資變現(xiàn)對于投資者來說也就十分必要了。園林式養(yǎng)老院投資的變現(xiàn)能力差的主要原因是：第一，開發(fā)周期長，不可能在開發(fā)過程中就讓老人們?nèi)胱∈找?。第二，園林式養(yǎng)老院竣工后，市場宣傳，得到人們普遍認可等也會是一個長期的過程。

二、園林式養(yǎng)老院投資風(fēng)險的控制方式。

（1）選擇最佳投資區(qū)位。通常來講，市場對于某些東西的需求可以分為有效需求和潛在需求，其中潛在需求是一種思想上的需求，但可能的需求會受到思想掛念或者是消費能力的影響；有效需求則是在消費能力和思想觀念上都能滿足消費消費需要的需求。在分析園林式養(yǎng)老院的消費需求時，要將兩種需求都要予以考慮。園林式養(yǎng)老院投資者只有充分分析市場的需求情況，以需求為根本投資依據(jù)，選擇能滿足投資收益的最佳投資區(qū)位，這樣就可以大大降低投資風(fēng)險。區(qū)位選擇有宏觀和微觀之分：宏觀區(qū)位選擇是指選取具體的地區(qū)、城市；微觀區(qū)位選擇是指選取具體的街區(qū)、地點。首先，宏觀區(qū)位的選擇。宏觀區(qū)位的選擇要全面調(diào)研地區(qū)的社會經(jīng)濟條件和需求情況。而一個城市的對于園林式養(yǎng)老院的需求如何，主要有兩個約束條件，一是城市的經(jīng)濟發(fā)展和人口老齡化程度情況；二是當?shù)仞B(yǎng)老院行業(yè)的發(fā)展情況，是否存在供大于求的情況，或者是不能滿足具體消費群體的消費需求。其次，微觀區(qū)位的選擇。選擇城市內(nèi)的具體投資區(qū)位，對園林式養(yǎng)老院投資項目的確定具有更加現(xiàn)實的意義。微觀區(qū)位的選擇應(yīng)本著一個基本原則：一是要選擇地價相對經(jīng)濟，地皮面積較大適合園林建設(shè)，但又不能離市區(qū)過去偏遠。

（2）投資組合策略。

園林式養(yǎng)老院的投資組合策略是投資者根據(jù)投資的風(fēng)險程度和獲利能力，分階段的對園林式養(yǎng)老院進行投資，爭取讓完成階段的項目可以投入使用，并收取相應(yīng)的收益，這樣可以有效降低借款風(fēng)險和還貸風(fēng)險。

參 考 文 獻。

[1]鄔滄萍。健康老齡化的科學(xué)含義和社會意義[M].中國勞動出版社，1995.

[2]李啟明，申立銀。風(fēng)險管理中的風(fēng)險效應(yīng)———行為決策模型及分析[J].系統(tǒng)工程理論與實踐。2001（10）。

篇10

關(guān)鍵詞：（中）關(guān)鍵詞人口老齡化；擴展索洛模型；合理養(yǎng)老水平系數(shù)

中圖分類號：（中）中圖分類號D6321文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2013）05-0098-09

收稿日期：（中）收稿日期2013-03-21；修訂日期：（中）修回日期2013-05-22

作者簡介：（中）作者簡介李紹泰（1988-），浙江臺州人，暨南大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院碩士研究生。研究方向：人口統(tǒng)計、抽樣調(diào)查。

正文

一級標題一、引言

人口老齡化反映了人類的進步，表明了人口死亡率的下降和人們的健康、營養(yǎng)水平的提高。法國在1865年率先進入老齡化國家，美國在20世紀40年代進入，我國在2000年第五次人口普查時65歲及以上老年人口比重達到7%，也進入了老齡化社會。

隨著我國人口老齡化進程的加快，養(yǎng)老保障體系面臨著巨大挑戰(zhàn)。如何確定不同老齡化率下合適的養(yǎng)老金支出，既能促進國民經(jīng)濟的快速發(fā)展，又能保障老年人的正常生活水平，是目前研究的重點。穆懷中在研究社會保障適度水平時將養(yǎng)老金占工資收入總額的比重作為養(yǎng)老保障的考核依據(jù)[1]。姜向群通過計算養(yǎng)老金總額在職工工資總額的比重來觀察人口老齡化對退休金繳費負擔(dān)的影響，并提出了改革養(yǎng)老金制度的建議[2]。李敏用養(yǎng)老金支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來研究合理的養(yǎng)老金支出，雖然采用了柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)，但并沒有在生產(chǎn)函數(shù)中加入年齡結(jié)構(gòu)[3]。

本文通過建立加入年齡結(jié)構(gòu)的索洛模型，推導(dǎo)出老齡化率下養(yǎng)老金支出系數(shù)公式，測算了給定老齡化率下國民經(jīng)濟中應(yīng)該分配給老年人養(yǎng)老所占的比重，文中稱為合理養(yǎng)老水平系數(shù)。合理養(yǎng)老水平系數(shù)反映在不同的人口結(jié)構(gòu)下，考慮老年人的消費水平，推導(dǎo)出養(yǎng)老金總額應(yīng)該占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。而中國目前實際的養(yǎng)老金支出比例，文中稱為實際養(yǎng)老水平系數(shù)，根據(jù)模型中推導(dǎo)出來的公式，用養(yǎng)老金支出總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重與老齡化率的比值來表示。本文將合理的養(yǎng)老金支出與中國的實際情況作了比較，分析了目前養(yǎng)老金支出比例與合理養(yǎng)老金支出間的差距及原因，為政府制定養(yǎng)老金支出政策提供參考。

一級標題二、合理養(yǎng)老水平系數(shù)的推導(dǎo)與分析

二級標題1擴展索洛模型的建立

索洛模型是研究經(jīng)濟增長理論的起點，主要關(guān)注四個變量，即總產(chǎn)出Y，資本K，勞動L，以及“知識”或“勞動的有效性”A。假定勞動的規(guī)模報酬不變，它的生產(chǎn)函數(shù)采取如下的形式：Y=F（K，AL）。本文研究中加入老年人口和少兒人口，索洛模型中的勞動L僅僅指實際參與經(jīng)濟活動的勞動力數(shù)量。擴展后的索洛模型形式采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式：

其中：N代表總?cè)丝?，α?5歲及以上人口（老齡人口）占總?cè)丝诘谋戎兀慈丝诶淆g化率。β表示0～14歲少兒人口占總?cè)丝诘谋戎?，稱為少兒比。1-α-β則表示15～64歲的勞動年齡人口占總?cè)丝诘谋戎?。γ表示勞動參與率，所以實際參與經(jīng)濟活動的勞動年齡人口可表示成L=（1-α-β）γN。

θ是老齡人口的人均養(yǎng)老收入與全體國民人均收入水平之比，稱為合理養(yǎng)老水平系數(shù)，即在給定老齡化率情況下老年人養(yǎng)老金收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。

其中： Yα是經(jīng)濟總產(chǎn)出中分配給老年人的養(yǎng)老總支出，即老年人的養(yǎng)老總收入。Lα表示65歲及以上老年人口數(shù)，則 Lα=αN。從合理養(yǎng)老水平系數(shù)公式中可以看出，經(jīng)濟總產(chǎn)出中分配給老年人越多，養(yǎng)老水平越高。合理養(yǎng)老水平系數(shù)可以很好地研究老年人的養(yǎng)老保障情況。

經(jīng)濟產(chǎn)出在消費與投資之間進行分配，投入投資的份額s是外生的，現(xiàn)有資本以速率δ折舊，投入資本的增量為：

二級標題2老齡化對平衡增長路徑上的經(jīng)濟影響分析

為了觀察人口老齡化因素對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響，下面推導(dǎo)加入老齡化因素的索洛模型平衡增長路徑。

式（2）等式兩邊同乘以k，得到每單位有效勞動的資本存量的變化率為：

其中：單位有效勞動的產(chǎn)出f（k）=YAL，未加入年齡結(jié)構(gòu)的原索洛模型單位有效勞動的資本存量的變化率k&=sf（k）-（n+g+δ）k，第一項sf（k）稱為每單位有效勞動的實際投資，第二項（n+g+δ）k為持平投資（見圖1）。與原索洛模型相比，加入老齡化因素的擴展索洛模型推導(dǎo)出的式（3），第一項每單位有效勞動的實際投資減少了sαθf（k），第二項持平投資減少了（m-α&+β&1-α-β）k。人口老齡化對經(jīng)濟的影響效應(yīng)可以從正效應(yīng)和負效應(yīng)進行分析。

（中）圖題圖1實際投資與持平投資線

對經(jīng)濟增長的正效應(yīng)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，人們解決基本生活需要后，隨著收入水平的提高，勞動意愿逐漸降低，使得勞動參與率下降，所以m會小于0，從而使持平投資的斜率降低，使得為了保持現(xiàn)有資本水平的持平投資減少，穩(wěn)態(tài)資本水平k增大，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正效應(yīng)。第二，如果老年人口的增長速度快于少兒人口的減少速度，即α對經(jīng)濟增長的負效應(yīng)包括以下三個方面：第一，由于經(jīng)濟產(chǎn)出中，單位有效勞動產(chǎn)出f（k）中有αθf（k）的產(chǎn)出分配給老年人用于消費，導(dǎo)致實際投資減少，從而降低了資本的積累水平，使資本低于平衡增長路徑上的穩(wěn)態(tài)資本水平k。第二，由于老齡化率不斷提高，儲蓄水平下降，使儲蓄率s降低，實際投資下降，加深了對經(jīng)濟增長的負效應(yīng)。第三，如果少兒人口的減少速度快于老齡人口的增長速度，即α&+β&1-α-β

二級標題3合理養(yǎng)老水平系數(shù)的推導(dǎo)

其中：表示人均國民收入，Yα是分配給老年人用于養(yǎng)老支出的部分，Yβ是經(jīng)濟總產(chǎn)出中分配給撫養(yǎng)少兒人口的部分，Yc是扣除分配給少兒人口和老年人口后的分配給勞動年齡人口消費投資的部分，α是人均養(yǎng)老收入水平，β是撫養(yǎng)少兒人口的人均支出水平，c是勞動年齡人口的人均收入水平。

假定老年人的消費水平是一個勞動年齡人口消費水平的μ倍，并且只消費不儲蓄，老年人的收入就等于消費：μ（1-s）c=α。假定0～14歲少年兒童的消費水平是一個勞動年齡人口消費水平的ν倍，并且也只消費不儲蓄，則有：ν（1-s）c=β。所以，可以推導(dǎo)出老年人的合理養(yǎng)老水平系數(shù)模型：

合理養(yǎng)老水平系數(shù)θ主要是由儲蓄率s、老齡化率α和少兒比β共同決定的。儲蓄率s與合理養(yǎng)老水平系數(shù)θ呈負相關(guān)，儲蓄率s下降，θ上升。反之，儲蓄率s上升，θ下降。儲蓄率高低反映了人們對未來生活不確定的擔(dān)憂，存錢養(yǎng)老，存錢防病。老齡化率α和少兒比β都與θ呈正相關(guān)，老齡化率越高，合理養(yǎng)老水平系數(shù)越大，表明隨著老年人口的快速增加，要求分配給老年人用于養(yǎng)老保障的支出更多。

一級標題三、實證研究

二級標題1合理養(yǎng)老水平系數(shù)的計算與比較

學(xué)者們一般認為老年人的消費水平相當于處于勞動年齡人口消費水平的70%左右[4～5]，也有學(xué)者認為老年人口的消費水平相當于勞動年齡人口的80%[6]。 史多尼茲（Stolnitz）對不同年齡組的消費水平系數(shù)給出了兩個假設(shè)：一是少年人口和老年人口的消費水平系數(shù)都為勞動年齡人口的07。二是少年人口的消費水平系數(shù)為勞動年齡人口的06，老年人口的消費水平系數(shù)為勞動年齡人口的08[7]。王金營對中國1978～2003年加入年齡結(jié)構(gòu)的消費時間序列數(shù)據(jù)進行回歸和檢驗，發(fā)現(xiàn)這兩個假設(shè)都通過了檢驗，但是少年人口和老年人口的消費水平系數(shù)都為07時，模型的擬合優(yōu)度和檢驗效果更好，更加符合中國的消費規(guī)律[8]。

本文對中國1985～2010年的消費時序數(shù)據(jù)進行檢驗，以1985年作為不變價格，對消費和GDP進行價格平減，結(jié)果如表1所示。

標準消費人口用SCP表示，SCP=[μα+νβ+（1-α-β）]×N，

一個標準消費人口的消費水平sc=CSCP，考慮消費習(xí)慣的標準消費水平函數(shù)與人均收入（用人均GDP表示）和前一期的消費sct-1有關(guān)。模型如下：

注：中國的老齡化率和少兒比數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，儲蓄率和其他國家的全部數(shù)據(jù)根據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)庫計算。

個階段：1990～2000年和2001～2010年。第一個階段，合理養(yǎng)老水平系數(shù)總體上呈現(xiàn)穩(wěn)定，沒有很大的波動。第二個階段，中國進入老齡化社會后，合理養(yǎng)老水平系數(shù)不斷下降，在最近幾年逐漸趨于平穩(wěn)。2000年的合理養(yǎng)老水平系數(shù)為0531，2010年為0402。在擴展索洛模型的平衡增長路徑中，實際投資為s（1-αθ）f（k），因為合理養(yǎng)老水平系數(shù)θ的降低，實際投資變大，使經(jīng)濟產(chǎn)生正效應(yīng)，但這個正效應(yīng)是建立在犧牲老年人利益的基礎(chǔ)上的。

與其他四國相比，我國的合理養(yǎng)老水平系數(shù)較低，我國從1990年的0524逐步下降到2010年的0402。值得注意的是，日本在1990年的合理養(yǎng)老水平系數(shù)跟中國相差不多，中國為0524，日本為0552，最近20年，日本和其他國家的合理養(yǎng)老水平系數(shù)在不斷地提高或保持穩(wěn)定，而我國卻在不斷下降，原因可以從以下兩個方面進行分析：一是我國少兒人口比重從1990年的2769%降至2010年的166%，老年人口比重從1990年的557%增長至2010年的89%，但老齡化的增長速度要低于少兒比的下降速度，即α&+β&

二級標題2中國實際養(yǎng)老水平系數(shù)測算

三級標題（1）中國實際養(yǎng)老水平系數(shù)的測算與分析。實際養(yǎng)老水平系數(shù)是反映在不同老齡化率情況下，

中國目前的養(yǎng)老金支出總額在國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。本文參考穆懷中的社會保障模型和姜向群的養(yǎng)老金繳費率模型[9～10]，結(jié)合推導(dǎo)出的合理養(yǎng)老水平系數(shù)，構(gòu)建了中國實際養(yǎng)老水平系數(shù)。從擴展索洛模型中推導(dǎo)的養(yǎng)老水平系數(shù)在實際經(jīng)濟生活中主要由養(yǎng)老金支付水平系數(shù)和老齡化率的比值來表示，文中所用的養(yǎng)老金支出采用的是城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老金支出，統(tǒng)計年鑒中農(nóng)村養(yǎng)老金支出從2010年才開始有數(shù)據(jù)，且只有2004億元，相對于城鎮(zhèn)養(yǎng)老金支出的105549億元，影響不大。

實際養(yǎng)老水平系數(shù)=1α×養(yǎng)老金支出總額國內(nèi)生產(chǎn)總值=1α×養(yǎng)老金支付系數(shù)

為了后面進一步研究實際養(yǎng)老水平的影響因素，本文把實際養(yǎng)老水平系數(shù)公式分為兩個部分：老齡化率和養(yǎng)老金支付系數(shù)。養(yǎng)老金支付系數(shù)，用Z表示，即養(yǎng)老金支出總額在國內(nèi)生產(chǎn)總值所占的比重，反映了經(jīng)濟總產(chǎn)值中社會分配給老年人用于養(yǎng)老的支出比重。

根據(jù)實際養(yǎng)老水平系數(shù)公式計算的詳細結(jié)果見表3。圖2反映了20年來中國實際養(yǎng)老水平系數(shù)

和合理養(yǎng)老水平系數(shù)的變化情況，中國的實際養(yǎng)老水平系數(shù)在1990年時只有0144，在2000年時達到了0305，增加了0161。這十年中國的實際養(yǎng)老水平系數(shù)在逐步提高，在1999年時達到一個峰值。進入老齡化社會后，總體呈下降的趨勢，在2007年時降至近十年的最低。2010年實際養(yǎng)老水平系數(shù)為0296，與2000年相比，下降了3%。老齡化率的增加會使實際養(yǎng)老水平系數(shù)產(chǎn)生負向作用，養(yǎng)老金支出的增加會提高實際養(yǎng)老水平，因此，在滿足更多老年人口的同時也要適當提高對老年人的養(yǎng)老金支出水平。

從表3可知，合理養(yǎng)老水平系數(shù)和實際養(yǎng)老水平系數(shù)兩者的差距在不斷減小。中國的實際養(yǎng)老水平系數(shù)在進入老齡化社會前一直穩(wěn)步上升，但最近十年總體呈下降趨勢；合理養(yǎng)老水平系數(shù)在最近十年也是趨于下降的，下降速度要快于實際養(yǎng)老水平系數(shù)，因此，兩者的差距在減小。從表2可知，根據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)庫計算的全球合理養(yǎng)老水平系數(shù)平均值的歷年數(shù)據(jù)在066左右，因此，我國的實際養(yǎng)老水平系數(shù)也應(yīng)該把066作為發(fā)展目標。

（中）圖題圖21990～2010年中國合理養(yǎng)老水平系數(shù)和實際養(yǎng)老水平系數(shù)

過高的養(yǎng)老水平會給國家?guī)沓林氐呢斦摀?dān)，同時經(jīng)濟總產(chǎn)出中分配給老年人過多，會減少資本積累，從而影響經(jīng)濟總產(chǎn)出的進一步擴大。過低的養(yǎng)老水平又會影響老年人的生活水平，給家庭成員帶來沉重經(jīng)濟負擔(dān)。社會保障制度應(yīng)該確立合適的養(yǎng)老金標準，既能滿足老年人的生活需要，又不影響社會經(jīng)濟的發(fā)展。

三級標題（2）中國實際養(yǎng)老水平系數(shù)的影響因素分解研究。

我國2000、2010年實際養(yǎng)老水平系數(shù)分別為0305和0296，與2000年相比，2010年下降了3%，是老齡化率和養(yǎng)老金支付系數(shù)共同作用的結(jié)果。其中老齡化率使實際養(yǎng)老水平系數(shù)下降了2235%，養(yǎng)老金支付系數(shù)使實際養(yǎng)老水平系數(shù)增加了2338%。為了進一步分析養(yǎng)老金支付系數(shù)的影響因素，把養(yǎng)老金支付系數(shù)進行因素分解，如下：

養(yǎng)老金支付系數(shù)=養(yǎng)老金支出總額國內(nèi)生產(chǎn)總值=養(yǎng)老金支出總額職工工資總額×職工工資總額國內(nèi)生產(chǎn)總值

=平均養(yǎng)老金職工平均工資×離退休人數(shù)職工人數(shù)×職工工資總額國內(nèi)生產(chǎn)總值

進入老齡化十年后，中國的養(yǎng)老金支出總額在不斷增加，從2000年的21155億元增至2010年的105549億元，增長了3989%，老年人的迅速增加加速了對養(yǎng)老金制度的考驗。平均養(yǎng)老金和職工人數(shù)指標根據(jù)表4中數(shù)據(jù)計算，運用多因素指數(shù)分析中的連鎖替代法計算得：

平均養(yǎng)老金與職工平均工資的比值X1。2000年X1為0715，2010年X1為0458，下降了3693%。養(yǎng)老金支出在平均工資中的比重越來越低，一方面表明職工平均工資的快速增長，同時也反映了養(yǎng)老金支出的增長低于職工工資增長的事實。隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，職工工資的增長，物價水平被不斷抬高，而老年人的養(yǎng)老金增長速度要慢于職工工資，這將影響老年人的生活質(zhì)量，對老年人的生活造成很大的影響。因此，要適當提高養(yǎng)老金的增長幅度，保障老年人的生活水平。

離退休人數(shù)與職工人數(shù)的比例X2。從2000年的0270增長到2010年的0487，增加了8046%，相當于兩個在職職工繳納的養(yǎng)老金要負擔(dān)一個退休人員的養(yǎng)老金支出，隨著老齡化的加深，這對養(yǎng)老金制度帶來了巨大的挑戰(zhàn)。根據(jù)世界銀行的預(yù)測，2050年中國的老齡化率將達到2468%世界銀行數(shù)據(jù)庫 http：//dataworldbankorgcn/indicator/SPPOP1564TOZS，老年人口將近1/4，離退休人數(shù)也將快速增加，而隨著少兒人口的減少，到時在職職工人數(shù)將快速減少，卻要負擔(dān)更多的退休人員的養(yǎng)老金支出，養(yǎng)老金支出會出現(xiàn)巨大負擔(dān)，也更容易產(chǎn)生養(yǎng)老金缺口。

職工工資總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值X3。與2000年相比，2010年X3增長了671%，從0110增加到0118，變化不大，表明職工工資的增長基本與國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長步調(diào)一致。綜上所述，影響?zhàn)B老金支付水平的主要因素為X1 和X2，隨著離退休人數(shù)的快速增加，養(yǎng)老金的支出會更多，未來將給我國的社會保障工作帶來嚴峻的挑戰(zhàn)，政府部門要提前做好規(guī)劃部署。

二級標題3未來中國合理養(yǎng)老水平系數(shù)預(yù)測與比較

2015～2050年65歲及以上老年人口所占的比重α和0～14歲少兒人口比重β的預(yù)測數(shù)據(jù)來源于世界銀行。儲蓄率數(shù)據(jù)作以下處理：①其他國家的儲蓄率最近十年基本趨于穩(wěn)定，因此，儲蓄率的預(yù)測數(shù)據(jù)以各個國家最近十年儲蓄率的均值來代替。②中國的儲蓄率遠遠高于其他國家的水平，不能簡單地以最近十年儲蓄率的均值來代替。隨著中國的發(fā)展和各項保障制度的完善，人們的總儲蓄水平會不斷下降。日本跟中國同屬東亞，民族間有很多相似性，在1990年時兩個國家的儲蓄率水平相差不多，因此，中國的儲蓄率將參照日本的儲蓄率水平。根據(jù)中國科學(xué)院中國現(xiàn)代化研究中心的《中國現(xiàn)代化報告2010：世界現(xiàn)代化概覽》，預(yù)測中國可能在2040年左右達到中等發(fā)達國家水平新華網(wǎng)http：//newsxinhuanetcom/fortune/2010-01/30/content_12903596htm。因此，假定儲蓄率每年保持一定的速率下降，并在2040年，中國的儲蓄率降至日本最近十年的平均水平025，并在預(yù)測期最后十年保持穩(wěn)定，預(yù)測結(jié)果見表6。

未來40年，隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，人們生活水平的提高，社會保障制度的不斷完善，我國的合理養(yǎng)老水平系數(shù)逐步提高。從表6可以看出，我國在2040年進入中等發(fā)達國家行列時合理養(yǎng)老水平系數(shù)是0635，跟養(yǎng)老水平最高的美國有0077的差距，與最低的瑞典有0012的差距，跟發(fā)達國家的差距逐步縮小。到達2050時，中國的合理養(yǎng)老水平系數(shù)將達到0641，與發(fā)達國家的差距進一步縮小。中國跟美國和法國合理養(yǎng)老水平系數(shù)存在差距的原因是中國的儲蓄率要大于這兩個國家，尤其是美國，在2010年的儲蓄率只有0120，預(yù)測期2050年的儲蓄率為0140，遠遠低于中國。中國跟日本、瑞典儲蓄率逐步接近的情況下，產(chǎn)生差距的原因在于中國的人口結(jié)構(gòu)。我國未來人口結(jié)構(gòu)的主要特征是人口老齡化的加快，到達2050年時我國的老齡化率將達到2468%，少兒人口比重只有1352%，在五個國家中，我們的少兒人口比重是最低的。日本的老齡化率將達到3327%，遠大于中國，少兒人口的比重也略高于中國。瑞典的老齡化率為2296%，雖然略低于我國，但它的少兒人口比重達到了1779%，高出中國4個百分點還多。因此，綜合各種情況，我國的合理養(yǎng)老水平系數(shù)要低于其他國家的水平。

一級標題四、結(jié)論與建議

本文將實際養(yǎng)老水平系數(shù)與合理養(yǎng)老水平系數(shù)進行了比較，發(fā)現(xiàn)兩者的差距在不斷縮小，縮小的原因一個是因為中國實際養(yǎng)老水平在不斷提高，養(yǎng)老金支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重在增加；另一個是因為我國的合理養(yǎng)老水平在不斷降低，而全球平均水平基本保持在066左右。針對以上的研究，本文提出如下建議。

一是要不斷完善養(yǎng)老保障體系，提高實際養(yǎng)老水平。堅持社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結(jié)合的模式，做實養(yǎng)老金賬戶，提高養(yǎng)老金的管理水平，防止養(yǎng)老金缺口，保障老年人的生活質(zhì)量，努力推進養(yǎng)老制度的發(fā)展。

二是要大力優(yōu)化人口年齡結(jié)構(gòu)，提高人口綜合素質(zhì)。如果未來不調(diào)整人口生育政策，根據(jù)世界銀行的預(yù)測數(shù)據(jù)，到2050年時，我國將會出現(xiàn)少兒人口比重低于全球平均水平，老年人口比重高于全球平均水平的兩個極端，對國家發(fā)展影響重大。因此，可以適當調(diào)整人口政策，從“雙獨二胎”過渡到“一方是獨生子女的夫婦可生二胎”。隨著未來人口的降低，應(yīng)增加資源提高教育水平，提高人口的素質(zhì)。

三是要合理利用老年資源，發(fā)展老年經(jīng)濟。我國目前的退休年齡比發(fā)達國家早，到2050年占中國總?cè)丝诮?/4的老年人賦閑，隨著平均預(yù)期壽命的提高，老年人在達到退休年齡時還身強體健，老年人的經(jīng)驗閱歷將是巨大的財富。合理利用老年人的經(jīng)驗技術(shù)，為年輕人提供指導(dǎo)培訓(xùn)，為企業(yè)經(jīng)濟、社會事業(yè)發(fā)展獻謀獻策。此外，隨著老年人口的快速增加，大力發(fā)展老年產(chǎn)業(yè)，不僅可以提高老年人的生活水平，同時也可以服務(wù)經(jīng)濟。

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