導語：如何才能寫好一篇消費養老，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，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、虹口區、寶山區、閘北區4家人民法院同時宣判。該案是上海有史以來涉案人數最多、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，黃浦區人民法院判決家帝豪公司犯組織、領導傳銷活動罪，判處罰金2000萬元；判決家帝豪創始人曹某犯組織、領導傳銷活動罪，判處有期徒刑13年，并處罰金1000萬元。

曾因搞傳銷被處罰

現年63歲的曹某在企業界并不是默默無名之輩，上世紀80年代先后創辦了霞飛、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品。隨后，這家公司幾易其名，2007年更名為上海家帝電子商務有限公司，2010年6月又更名為上海家帝豪電子商務有限公司，曹某和其兒子分別占有公司90%和10%的股權。

自2007年起，曹某通過旗下一個名為我愛我買電子商務購物平臺，以推銷網站銷售商品為名，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，并按照推薦發展加盟的先后順序組成上下線關系，直接或者間接以發展人員的數量作為返利依據，不斷發展人員參與此活動。

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“消費養老”項目，以消費積分、消費養老計劃、聯盟商家、期權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在全國范圍內發展商。實際上，這次的傳銷模式與2009年之前的基本相同。

披“消費養老”外衣

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

打著“消費養老”的幌子，曹某以上海家帝豪公司的名義在全國范圍內發展商，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年至案發期間，共發展商64011人。

商違法獲取暴利

家帝豪公司的收益實質上來源于加盟者交納的費用，而非正常的商品經營利潤，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后轉入朋友賬戶，市場部經理項某獲取分成2400余萬元、市場部副經理方某獲取分成700余萬元，眾多公司商個人也獲取了從數萬元到百余萬元不等的返利。

據統計，在家帝豪公司系列傳銷案的近80名商中，發展會員人數達120人以上的就有55名，其中4人發展會員在1萬人以上，最多的一人發展會員高達2.3萬人。這些商絕大多數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，為了獲得數量可觀的返利而大量發展下線的不在少數。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理，自己也成了公司的一級商，還把女兒發展為公司的一級商。

如今，該公司賬戶內僅剩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”包裝公關

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

借著電子商務模式，以“探索養老模式”的名義，上海家帝豪公司曾在上海多家知名媒體大量刊發軟文宣傳；組織專家召開研討會，以大量學者的“參與”來提升自己的影響力；通過組織公益行動或對慈善機構的捐贈，來宣傳企業形象。

同濟大學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《關于辦理組織領導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的認定。以推銷商品、提供服務等經營活動為名，要求參加者以交納費用或者購買商品、服務等方式獲得加入資格，并按照一定順序組成層級，直接或者間接以發展人員的數量作為計酬或者返利依據，引誘、脅迫參加者繼續發展他人參加，騙取財物，擾亂經濟社會秩序的傳銷組織，其組織內部參與傳銷活動人員在30人以上且層級在三級以上的，應當對組織者、領導者追究刑事責任。

網絡傳銷成打擊重點

去年6月，國家工商總局、公安部聯合舉行打擊傳銷通報會。國家工商總局相關負責人表示，針對傳銷活動出現的欺騙性更強、手段更隱蔽、發展速度更快等新特點，各地工商部門采取網絡巡查與日常監管相結合、跨省市區域聯合打擊等5項措施嚴打傳銷。

上海市公安局經偵總隊負責人表示，在以上海為代表的東部地區，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，輻射范圍較傳統模式更廣。

篇2

目前，中國的高儲蓄現象已備受人們關注，很多學者認為中國目前養老保險制度不健全、養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“統賬結合”的養老保險制度起，養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年參保人數的2.7倍；參保的離休、退休退職人數已達到4635.4萬人，是1990年的近4.8倍，城鎮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，評價中國養老保險制度實施對居民消費的影響，在理論和現實上都有著重要的意義。

下面，本文將利用我國各地區城鎮居民1994~2006年的有關數據建立經濟計量模型，就這一問題進行實證研究。

二、文獻回顧

國外學術界關于分析養老保險對儲蓄、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術界爭論不休的問題。

feldstein(1974)利用美國1930-40/1947-71樣本數據估計包含養老保險指標的生命周期消費函數，通過實證，他認為社會養老保險可消減個人儲蓄。然而barro(1974)指出，當存在代際轉移時，社會養老保險對儲蓄沒有影響。較早的關于研究這些問題的文獻都沒有一致的結論，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據實證分析，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防性儲蓄的關系。他們均發現，提高社會保障水平可以顯著減少預防性儲蓄，進而降低儲蓄率。

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

戴維斯（1995）利用生命周期理論研究養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，養老保險制度并不會使個人儲蓄減少。第一，由于養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，如果從當前消費轉向未來消費的稅收方面有優惠政策，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、智利和新加坡的養老金后，并沒有發現養老基金對個人儲蓄有規律性影響。因此，他認為，基金制養老金計劃對個人儲蓄的影響要依各個國家經濟的具體情況而定。

在《宏觀經濟學》（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老保險對儲蓄和資本積累的影響。他們得出以下結論：在完全基金制下，社會養老保險對儲蓄沒有影響；在現收現付制條件下，社會養老保險貢獻會使私人儲蓄減少。

zhang(1995)分析養老保險對經濟增長的影響時，認為非基金制條件下的社會養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濟增長。但他指出，社會養老保險對儲蓄沒有影響。

ehrlich和zhong（1998）用多國數據檢測養老金/gdp這一比率與出生率、儲蓄和經濟增長的關系。他們發現，社會養老保險對出生率、儲蓄和經濟增長有顯著負的影響。

alessandrocigno、lucacasolaro和furioc.rosati（2000）通過建立var模型，用德國數據估計社會養老保險對儲蓄和出生率的影響。他們發現，社會養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)基于家庭網絡原理，認為社會養老保險可以增加總儲蓄。

中國國內關于研究社會養老保險對儲蓄影響的文獻還不是很多。朱青（2002）對養老金計劃實行部分積累制的模式進行了經濟分析，并研究養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率的提高，現收現付制將出現養老金需求增加和供給不足的兩難困境。同時，現收現付制將對家庭儲蓄產生負面影響”。劉俊霞（2003）認為在需求不足的條件下，實行現收現付制的養老保險制度，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，總表現為社會儲蓄的減少，只有在現收現付制的傳統體制下，才不會對儲蓄產生太大的影響。

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”。根據這一理論假設，杜森貝利的相對收入假設消費函數可近似地簡化為下式：

（3.1）

在該模型中考慮養老保險的影響，本文使用養老保險覆蓋率指標，養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表示養老保險覆蓋率。Xl4&il73Yp*x4B''''D0l[本資料來源于貴州學習網經濟管理保險學]Xl4&il73Yp*x4B''''D0l

四、實證分析

（一）、數據來源。

由于養老保險的相關數據只能收集到1989年到2003年，時間序列數據不足。通過近幾年的《中國統計年鑒》、《中國勞動和社會保障年鑒》的相關資料進行整理，可以得到1994~2006年各地區的城鎮居民人均實際可支配收入、人均實際消費支出數據、城鎮就業人數及參保職工人數。本文定義養老保險覆蓋率為參保職工人數與城鎮就業人數的比值。

（二）、模型設計

根據理論分析，建立模型如下：

（4.1）

其中，、分別表示城鎮居民的人均實際消費支出、人均實際可支配收入（以各地區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（除外），t表示年份；表示養老保險覆蓋率。

（三）、模型估計

對于模型4.1，涉及到固定與隨機效應的選擇問題。考慮到各個省或自治區在政策實施、經濟進展、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，故選擇固定效應模型。對模型4.1用eviews5.0估計結果見表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年樣本數據的擬和結果

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

調整后的達到0.9945；參數都顯著不為零。可見，養老保險的實施對人們的消費行為起到促進作用，養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。為了檢驗模型的合理性，本文從以下兩個角度進行檢驗：1殘差的平穩性；2模型階段性的適應性。

（四）模型合理性檢驗

1、殘差平穩性檢驗

最早使用面板數據進行單位根檢驗的是bhargava等（bhargavaetal,1982）。他們利用修正的dw統計量提出了一種可以檢驗固定效應動態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法也是對面板數據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）發現ips法對限定性趨勢的設定極為敏感。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后，建立了面板數據單位根檢驗的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。表示自相關系數。假定獨立同分布。如果，，則認為是平穩的；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。

用eviews5.0檢驗模型殘差水平數據單位根存在情況，在檢驗時選取具有固定效應的面板數據模型，結果見表4-2，可見殘差是平穩的。

表4-2：殘差平穩性檢驗結果

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、模型的階段性適應性檢驗

考慮面板數據模型對數據比較敏感，考慮到合理的模型對樣本內的階段性數據也應該有一定的適應性。由于在2000年，國務院出臺了《關于完善城鎮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，確定了進一步調整和完善我國養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為樣本擬和模型結果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年樣本數據的擬和結果

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年樣本數據的擬和結果

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性，但也從看出一些問題：養老保險覆蓋范圍的擴大對消費的促進作用逐漸降低。

五、小結和意見

通過面板數據實證分析，認為養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老保險覆蓋范圍依然不能達到應保盡保，見表5-1，這使得養老儲蓄依然是很重要的儲蓄動機；另外，養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期的不確定性。因而，作建議如下：

一方面，在“社會統籌”向“統賬結合”的過渡階段，政府應加大投資，包括對養老金支付的補貼和對個人繳納養老費的補貼。確保“統賬結合”政策實施前參加養老保險且已經離退休人員養老金按時發放，確保政策實施后的個人賬戶資金不被挪用。

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

表5-1：中國歷年城鎮在職職工養老保險覆蓋率

時間城鎮就業人數（萬人）參保在職職工人數（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：城鎮就業人數、參保在職職工人數數據來源《中國統計年鑒2007》，中國統計出版社，2007年

表5-2：養老金“空賬”金額

時間1997199819992000200320052006

篇3

一、引言

隨著我國人口老齡化的加劇，養老金模式下的最優社會統籌替代率和個人養老金替代率等指標發生明顯的變化。為了解決傳統現收現付養老金制度所遇到的籌集和給付兩難處境，我國推行社會統籌和個人賬戶相結合的政策。養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。我國養老保險收支近年來持續穩定，使養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聯，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濟承受能力，居民消費和儲蓄預期也相應發生變化，適當調節養老金替代率將有利于保證國民經濟的活力，更好地達成養老保險體制的社會保障功效。

根據Modigliani和Brumberg（1954）提出的生命周期理論，消費者為了實現消費效用最大化的目標，將在每個時點做出最優的消費和儲蓄決策，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期收入。然而，隨著我國人口結構老齡化的加劇和養老金替代率的降低，傳統的生命周期理論難以解釋城鎮居民消費率持續上升的趨勢。另外，社會統籌養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。在實行社會統籌和個人賬戶相結合的積累式養老金政策的背景下，養老金替代率將直接影響人們的消費預期，進而對居民消費和儲蓄行為造成影響。

二、理論模型假設前提

生命周期假說又稱消費與儲蓄的生命周期假說，是由美國經濟學家 Modigliani和R?R. Brumberg（1954）共同提出來的。據F?Modigliani和R?Brumberg在《效用分析與消費函數―對橫斷面資料的一個解釋》一文中的論述，他們依據微觀經濟學中的消費者行為理論，從對個人消費行為的研究出發，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效用最大化。這樣，理性的消費者將根據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，我們結合Diamond（1965）關于世代交替的觀點提出另一條假設，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、“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期時，更傾向于將財富部分地贈予后代，即財富的代際轉移。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.平穩性檢驗

采用單位根檢驗方法對樣本進行單位根檢驗，可發現居民消費率、老年人口撫養比和養老金替代率這些變量的數據均為一階單整，因此，可進行Jorhansen協整檢驗。

綜合檢驗結果，我們確定最優滯后階數為2階，進行Jorhansen協整檢驗后，由軌跡統計量和最大特征值統計量均可得到在5%顯著性水平下存在協整關系的結論。

2.脈沖響應和方差分解結論

2.1居民消費慣性

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

2.2養老金水平

一方面，養老金替代率的提高將會提升社會統籌養老金水平，在擠壓老年人口儲蓄的同時降低社會的資本勞動比率，既降低了人均產出，又降低了產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籌養老金水平，在人口老齡化背景下，居民消費意識的提高和消費結構的變化保證了城鎮居民消費水平的持續提升。

四、基本結論及政策建議

篇4

[關鍵詞]擴大內需　農村消費　新農村養老保險　合理投資

一　研究背景

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

減少農民養老等方面的后顧之憂是提升農村消費需求的關鍵所在。健全的養老保險制度體系，會對增加消費產生積極的影響。首先，養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，健全的養老保險制度將改善人們對未來生活的預期，增強抵御風險的信心。因此，農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構的改善，從而通過增加農村消費拉動其內需。

二　新農村養老保險制度的優越性

到20世紀90年代末期，中國與發達國家相比，提前進入老齡化社會。據相關的統計資料顯示，在2009年底，中國60歲以上的人口已達到1.6714億，占人口總數的12.5％。中國是個農業大國，農村人口占全國總人口的75％，我國是農業大國，我國農村人口基數大，占全國人口的56％，農村老年人口占全國老年人口的65.82％。農村養老保險問題解決的好壞直接關系到農民的現在或將來的切身利益，農民是我國最大的社會階層和保障群體，妥善解決好農村居民的養老問題對于維護社會穩定和經濟發展有著重要的意義。

新型農村養老保險相比于舊的農村養老保險，對保險資金的籌資結構進行了創新。過去的農村養老保險主要都是農民自己繳費，實際上是自我儲蓄的模式。而新型農村養老保險是個人繳費、集體補助和政府補貼相結合，是三個籌資渠道。新型農村養老保險中個人繳費標準目前設為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取條件的參保人全額支付新農保基礎養老金，其中中央財政對中西部地區按中央確定的基礎養老金標準給予全額補助，對東部地區給予50％的補助。地方政府應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老保險費。新農保實行個人繳費、集體補助、政府補貼相結合的籌資辦法，地方財政對農民繳費實行補貼，這是實現“廣覆蓋”的必要方式。

三　新農村養老保險制度對促進農村消費.拉動農村內需的積極作用

首先，新農村養老保險促進了農村生產技術水平的提高。根據大數法則，個人與家庭的不確定風險分散于全社會，降低了個體風險，完成對以家庭和土地為養老保障的傳統模式經濟功能上的替代。通過農村養老模式的替代，促進農村土地的規模化利用，變粗放式的增長模式為集約型的增長模式。有利于推廣適合農民操作的農業技術和提高先進設備的利用率，促進產業升級，提高產能，實現農民增收，為擴大內需提供根本的物質保障。其次，新農村養老保險促進了農村城鎮化進程，實現農民向市民身份的轉變。農民收入不高，最根本的原因是城鄉二元經濟結構，城市化嚴重滯后于工業化。農村養老保險制度的構建，將為農民解除后顧之憂，把農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業向第二、三產業轉移，增加收入促進有效需求增加，買現擴大內需。

篇5

關鍵詞：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、社會經濟進步間都有密切聯系。沈陽市老年人群體比例持續增加，已經進入老齡化時代，本文通過對1050名老年人調查問卷，深入了解其體育消費情況，并分析影響體育消費的因素，希望為體育產業發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、傳統消費觀念有關，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支付能力有關，消費的內容包括多個方面，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展空間。

3.消費動機情況

消費動機指的是老年人發生體育消費的心理原因，表現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，這既是體育功能的體現，也是老年人體育消費產生的動機。

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

消費水平是經濟基礎水平決定的，根據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。在經濟收入水平較低時，體育消費并不會產生，在本組調查研究中，許多老年人收入來源有限，經濟水平較低，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，經濟收入水平是老年人體育消費影響的主要因素[2]。

2.產品價格

體育產品價格影響著人們對其購買能力，在市場經濟環境中，價格機制影響著供給和需求，對于體育產品來說，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，體育產品價格與需求間關系是反比，價格越高的體育產品，其市場需求就會相對較低；反之，價格降低后，體育產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；再從體育產品購買情況上來看，100-500元范圍內產品是最容易被老年人群體所接受的，超過500元的產品銷售量遠遠低于100-500元價格區間。由此可見，體育產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

研究發現，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.消費預期

消費預期指的是消費者在經濟決策時對相關影響因素的預測，比如市場物價、經濟形勢等，對于體育消費來說，消費預期影響的主要因素主要為對經濟發展形勢的預期和對體育產品價格、質量的預期。比如消費者預期物價升高時，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，在本組調查中，以此種假設作為條件，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%。對于產品質量和價格的預期，若是預期質量與價格相符，即性價比能達到人們期望，人們就有意愿去消費，反之，預期價格與質量不符，或者價值未達到預期，消費者的消費意愿就會受到影響，市場需求會相應降低，所以，消費預期也會對老年人w育消費產生一定影響。

三、結語

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注的重點內容，圍繞著老年人健康產生的行業越來越多，在市場經濟中占據著較大比例。體育鍛煉是增強老年人體質、保障老年人健康的有效途徑，為提升體育鍛煉質量，需要各種體育產品，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，對于相關企業和老年人本身都是有利的，能夠實現經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濟因素分析[J].中國商貿，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符合條件的患者共52例，年齡在50歲以上(含50歲)。

1.2 復治繼發型肺結核痰菌陽性無其他系統嚴重疾病的患者。

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肌內注射隔日一次。

2 療效標準

以《全國肺結核防治工作手冊》、《結核病細菌檢驗規程》進行觀測，經連續2個月痰菌陰性且不在復陽，為轉陰標準。

3 結果

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

表1

痰菌陰轉情況分析表

組別例數用藥2個月陰轉人數陰轉率(%)

A組282H3R3Z3E3S3加結核丸2175％

B組242H3R3Z3E3S31145.8％

4 討論

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

老年肺結核患者因生理機能低下，機體耐受性差，一般化

篇7

目的 探討左氧氟沙星聯合痰熱清注射液治療老年肺炎的臨床效果。方法 選擇我院2008年1月～2009年10月住院治療的老年性肺炎104例隨機分成兩組，治療組52例，靜脈滴注鹽酸左氧氟沙星和痰熱清；對照組52例，單用鹽酸左氧氟沙星靜脈滴注，用藥后觀察患者癥狀、體征變化及藥物不良反應情況 。結果 治療組完全緩解占76.92%，總有效率為94.23％；對照組完全緩解占53.85%，總有效率為73.08％。兩組痊愈率及總有效率比較有統計學差異，治療組痊愈率及總有效率均優于對照組。結論 左氧氟沙星聯合痰熱清注射液治療老年性肺炎具有安全、有效等特點，值得臨床進一步推廣使用。

【關鍵詞】 左氧氟沙星；痰熱清；老年性肺炎

Abstract Objective To discuss the curative effect of the combined treatment of levofloxacin and Tanreqing injection on senile pneumonia. Methods 104 hospitalized cases with senile pneumonia from January， 2008 to October， 2009 were randomly pided into 2 groups: treatment group and control group， 52 cases in each; intravenous dripping of levofloxacin and Tanreqing injection was performed in treatment group while intravenous dripping of levofloxacin only in control group， and then， the symptom improvement， the changes of physical signs and the side effect of drugs in patients of both groups were observed. Results Complete relief of treatment group reached 76.92% and its total effective rate was 94.23%; complete relief of control group was 53.85% and its total effective rate was 73.08%; the comparison of recovery rate and total effective rate between the 2 groups was of statistical difference， the recovery rate and total effective rate of treatment group were superior to those of control group. Conclusions The combined treatment of levofloxacin and Tanreqing injection is safe and effective for senile pneumonia and it is worthy of promotion in clinic.

KEYWORDS levofloxacin Tanreqing injection

senile pneumonia

肺炎是老年人常見疾病之一，臨床癥狀常不典型，往往易被漏診或誤診，病死率很高。老年人免疫功能減退，對致病菌的防御功能大大減弱，細菌可在肺內立足、生長、繁殖發生感染，多數病變發展迅速，可導致難治的嚴重肺炎。因此選擇有效、安全的藥物來控制感染顯得尤為重要。2008年1月～2009年10月，我們對收住的老年性肺炎患者52例，采用左氧氟沙星聯合痰熱清注射液靜脈滴注治療，取得較好療效，報告如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

104例觀察病例全部來自我院住院患者，均符合老年性肺炎診斷標準［1］:患者肺部X線檢查有新的炎癥浸潤表現（片狀、斑片狀浸潤性陰影或間質性改變），并符合以下2項或2項以上者：發熱（口腔體溫＞37.5℃，或直腸體溫＞38℃）；咳嗽、胸痛、黃膿痰；聽診肺部有濕性啰音；白細胞計數＞10×109/或中性粒細胞比例＞0.75，隨機分成兩組，治療組52例，男性30例，女性22例；年齡60～90歲，平均年齡(78.52±9.21)歲，對照組52例，男性28例，女性24例；年齡63～82歲，平均年齡(75.82±9.35)歲。兩組性別、年齡差異無統計學意義(P＞0.05)，具有可比性。

1.2 治療方法

治療組：鹽酸左氧氟沙星注射液（江蘇揚子江藥業），0.2 g／次，加入0.9%氯化鈉注射液200ml中，靜滴，bid；痰熱清注射液（上海凱寶藥業有限公司生產）20ml 加入0.9%氯化鈉注射液500ml中，靜滴，qd，滴速控制在45～60滴／min，療程7～14 d。對照組：單用鹽酸左氧氟沙星注射液，劑量、療程同治療組一樣。治療期間兩組病例均加用止咳化痰藥物對癥治療。

1.3 觀察內容

用藥后觀察患者癥狀、體征變化及藥物不良反應情況，所有患者在治療前均作血、尿常規，肝、腎功能，胸透X線檢查，療程結束后再做以上檢查，觀察療效。

1.4 療效判定

顯效：臨床癥狀消失，聽診啰音消失，X線胸片炎癥基本吸收。好轉：臨床癥狀減輕，聽診啰音較前明顯減少，X線胸片炎癥明顯吸收。無效：臨床癥狀無好轉，胸部X線檢查及肺部聽診均無改善。

1.5 統計學處理

兩組間均數比較采用t檢驗，率比較采用χ2檢驗。

2 結 果

2.1 臨床療效

治療組總有效率94.23%，對照組總有效率73.02%，治療組臨床療效優于對照組，見表1。表1 兩組老年性肺炎臨床療效分析［n（略）］

2.2 兩組間體溫、肺部啰音及胸片改變比較

治療組好于對照組，見表2。表2 兩組患者臨床癥狀改變比較(略)注：與對照組比較，*P＜0.05，**P＜0.01

2.3 不良反應

治療過程中對照組發生2例不良反應，發生率為3.85%，表現為輕微惡心、上腹部不適。治療組發生不良反應1例，表現為皮疹，發生率為1.92%，上述不良反應均表現輕微，不影響繼續用藥，停藥后消失。

3 討 論

肺炎是老年人群中最常見和最重要的感染性疾病，由于人口老齡化和高齡化的迅速進展，及細菌對抗生素耐藥性的不斷增加，本病的發病率和病死率至今仍居高不下，而且經常參與其他危重疾患晚期患者的終末結局［2］。而老年性肺炎絕大多數是由細菌感染引起的，其病原菌的分布與兒童和青年人不同，且受生活環境和機體狀態的影響，因此，合理選用有效的抗感染藥物是治療老年性肺炎的關鍵。

鹽酸左氧氟沙星是新一代光學活性喹諾酮類抗菌劑，它對于包括厭養菌在內的革蘭陽性菌和革蘭陰性菌具有廣譜的抗菌作用，具有抗菌譜廣、組織穿透能力強、生物利用度高、作用時間長、不良反應少等優點。體內實驗證明，其痰藥濃度為血藥濃度的85％～95％，在呼吸道靶部位的濃度遠遠超過呼吸道常見致病菌的最低抑菌濃度［3］。其主要作用機理為阻礙DNA回旋酶活性，從而阻斷DNA復制而產生快速殺菌作用。對金黃色葡萄球菌、表皮葡萄球菌有效，對腸桿菌科、不動桿菌屬、銅綠假單胞菌、肺炎克雷伯菌均敏感［4］ 。

痰熱清注射液由黃芩、熊膽粉、山羊角、金銀花和連翹組成。金銀花和連翹有廣譜抑菌作用，對肺炎球菌、金黃色葡萄球菌、乙型溶血鏈球菌、流感嗜血桿菌等有明顯抑制作用。藥理研究表明痰熱清注射液中的黃芩有效成分為黃芩苷，具有清熱解毒、抑菌抗炎、清除自由基的作用，可顯著提高血清中的溶菌酶含量，并有良好的增強免疫功能的功效，可有效提高機體對抗菌藥物的反應性；該藥還有降低毛細血管的通透性、松弛平滑肌作用。所以痰熱清注射液具有抑菌、解熱、抗驚、鎮咳祛痰、改善免疫功能的作用，是老年性肺炎治療的理想藥物［5-6］。

本實驗資料結果顯示，采用左氧氟沙星及痰熱清注射液聯合治療老年性肺部感染取得較好的效果，癥狀體征消失較快，總有效率（94.23%）優于對照組，臨床可推廣，尤其在基層醫院缺乏痰培養和藥物敏感試驗的情況下，該療法更值得推廣。

參考文獻

［1］陳灝珠.實用內科學［M］. 第11版.北京:人民衛生出版社， 2001: 1566.

［2］于普林.老年醫學［M］.北京:人民衛生出版社，2002:171．

［3］張守堂，宋廣群，李 榮. 氟喹諾酮類藥物抗生素后效應與合理應用［J］.藥學實踐雜志， 2008，(06):453-454.

［4］張德忠.左氧氟沙星對革蘭陰性桿菌及產酶株的藥敏監測［J］.中華醫院感染學雜志，2002，12(4):308-309．

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病率高切多發的疾病。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例患者病例經臨床檢查均符老年肺氣腫診斷標準，經影像學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合呼吸功能訓練治療，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。經統計學檢驗，兩組患者的性別構成和年齡結構無明顯差異，具有統計學意義（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機械進行通氣。對于病情較為嚴重的患者采用無創通氣吸氧治療。

研究組患者采用吸氧治療和呼吸功能訓練。對患者病情較輕的患者采用創機械進行通氣。對于病情較為嚴重的患者采用無創通氣吸氧治療。與此同時加以適量的呼吸功能的訓練，患者在醫生的指導下進行[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 數據處理

使用統計學軟件SPSS15.0對數據加以統計及分析，計量資料與計數資料分別采用t檢驗與卡方檢驗，對照組與研究組之間的差異以P

2 結果

2.1 兩組患者治療效果對比

據統計，研究組的44例患者接受拜吸氧聯合呼吸功能訓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、呼吸頻率對比發現，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

據相關數據統計發現，老年肺氣腫疾病已經成為臨床醫學中最常見并且發病率極高的疾病[3]。在患者患病期間，如果不及時的給予患者有效的治療，患者很可能出現多種并發癥，其中主要的并發癥有呼吸困難，胸悶等癥狀。患者出現胸悶后，病情較輕的患者不會有嚴重的反應，單是如果患者的病情較重，就會感覺到嚴重的不適，甚至會引發呼吸困難，這樣一來，患者體內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。經過兩組患者的對比，發現在經吸氧聯合呼吸功能訓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于對照組的患者（P

因此，筆者認為吸氧聯合呼吸功能訓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，也使患者的生活質量有所提高，為部分肺大泡病人手術治療提供了保障在臨床醫學中具有十分重要的意義，值得推廣。

參考文獻：

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篇9

【關鍵詞】養老院；投資風險；控制。

園林式養老院投資就是向園林式養老院的開發、經營、管理和服務等方面投入大量的資金，達到資金收益以及服務社會的目的。園林式養老院的投資屬于房地產與商業經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、園林式養老院投資風險的主要特征。

（1）園林式養老院的投資短期風險高。園林式養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，很難對短期內的市場需求做出調整，特別是在我國人口老齡化程度不斷升高的今天，對于園林式養老院的長期投資一定會取得不錯收益。（2）地價對園林式養老院投資的影響。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濟政策的影響。

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

其次，我國城市地價以及養老需求具有集聚分布的特點。

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

（3）園林式養老院的投資風險具有多樣性。

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

宏觀經濟政策、微觀消費模式、人口的不斷增長、養老需求的多元化發展等，都會影響到養老院行業的發展。

通常，園林式養老院投資風險涉及消費風險、還貸風險等。

一是消費風險。

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

二是還貸風險。

園林式養老院的資金投資量較大，可能會產生相應的借款或貸款等，因此，投資變現對于投資者來說也就十分必要了。園林式養老院投資的變現能力差的主要原因是：第一，開發周期長，不可能在開發過程中就讓老人們入住收益。第二，園林式養老院竣工后，市場宣傳，得到人們普遍認可等也會是一個長期的過程。

二、園林式養老院投資風險的控制方式。

（1）選擇最佳投資區位。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。在分析園林式養老院的消費需求時，要將兩種需求都要予以考慮。園林式養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，選擇能滿足投資收益的最佳投資區位，這樣就可以大大降低投資風險。區位選擇有宏觀和微觀之分：宏觀區位選擇是指選取具體的地區、城市；微觀區位選擇是指選取具體的街區、地點。首先，宏觀區位的選擇。宏觀區位的選擇要全面調研地區的社會經濟條件和需求情況。而一個城市的對于園林式養老院的需求如何，主要有兩個約束條件，一是城市的經濟發展和人口老齡化程度情況；二是當地養老院行業的發展情況，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，微觀區位的選擇。選擇城市內的具體投資區位，對園林式養老院投資項目的確定具有更加現實的意義。微觀區位的選擇應本著一個基本原則：一是要選擇地價相對經濟，地皮面積較大適合園林建設，但又不能離市區過去偏遠。

（2）投資組合策略。

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

參 考 文 獻。

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

篇10

關鍵詞：（中）關鍵詞人口老齡化；擴展索洛模型；合理養老水平系數

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，暨南大學經濟學院碩士研究生。研究方向：人口統計、抽樣調查。

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，養老保障體系面臨著巨大挑戰。如何確定不同老齡化率下合適的養老金支出，既能促進國民經濟的快速發展，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老金占工資收入總額的比重作為養老保障的考核依據[1]。姜向群通過計算養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的影響，并提出了改革養老金制度的建議[2]。李敏用養老金支出與國內生產總值的比重來研究合理的養老金支出，雖然采用了柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生產函數，但并沒有在生產函數中加入年齡結構[3]。

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

一級標題二、合理養老水平系數的推導與分析

二級標題1擴展索洛模型的建立

索洛模型是研究經濟增長理論的起點，主要關注四個變量，即總產出Y，資本K，勞動L，以及“知識”或“勞動的有效性”A。假定勞動的規模報酬不變，它的生產函數采取如下的形式：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僅僅指實際參與經濟活動的勞動力數量。擴展后的索洛模型形式采用柯布-道格拉斯生產函數形式：

其中：N代表總人口，α是65歲及以上人口（老齡人口）占總人口的比重，即人口老齡化率。β表示0～14歲少兒人口占總人口的比重，稱為少兒比。1-α-β則表示15～64歲的勞動年齡人口占總人口的比重。γ表示勞動參與率，所以實際參與經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老收入與全體國民人均收入水平之比，稱為合理養老水平系數，即在給定老齡化率情況下老年人養老金收入占國內生產總值的比重。

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

經濟產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濟影響分析

為了觀察人口老齡化因素對經濟產出的影響，下面推導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：單位有效勞動的產出f（k）=YAL，未加入年齡結構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。人口老齡化對經濟的影響效應可以從正效應和負效應進行分析。

（中）圖題圖1實際投資與持平投資線

對經濟增長的正效應主要體現在以下兩個方面：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，使得為了保持現有資本水平的持平投資減少，穩態資本水平k增大，對經濟增長產生正效應。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對經濟增長的負效應包括以下三個方面：第一，由于經濟產出中，單位有效勞動產出f（k）中有αθf（k）的產出分配給老年人用于消費，導致實際投資減少，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態資本水平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，加深了對經濟增長的負效應。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合理養老水平系數的推導

其中：表示人均國民收入，Yα是分配給老年人用于養老支出的部分，Yβ是經濟總產出中分配給撫養少兒人口的部分，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是人均養老收入水平，β是撫養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，可以推導出老年人的合理養老水平系數模型：

合理養老水平系數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與合理養老水平系數θ呈負相關，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憂，存錢養老，存錢防病。老齡化率α和少兒比β都與θ呈正相關，老齡化率越高，合理養老水平系數越大，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合理養老水平系數的計算與比較

學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給出了兩個假設：一是少年人口和老年人口的消費水平系數都為勞動年齡人口的07。二是少年人口的消費水平系數為勞動年齡人口的06，老年人口的消費水平系數為勞動年齡人口的08[7]。王金營對中國1978～2003年加入年齡結構的消費時間序列數據進行回歸和檢驗，發現這兩個假設都通過了檢驗，但是少年人口和老年人口的消費水平系數都為07時，模型的擬合優度和檢驗效果更好，更加符合中國的消費規律[8]。

本文對中國1985～2010年的消費時序數據進行檢驗，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，考慮消費習慣的標準消費水平函數與人均收入（用人均GDP表示）和前一期的消費sct-1有關。模型如下：

注：中國的老齡化率和少兒比數據來自《中國統計年鑒》，儲蓄率和其他國家的全部數據根據世界銀行數據庫計算。

個階段：1990～2000年和2001～2010年。第一個階段，合理養老水平系數總體上呈現穩定，沒有很大的波動。第二個階段，中國進入老齡化社會后，合理養老水平系數不斷下降，在最近幾年逐漸趨于平穩。2000年的合理養老水平系數為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），因為合理養老水平系數θ的降低，實際投資變大，使經濟產生正效應，但這個正效應是建立在犧牲老年人利益的基礎上的。

與其他四國相比，我國的合理養老水平系數較低，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年的合理養老水平系數跟中國相差不多，中國為0524，日本為0552，最近20年，日本和其他國家的合理養老水平系數在不斷地提高或保持穩定，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中國實際養老水平系數測算

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

中國目前的養老金支出總額在國內生產總值的比重。本文參考穆懷中的社會保障模型和姜向群的養老金繳費率模型[9～10]，結合推導出的合理養老水平系數，構建了中國實際養老水平系數。從擴展索洛模型中推導的養老水平系數在實際經濟生活中主要由養老金支付水平系數和老齡化率的比值來表示，文中所用的養老金支出采用的是城鎮居民養老金支出，統計年鑒中農村養老金支出從2010年才開始有數據，且只有2004億元，相對于城鎮養老金支出的105549億元，影響不大。

實際養老水平系數=1α×養老金支出總額國內生產總值=1α×養老金支付系數

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

根據實際養老水平系數公式計算的詳細結果見表3。圖2反映了20年來中國實際養老水平系數

和合理養老水平系數的變化情況，中國的實際養老水平系數在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老水平系數在逐步提高，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年實際養老水平系數為0296，與2000年相比，下降了3%。老齡化率的增加會使實際養老水平系數產生負向作用，養老金支出的增加會提高實際養老水平，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老金支出水平。

從表3可知，合理養老水平系數和實際養老水平系數兩者的差距在不斷減小。中國的實際養老水平系數在進入老齡化社會前一直穩步上升，但最近十年總體呈下降趨勢；合理養老水平系數在最近十年也是趨于下降的，下降速度要快于實際養老水平系數，因此，兩者的差距在減小。從表2可知，根據世界銀行數據庫計算的全球合理養老水平系數平均值的歷年數據在066左右，因此，我國的實際養老水平系數也應該把066作為發展目標。

（中）圖題圖21990～2010年中國合理養老水平系數和實際養老水平系數

過高的養老水平會給國家帶來沉重的財政負擔，同時經濟總產出中分配給老年人過多，會減少資本積累，從而影響經濟總產出的進一步擴大。過低的養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濟負擔。社會保障制度應該確立合適的養老金標準，既能滿足老年人的生活需要，又不影響社會經濟的發展。

三級標題（2）中國實際養老水平系數的影響因素分解研究。

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

養老金支付系數=養老金支出總額國內生產總值=養老金支出總額職工工資總額×職工工資總額國內生產總值

=平均養老金職工平均工資×離退休人數職工人數×職工工資總額國內生產總值

進入老齡化十年后，中國的養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老金制度的考驗。平均養老金和職工人數指標根據表4中數據計算，運用多因素指數分析中的連鎖替代法計算得：

平均養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，同時也反映了養老金支出的增長低于職工工資增長的事實。隨著中國經濟的發展，職工工資的增長，物價水平被不斷抬高，而老年人的養老金增長速度要慢于職工工資，這將影響老年人的生活質量，對老年人的生活造成很大的影響。因此，要適當提高養老金的增長幅度，保障老年人的生活水平。

離退休人數與職工人數的比例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老金要負擔一個退休人員的養老金支出，隨著老齡化的加深，這對養老金制度帶來了巨大的挑戰。根據世界銀行的預測，2050年中國的老齡化率將達到2468%世界銀行數據庫 http：//dataworldbankorgcn/indicator/SPPOP1564TOZS，老年人口將近1/4，離退休人數也將快速增加，而隨著少兒人口的減少，到時在職職工人數將快速減少，卻要負擔更多的退休人員的養老金支出，養老金支出會出現巨大負擔，也更容易產生養老金缺口。

職工工資總額與國內生產總值的比值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生產總值的增長步調一致。綜上所述，影響養老金支付水平的主要因素為X1 和X2，隨著離退休人數的快速增加，養老金的支出會更多，未來將給我國的社會保障工作帶來嚴峻的挑戰，政府部門要提前做好規劃部署。

二級標題3未來中國合理養老水平系數預測與比較

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的預測數據來源于世界銀行。儲蓄率數據作以下處理：①其他國家的儲蓄率最近十年基本趨于穩定，因此，儲蓄率的預測數據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。根據中國科學院中國現代化研究中心的《中國現代化報告2010：世界現代化概覽》，預測中國可能在2040年左右達到中等發達國家水平新華網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，并在預測期最后十年保持穩定，預測結果見表6。

未來40年，隨著中國經濟的發展，人們生活水平的提高，社會保障制度的不斷完善，我國的合理養老水平系數逐步提高。從表6可以看出，我國在2040年進入中等發達國家行列時合理養老水平系數是0635，跟養老水平最高的美國有0077的差距，與最低的瑞典有0012的差距，跟發達國家的差距逐步縮小。到達2050時，中國的合理養老水平系數將達到0641，與發達國家的差距進一步縮小。中國跟美國和法國合理養老水平系數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，產生差距的原因在于中國的人口結構。我國未來人口結構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，我國的合理養老水平系數要低于其他國家的水平。

一級標題四、結論與建議

本文將實際養老水平系數與合理養老水平系數進行了比較，發現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老水平在不斷提高，養老金支出占國內生產總值的比重在增加；另一個是因為我國的合理養老水平在不斷降低，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。

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

二是要大力優化人口年齡結構，提高人口綜合素質。如果未來不調整人口生育政策，根據世界銀行的預測數據，到2050年時，我國將會出現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，對國家發展影響重大。因此，可以適當調整人口政策，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，應增加資源提高教育水平，提高人口的素質。

三是要合理利用老年資源，發展老年經濟。我國目前的退休年齡比發達國家早，到2050年占中國總人口近1/4的老年人賦閑，隨著平均預期壽命的提高，老年人在達到退休年齡時還身強體健，老年人的經驗閱歷將是巨大的財富。合理利用老年人的經驗技術，為年輕人提供指導培訓，為企業經濟、社會事業發展獻謀獻策。此外，隨著老年人口的快速增加，大力發展老年產業，不僅可以提高老年人的生活水平，同時也可以服務經濟。

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