消费养老范文

导语：如何才能写好一篇消费养老，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

2013年12月24日，上海家帝豪传销系列案在上海市黄浦区、虹口区、宝山区、闸北区4家人民法院同时宣判。该案是上海有史以来涉案人数最多、涉案金额最大的传销系列案，共计案件51起，涉及一家被告单位、79名被告人。

当天，黄浦区人民法院判决家帝豪公司犯组织、领导传销活动罪，判处罚金2000万元；判决家帝豪创始人曹某犯组织、领导传销活动罪，判处有期徒刑13年，并处罚金1000万元。

曾因搞传销被处罚

现年63岁的曹某在企业界并不是默默无名之辈，上世纪80年代先后创办了霞飞、奥丽斯等知名化妆品品牌。

2004年，曹某在上海注册成立了上海家帝美容保健用品有限公司，其间推出了超天美容宝口服液等产品。随后，这家公司几易其名，2007年更名为上海家帝电子商务有限公司，2010年6月又更名为上海家帝豪电子商务有限公司，曹某和其儿子分别占有公司90%和10%的股权。

自2007年起，曹某通过旗下一个名为我爱我买电子商务购物平台，以推销网站销售商品为名，要求参加者购买5000元或者1万元的商品套餐获得加盟资格，并按照推荐发展加盟的先后顺序组成上下线关系，直接或者间接以发展人员的数量作为返利依据，不断发展人员参与此活动。

2009年11月，上海市工商局卢湾分局认定家帝公司搞传销，对其罚款80万元，但这次被处罚并未让曹某停止编织传销“暴富神话”。2010年，曹某推出“消费养老”项目，以消费积分、消费养老计划、联盟商家、期权计划等概念来吸引人，先后以家帝公司和家帝豪公司名义继续在全国范围内发展商。实际上，这次的传销模式与2009年之前的基本相同。

披“消费养老”外衣

曹某声称的“消费养老”，就是参与者通过购买我爱我买网站上养生品或其他产品，获得“消费养老”积分，积分可兑换为现金，消费期满之后即可兑现。我爱我买网站上的《消费养老合同》显示，第一个消费期为10年，每年消费积分不少于2万分，根据网站产品标价，大约需要购买1000元左右的产品。

打着“消费养老”的幌子，曹某以上海家帝豪公司的名义在全国范围内发展商，按层级返利。参加者向家帝豪公司交纳1万元加盟费，即可成为三级商；三级商再发展5个新加盟者，即可升级为二级商；要想成为一级商，其名下至少要有400个三级商。

每一级商的返利标准不同。三级商介绍一个新加盟者，可获返利2000元，其上面的二级商获返利1000元，一级商获返利800元；二级商直接介绍一个新加盟者，则可获返利3000元，其上面一级商获返利800元；如果一级商直接介绍一个新加盟者，则可获得返利3800元。

通过“一级、一级半、两级、三级”的晋级制度，上海家帝豪公司在2010年至案发期间，共发展商64011人。

商违法获取暴利

家帝豪公司的收益实质上来源于加盟者交纳的费用，而非正常的商品经营利润，公司收取的资金10.9亿元并未用于所谓保值、增值的“消费养老”项目，而是大多用于曹某等高管的个人消费、分成及商的返利。

其中，4000余万元被转入曹某夫妻个人证券账户，4000余万元被曹某用于个人购房，700余万元被曹妻在案发后转入朋友账户，市场部经理项某获取分成2400余万元、市场部副经理方某获取分成700余万元，众多公司商个人也获取了从数万元到百余万元不等的返利。

据统计，在家帝豪公司系列传销案的近80名商中，发展会员人数达120人以上的就有55名，其中4人发展会员在1万人以上，最多的一人发展会员高达2.3万人。这些商绝大多数获取了高额违法所得，有6人个人违法所得在50万元以上，其中最多一人获利达170余万元。

初中文化的龚某知道家帝豪公司从事传销活动，也知道公司曾因此被处罚，但她觉得公司只是被行政处罚，后果不是很严重。像她这样的一级商，为了获得数量可观的返利而大量发展下线的不在少数。被暴利冲昏头脑的黄某，不仅丈夫是家帝豪公司的市场部副经理，自己也成了公司的一级商，还把女儿发展为公司的一级商。

如今，该公司账户内仅剩2.8亿元，仅为收入金额的1/4，已呈资金链断裂之势，一旦家帝豪公司众多底层商要求退出，公司运营将难以为继。

用“电子商务”包装公关

为了让“消费养老”项目获得更多人的信任，上海家帝豪公司在全国范围内采取包装和公关手段。

借着电子商务模式，以“探索养老模式”的名义，上海家帝豪公司曾在上海多家知名媒体大量刊发软文宣传；组织专家召开研讨会，以大量学者的“参与”来提升自己的影响力；通过组织公益行动或对慈善机构的捐赠，来宣传企业形象。

同济大学刑事法研究中心主任金泽刚指出，传销一般具有以下特征：“拉人头”、高额入门费、高价高奖励、虚假宣传等。他提醒消费者在购买商品或选择投资之前，要先判断商品价格是否符合常理，产品投资回报率和利润率是否正常。传销所谓的“高额回报”，常常只是海市蜃楼。

2013年11月，最高人民法院、最高人民检察院、公安部印发《关于办理组织领导传销活动刑事案件适用法律若干问题的意见》，进一步明确了传销组织层级人数的认定。以推销商品、提供服务等经营活动为名，要求参加者以交纳费用或者购买商品、服务等方式获得加入资格，并按照一定顺序组成层级，直接或者间接以发展人员的数量作为计酬或者返利依据，引诱、胁迫参加者继续发展他人参加，骗取财物，扰乱经济社会秩序的传销组织，其组织内部参与传销活动人员在30人以上且层级在三级以上的，应当对组织者、领导者追究刑事责任。

网络传销成打击重点

去年6月，国家工商总局、公安部联合举行打击传销通报会。国家工商总局相关负责人表示，针对传销活动出现的欺骗性更强、手段更隐蔽、发展速度更快等新特点，各地工商部门采取网络巡查与日常监管相结合、跨省市区域联合打击等5项措施严打传销。

上海市公安局经侦总队负责人表示，在以上海为代表的东部地区，以类电商平台的形式和第三方支付平台的手段来进行传销活动，已经成为突出的特点。传销活动在操作中需要一个标的物作为载体，类电商化的传销可使资金交易更简单。这名负责人直言，利用电商平台，传销组织不需要太多线下活动，膨胀速度极快，辐射范围较传统模式更广。

篇2

目前，中国的高储蓄现象已备受人们关注，很多学者认为中国目前养老保险制度不健全、养老保险覆盖面小是造成居民高储蓄的重要原因。他们大多认为，“扩大养老保险覆盖范围，解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄”。然而，我国从90年代中期实行“统账结合”的养老保险制度起，养老保险覆盖范围逐年扩大，截至2006年底，参保的在职职工已达到14130.9万人，是1990年参保人数的2.7倍；参保的离休、退休退职人数已达到4635.4万人，是1990年的近4.8倍，城镇居民储蓄率不但没有减少，反而却分别从1990年的15.3%、增加到2006年的26%。可见，近十几年养老保险覆盖范围不断扩大究竟能否降低居民储蓄率，还有待于深入研究。因而，评价中国养老保险制度实施对居民消费的影响，在理论和现实上都有着重要的意义。

下面，本文将利用我国各地区城镇居民1994~2006年的有关数据建立经济计量模型，就这一问题进行实证研究。

二、文献回顾

国外学术界关于分析养老保险对储蓄、消费影响的文献十分丰富。最早可以追溯到diamond（1965）在经济增长模型中引入社会保险，从此，多年来社会保险对储蓄和资本积累的影响就成为学术界争论不休的问题。

feldstein(1974)利用美国1930-40/1947-71样本数据估计包含养老保险指标的生命周期消费函数，通过实证，他认为社会养老保险可消减个人储蓄。然而barro(1974)指出，当存在代际转移时，社会养老保险对储蓄没有影响。较早的关于研究这些问题的文献都没有一致的结论，例如，feldstein（1982，1996）、barro和macdonald(1979)、leimer和lesnoy(1982)等都提出自己的观点。cigno和他的合作者（1992）年通过对多个国家的时间序列数据实证分析，认为在完全基金制的情况下，扩大社会保险覆盖范围对储蓄有显著正的影响。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会保障制度与预防性储蓄的关系。他们均发现，提高社会保障水平可以显著减少预防性储蓄，进而降低储蓄率。

近几年，研究社会养老保险对储蓄的影响，国外研究者考虑更多的因素，研究方法也多有创新。

戴维斯（1995）利用生命周期理论研究养老基金对个人生命周期储蓄的影响。他认为由于以下几个原因，养老保险制度并不会使个人储蓄减少。第一，由于养老承诺的非流动性和未来收益的不确定性，尤其是在通货膨胀压力下，个人储蓄不会随着养老金收益的增加而一对一地减少；第二，流动性约束的存在使个人自由借债的能力受限，那么，个人在年轻时就应该为年老的消费积累资金，这样，个人储蓄就不会因为强制储蓄而减少；第三，为了追求闲暇，职工可能希望提前退休，这会使他增加工作期的储蓄；第四，如果从当前消费转向未来消费的税收方面有优惠政策，也会为提高个人的总储蓄而提供激励。然而，戴维斯在分析12个oecd国家、智利和新加坡的养老金后，并没有发现养老基金对个人储蓄有规律性影响。因此，他认为，基金制养老金计划对个人储蓄的影响要依各个国家经济的具体情况而定。

在《宏观经济学》（1998）一书中，奥利维尔?琼?布兰查德和斯坦利?费希尔采用戴蒙德的代际交叠模型分析养老保险对储蓄和资本积累的影响。他们得出以下结论：在完全基金制下，社会养老保险对储蓄没有影响；在现收现付制条件下，社会养老保险贡献会使私人储蓄减少。

zhang(1995)分析养老保险对经济增长的影响时，认为非基金制条件下的社会养老保险可以通过降低出生率和增加人力资本投资来促进经济增长。但他指出，社会养老保险对储蓄没有影响。

ehrlich和zhong（1998）用多国数据检测养老金/gdp这一比率与出生率、储蓄和经济增长的关系。他们发现，社会养老保险对出生率、储蓄和经济增长有显著负的影响。

alessandrocigno、lucacasolaro和furioc.rosati（2000）通过建立var模型，用德国数据估计社会养老保险对储蓄和出生率的影响。他们发现，社会养老保险覆盖率对家庭储蓄有正的影响，但对出生率有负的影响。

cigno和werding(2003)基于家庭网络原理，认为社会养老保险可以增加总储蓄。

中国国内关于研究社会养老保险对储蓄影响的文献还不是很多。朱青（2002）对养老金计划实行部分积累制的模式进行了经济分析，并研究养老金计划对家庭储蓄率的影响。柳清瑞和穆怀中（2003）利用代际交叠模型分析养老保险对储蓄的影响，他认为，“伴随中国人口老龄化进程的加快和制度赡养率的提高，现收现付制将出现养老金需求增加和供给不足的两难困境。同时，现收现付制将对家庭储蓄产生负面影响”。刘俊霞（2003）认为在需求不足的条件下，实行现收现付制的养老保险制度，有利于提高边际消费倾向，从而有利于扩大消费需求。岳远斌（1997）认为养老保险基金的支付，无论从某一个年度，还是从整个生命周期考虑，总表现为社会储蓄的减少，只有在现收现付制的传统体制下，才不会对储蓄产生太大的影响。

三、理论模型

本文的实证分析采用了杜森贝利的相对收入假设消费理论。他认为，一方面，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，而且也受周围人的消费行为及收入与消费相互关系的影响，即消费具有“示范性”或“攀附性”;另一方面，消费者的消费支出不仅受自己目前收入的影响，而且也受自己过去收入和消费水平的影响，即消费又具有“不可逆性”。根据这一理论假设，杜森贝利的相对收入假设消费函数可近似地简化为下式：

（3.1）

在该模型中考虑养老保险的影响，本文使用养老保险覆盖率指标，养老保险的实施对人们消费行为的影响可能存在滞后性，故建立模型如下：

（3.2）

其中，c表示消费；y表示收入；fgl表示养老保险覆盖率。Xl4&il73Yp*x4B''''D0l[本资料来源于贵州学习网经济管理保险学]Xl4&il73Yp*x4B''''D0l

四、实证分析

（一）、数据来源。

由于养老保险的相关数据只能收集到1989年到2003年，时间序列数据不足。通过近几年的《中国统计年鉴》、《中国劳动和社会保障年鉴》的相关资料进行整理，可以得到1994~2006年各地区的城镇居民人均实际可支配收入、人均实际消费支出数据、城镇就业人数及参保职工人数。本文定义养老保险覆盖率为参保职工人数与城镇就业人数的比值。

（二）、模型设计

根据理论分析，建立模型如下：

（4.1）

其中，、分别表示城镇居民的人均实际消费支出、人均实际可支配收入（以各地区1993年的城市居民消费价格为100，从人均消费支出和人均可支配收入中剔除物价波动因素）；i表示省或自治区（除外），t表示年份；表示养老保险覆盖率。

（三）、模型估计

对于模型4.1，涉及到固定与随机效应的选择问题。考虑到各个省或自治区在政策实施、经济进展、及消费行为上有许多不同，本文旨在考虑各自的影响因素对居民消费支出的影响，故不把截面单元看成来自同一总体的一组样本，故选择固定效应模型。对模型4.1用eviews5.0估计结果见表4-1：

表4-1：模型（4.1）基于1994—2006年样本数据的拟和结果

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表示陕西；shxnxi表示山西

调整后的达到0.9945；参数都显著不为零。可见，养老保险的实施对人们的消费行为起到促进作用，养老保险覆盖率每增加一个百分点，两年后人均实际消费支出增加238元。为了检验模型的合理性，本文从以下两个角度进行检验：1残差的平稳性；2模型阶段性的适应性。

（四）模型合理性检验

1、残差平稳性检验

最早使用面板数据进行单位根检验的是bhargava等（bhargavaetal,1982）。他们利用修正的dw统计量提出了一种可以检验固定效应动态模型的残差是否为随机游走的方法。abuaf和jorion（1990）基于sur回归(seeminglyunrelatedregression)模型，采用gls估计方法提出了面板单位根检验方法——sur-df检验。levinandlin(1993)建立的llc法也是对面板数据进行单位根检验的早期版本。im、pesaran和shin在1997年建立了ips法，但breitung（1999）发现ips法对限定性趋势的设定极为敏感。maddalaandwu(1999)建立了mw法。2003年im、pesaran和shin在考虑异方差和残差自相关后，建立了面板数据单位根检验的w检验。为了避免单一方法可能存在的缺陷，本文选择用levin,lin和chu检验、im,pesaranandshinw-stat检验、adf-fisherchi-square检验和pp-fisherchi-square检验(maddalaandwu(1999)和choi(2001))。这些方法出发点很类似，都考虑paneldata如下的ar（1）处理过程：

（4.2）

表示外生变量，包括固定影响及各自的趋势。表示自相关系数。假定独立同分布。如果，，则认为是平稳的；如果，，则认为包含一个单位根。为了检测，通常对有两个假定：一是=对于所有的i，levin,lin和chu检验方法就包含这个假定；二是允许随i的不同而变化，im,pesaran和shin(2003),fisher-adf和fisher-pptests检验方法包含这个假设。

用eviews5.0检验模型残差水平数据单位根存在情况，在检验时选取具有固定效应的面板数据模型，结果见表4-2，可见残差是平稳的。

表4-2：残差平稳性检验结果

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、模型的阶段性适应性检验

考虑面板数据模型对数据比较敏感，考虑到合理的模型对样本内的阶段性数据也应该有一定的适应性。由于在2000年，国务院出台了《关于完善城镇社会保障体系的试点方案》，提出了进一步完善社会保障体系的基本原则、目标任务，确定了进一步调整和完善我国养老保险制度的主要政策，故以2000年为间断点，分别以1994~2000、2000~2006为样本拟和模型结果如下：

表4-3：模型（4.1）基于1994—2000年样本数据的拟和结果

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年样本数据的拟和结果

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

从表4-3、4-4可见模型有很好的适应性，但也从看出一些问题：养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。

五、小结和意见

通过面板数据实证分析，认为养老保险的实施解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄，但养老保险覆盖范围的扩大对消费的促进作用逐渐降低。这可能是由于目前的养老保险覆盖范围依然不能达到应保尽保，见表5-1，这使得养老储蓄依然是很重要的储蓄动机；另外，养老保险金空账问题日益严重造成的（见表5-2），也可能加剧了人们对未来预期的不确定性。因而，作建议如下：

一方面，在“社会统筹”向“统账结合”的过渡阶段，政府应加大投资，包括对养老金支付的补贴和对个人缴纳养老费的补贴。确保“统账结合”政策实施前参加养老保险且已经离退休人员养老金按时发放，确保政策实施后的个人账户资金不被挪用。

另一方面，进一步扩大养老保险覆盖范围，将养老保险覆盖面扩展到经济效益较好的私营、个体和外资企业。确保养老保险资金更多的来源渠道。

表5-1：中国历年城镇在职职工养老保险覆盖率

时间城镇就业人数（万人）参保在职职工人数（万人）覆盖率（%）

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：城镇就业人数、参保在职职工人数数据来源《中国统计年鉴2007》，中国统计出版社，2007年

表5-2：养老金“空账”金额

时间1997199819992000200320052006

篇3

一、引言

随着我国人口老龄化的加剧，养老金模式下的最优社会统筹替代率和个人养老金替代率等指标发生明显的变化。为了解决传统现收现付养老金制度所遇到的筹集和给付两难处境，我国推行社会统筹和个人账户相结合的政策。养老金替代率是职工退休期与工作期收入之比，是一项反映退休职工收入相对状况的指标。我国养老保险收支近年来持续稳定，使养老金替代率既反映了相对水平，即退休人口收入与工作期收入的关联，又能反映老年人口收入的绝对水平，直接改变了居民生活水平和经济承受能力，居民消费和储蓄预期也相应发生变化，适当调节养老金替代率将有利于保证国民经济的活力，更好地达成养老保险体制的社会保障功效。

根据Modigliani和Brumberg（1954）提出的生命周期理论，消费者为了实现消费效用最大化的目标，将在每个时点做出最优的消费和储蓄决策，决策的制定直接取决于消费者的生命期，即劳动期和退休期，并指出劳动期是财富积累的时期，退休后则只有负储蓄，居民的消费取决于居民的当期收入和预期收入。然而，随着我国人口结构老龄化的加剧和养老金替代率的降低，传统的生命周期理论难以解释城镇居民消费率持续上升的趋势。另外，社会统筹养老金替代率的增加会造成工作期消费和效用的减少以及退休期消费的增加。在实行社会统筹和个人账户相结合的积累式养老金政策的背景下，养老金替代率将直接影响人们的消费预期，进而对居民消费和储蓄行为造成影响。

二、理论模型假设前提

生命周期假说又称消费与储蓄的生命周期假说，是由美国经济学家 Modigliani和R?R. Brumberg（1954）共同提出来的。据F?Modigliani和R?Brumberg在《效用分析与消费函数―对横断面资料的一个解释》一文中的论述，他们依据微观经济学中的消费者行为理论，从对个人消费行为的研究出发，该假说的前提是：

1.假定消费者是理性的，能以合理的方式使用自已的收入进行消费；

2.消费者行为的唯一目标是实现效用最大化。这样，理性的消费者将根据效用最大化的原则使用一生的收入，安排一生的消费与储蓄，使一生中的收入等于消费。

3.消费者没有继承或留下财富，均匀地消费掉其所有财富。

4.利息率为零

在这里，我们结合Diamond（1965）关于世代交替的观点提出另一条假设，即社会由有限个体组成，每个个体的寿命也是有限的，分为工作期和退休期两个阶段。

随着我国就业、“啃老”等问题的加剧，当老年群体拥有的财富高于其消费需求和预期时，更倾向于将财富部分地赠予后代，即财富的代际转移。这些后代多处于工作期，拥有更高的消费需求和良好的收入预期，更倾向于消费，这与当期消费率的上升相吻合。

三、实证研究

1.平稳性检验

采用单位根检验方法对样本进行单位根检验，可发现居民消费率、老年人口抚养比和养老金替代率这些变量的数据均为一阶单整，因此，可进行Jorhansen协整检验。

综合检验结果，我们确定最优滞后阶数为2阶，进行Jorhansen协整检验后，由轨迹统计量和最大特征值统计量均可得到在5%显著性水平下存在协整关系的结论。

2.脉冲响应和方差分解结论

2.1居民消费惯性

我国城镇居民的消费需求正处于从以生存型消费为主的消费结构向以发展和享受为主的消费结构的过渡阶段，同时，农村和城镇居民的收入差距也呈现逐年扩大的趋势。在这种背景下，城镇居民的需求和消费水平会随着消费结构的变化逐渐增加。与生存型消费资料不同，城镇居民当期对发展和享受型消费资料的消费水平将对未来4期内的消费水平产生影响，这类消费资料的消费将进一步促进城镇居民对同类商品的需求。值得注意的是，我国城乡分割的二元经济体制特征十分明显，现阶段城镇化进程缓慢，城乡收入差距迟迟难以改善，在很大程度上造成了城镇居民消费结构长期维持转型模式，消费水平长期累积的状况。方差分解结果显示，城镇居民对于消费的预期呈现明显的后顾性，这种后顾性会随时间趋势减弱，并维持平稳。

2.2养老金水平

一方面，养老金替代率的提高将会提升社会统筹养老金水平，在挤压老年人口储蓄的同时降低社会的资本劳动比率，既降低了人均产出，又降低了产出中用于投资的部分。另一方面，替代率水平的提高直接增加社会统筹养老金水平，在人口老龄化背景下，居民消费意识的提高和消费结构的变化保证了城镇居民消费水平的持续提升。

四、基本结论及政策建议

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[关键词]扩大内需　农村消费　新农村养老保险　合理投资

一　研究背景

由于我国经济传统发展方式所积累的结构性矛盾不断加剧，2008年爆发的全球性金融危机对我国经济发展造成巨大冲击。其机构性矛盾主要表现为投资率偏高且农村消费率不足、外需高速增长而内需特别是农村内需长期不足。党的十七届五中全会针对但前形式特别提出：坚持扩大内需战略，建立扩大消费需求的长效机制。而提升农村消费需求恰是这一目标的重中之重。

减少农民养老等方面的后顾之忧是提升农村消费需求的关键所在。健全的养老保险制度体系，会对增加消费产生积极的影响。首先，养老保险制度可以提高消费的有效需求能力。人们对消费的需求是多方面的，而实际消费水平受有效需求能力的制约。在家庭收入总量一定的前提下，养老保险保障水平的高低直接影响人们对消费的有效需求能力。其次，健全的养老保险制度将改善人们对未来生活的预期，增强抵御风险的信心。因此，农村消费的有效需求和消费信心的增强，将推动当期消费水平的提高和消费结构的改善，从而通过增加农村消费拉动其内需。

二　新农村养老保险制度的优越性

到20世纪90年代末期，中国与发达国家相比，提前进入老龄化社会。据相关的统计资料显示，在2009年底，中国60岁以上的人口已达到1.6714亿，占人口总数的12.5％。中国是个农业大国，农村人口占全国总人口的75％，我国是农业大国，我国农村人口基数大，占全国人口的56％，农村老年人口占全国老年人口的65.82％。农村养老保险问题解决的好坏直接关系到农民的现在或将来的切身利益，农民是我国最大的社会阶层和保障群体，妥善解决好农村居民的养老问题对于维护社会稳定和经济发展有着重要的意义。

新型农村养老保险相比于旧的农村养老保险，对保险资金的筹资结构进行了创新。过去的农村养老保险主要都是农民自己缴费，实际上是自我储蓄的模式。而新型农村养老保险是个人缴费、集体补助和政府补贴相结合，是三个筹资渠道。新型农村养老保险中个人缴费标准目前设为100元、200元、300元、400元、500元5个档次，参保人自主选。

择档次缴费，多缴多得。集体补助指有条件的村集体应当对参保人缴费给予补助，补助标准由村民委员会召开村民会议民主确定。政府补贴是政府为符合领取条件的参保人全额支付新农保基础养老金，其中中央财政对中西部地区按中央确定的基础养老金标准给予全额补助，对东部地区给予50％的补助。地方政府应当对参保人缴费给予补贴，补贴标准不低于每人每年30元；对选择较高档次标准缴费的，可给予适当鼓励，对农村重度残疾人等缴费困难群体，地方政府为其代缴部分或全部最低标准的养老保险费。新农保实行个人缴费、集体补助、政府补贴相结合的筹资办法，地方财政对农民缴费实行补贴，这是实现“广覆盖”的必要方式。

三　新农村养老保险制度对促进农村消费.拉动农村内需的积极作用

首先，新农村养老保险促进了农村生产技术水平的提高。根据大数法则，个人与家庭的不确定风险分散于全社会，降低了个体风险，完成对以家庭和土地为养老保障的传统模式经济功能上的替代。通过农村养老模式的替代，促进农村土地的规模化利用，变粗放式的增长模式为集约型的增长模式。有利于推广适合农民操作的农业技术和提高先进设备的利用率，促进产业升级，提高产能，实现农民增收，为扩大内需提供根本的物质保障。其次，新农村养老保险促进了农村城镇化进程，实现农民向市民身份的转变。农民收入不高，最根本的原因是城乡二元经济结构，城市化严重滞后于工业化。农村养老保险制度的构建，将为农民解除后顾之忧，把农民从土地上彻底解放出来，促使其从收益相对较低的第一产业向第二、三产业转移，增加收入促进有效需求增加，买现扩大内需。

篇5

关键词：老年人；体育消费；研究

中图分类号：R87；G812.48 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2017）007-0-01

体育消费指的是在体育锻炼、用品等方面的花费，反映着人们对体育活动、锻炼的参与程度，与国民身体素质、社会经济进步间都有密切联系。沈阳市老年人群体比例持续增加，已经进入老龄化时代，本文通过对1050名老年人调查问卷，深入了解其体育消费情况，并分析影响体育消费的因素，希望为体育产业发展和老年人健康水平提供一定帮助。

一、沈阳市老年人体育消费概况

1.消费意识情况

消费意识反映的是人们在体育消费方面愿意程度，表示着对体育消费的认可程度高低，在本次调查研究中，老年人认为体育消费不值得、比较不值得、比较值得、非常值得的比重分别是9.81%、18.09、31.24%和46.86%，前两种意识主要与老年人收入、传统消费观念有关，后两者意识显著高于前两者，表明体育消费是被大部分沈阳市老年人认同的，对体育消费接受程度较高，有“花钱买健康”的心理[1]。

2.消费水平情况

消费水平代表的是人们对体育消费愿意花费的多少，与老年人精神支付欲望和物质支付能力有关，消费的内容包括多个方面，比如运动服装、锻炼器材、书刊杂志等等。在本次研究种，沈阳市老年人在体育消费上比例较低，表明老年人体育消费市场依然有较大发展空间。

3.消费动机情况

消费动机指的是老年人发生体育消费的心理原因，表现的是其对体育消费的需求情况，在本组研究中，沈阳市老年人最主要的消费动机是增强体质和健康，比例占到81.43%，其余消费动机多种多样，包括社会交往、愉悦精神等等。总体来说，老年人由于身体机能退化，为延年益寿，需要通过体育锻炼来增强体质，这既是体育功能的体现，也是老年人体育消费产生的动机。

4.体育锻炼情况

体育锻炼代表的是老年人体育消费类型，决定着体育产品市场方向，在本组研究中，老年人选择的体育锻炼活动主要有散步、舞蹈、球类和跑步等，其中，占比最多的是散步，比例为28.57%，然后是太极、木兰类活动项目，比例为21.43%，再次是舞蹈类项目。

二、沈阳市老年人体育消费影响因素

1.收入水平

消费水平是经济基础水平决定的，根据马斯洛消费需求理论，体育消费并非生存消费，而是享受或发展消费，需要在人们满足生存消费之后，才能接受体育消费。在经济收入水平较低时，体育消费并不会产生，在本组调查研究中，许多老年人收入来源有限，经济水平较低，体育消费对其而言是享受消费，是超出其承受能力范围的，所以，经济收入水平是老年人体育消费影响的主要因素[2]。

2.产品价格

体育产品价格影响着人们对其购买能力，在市场经济环境中，价格机制影响着供给和需求，对于体育产品来说，其市场需求量大小根本决定因素是价格。一般来说，在其他影响因素保持不变的条件下，体育产品价格与需求间关系是反比，价格越高的体育产品，其市场需求就会相对较低；反之，价格降低后，体育产品市场需求也会增加。

在本组研究中，参加体育俱乐部的仅有153人，剩余897未参加体育俱乐部的老年人中，由于俱乐部价格费用过高原因不参与的有80.60%（723人），还有13.71%和5.69%分别是因为兴趣不大、时间不足原因而不参加俱乐部的；再从体育产品购买情况上来看，100-500元范围内产品是最容易被老年人群体所接受的，超过500元的产品销售量远远低于100-500元价格区间。由此可见，体育产品的价格对老年人体育消费也是有着一定影响的。

3.适合老年人的项目较少

研究发现，老年人体育消费的另外一个影响因素就是适合老年人体育消费的项目较少，老年人体育消费主要集中在购买体育用品上，一些高级的体育消费并没有被老年人接受。老年人更倾向于一些不需要花钱、或者是消费较低的体育健身项目，当前社会上体育健身俱乐部的消费水平相对较高，老年人思想上并没有完全接受花钱健身的理念，体育消费相对处于较低的层次，为了促进老年人体育消费的发展，要为老年人提供多种体育消费的项目，满足老年人的体育消费需求。

4.消费预期

消费预期指的是消费者在经济决策时对相关影响因素的预测，比如市场物价、经济形势等，对于体育消费来说，消费预期影响的主要因素主要为对经济发展形势的预期和对体育产品价格、质量的预期。比如消费者预期物价升高时，就会选择缩减消费的策略，体育消费就可能被减少，体育商品需求量自然也就降低，在本组调查中，以此种假设作为条件，选择放弃或降低体育消费的老年人达到74.76%，选择不减少的只占到10.66%。对于产品质量和价格的预期，若是预期质量与价格相符，即性价比能达到人们期望，人们就有意愿去消费，反之，预期价格与质量不符，或者价值未达到预期，消费者的消费意愿就会受到影响，市场需求会相应降低，所以，消费预期也会对老年人w育消费产生一定影响。

三、结语

综上所述，在老龄化加快的时代背景下，老年人健康成为人们关注的重点内容，围绕着老年人健康产生的行业越来越多，在市场经济中占据着较大比例。体育锻炼是增强老年人体质、保障老年人健康的有效途径，为提升体育锻炼质量，需要各种体育产品，刺激了体育消费的需求，所以，充分了解老年人市场，深入挖掘和拓展，对于相关企业和老年人本身都是有利的，能够实现经济效益和公共效益的双赢。

参考文献：

[1]苏欣.影响沈阳市老年人体育消费的微观经济因素分析[J].中国商贸，2011，8：247-248.

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【关键词】左氧氟沙星;社区获得性肺炎;老年;疗效

doi:10.3969/j.issn.1006-1959.2010.08.207文章编号:1006-1959(2010)-08-2178-02

社区获得性肺炎(community-acquired pneumonia,CAP)是指在医院外罹患的感染性肺实质(含肺泡壁即广义上的肺间质)炎症,包括具有明确潜伏期的病原体感染而在入院后潜伏期内发病的肺炎[1]。近年来,我国老年CAP患者的发病率及死亡率呈上升趋势,给社会和家庭造成了严重的经济负担。左氧氟沙星为新喹诺酮类药物,是氧氟沙星的左旋体,对CAP的主要感染菌肺炎链球菌和流感嗜血杆菌具有较高的敏感性。为了探讨左氧氟沙星治疗老年社区获得性肺炎的疗效,本文总结分析了2007年1月～2009年1月我院呼吸内科使用左氧氟沙星治疗的79例老年CAP患者的临床资料,现报告如下。

1.资料和方法

1.1临床资料:79例患者为我院门诊及住院诊断为CAP患者,均符合《社区获得性肺炎诊断和治疗指南(草案)》中的诊断标准。其中男53例,女26例,年龄60~91岁,平均69.5±17.5岁。合并基础疾病患者72例(91.14%),其中合并高血压23例、慢性阻塞性肺及肺心病18例、糖尿病11例、冠心病11例、脑梗塞9例,合并其他疾病11例,部分患者合并两种以上基础疾病,1例合并四种基础疾病。本研究中,患者临床主要表现为肺部音61例、咳嗽54例、呼吸困难45例、浓痰38例、发热15例、神志不清15例、发绀14例、胸痛7例,入院时平均体温(37.4±1.0)℃。

1.2辅助检查:患者入院后均行胸部X线或CT检查,显示有不同程度片状、斑片状或浸润性阴影以及肺纹理增多,其中支气管肺炎55例,大叶性肺炎13例,间质性肺炎11例,病灶在右侧肺炎49例,左下肺炎17例,双肺肺炎13例。常规病原学检查发现痰培养阳性者58例,获得治病菌株62株,主要是肺炎链球菌、肺炎克雷伯菌、流感嗜血杆菌及金黄色葡萄球菌等。79例患者中血白细胞大于10×109/L患者38例,中性白细胞大于0.8患者69例。

1.3方法:所有患者临床均给予左氧氟沙星注射液静脉滴注,每次0.2g,2次/d,视患者感染控制情况制定疗程,一般为7~14天。在整个疗程中不合用其它抗生素,根据患者临床症状给予化痰、止咳等支持综合治疗,同时根据患者基础疾病情况对症治疗并发症。

1.4疗效判定标准:治疗过程中观察患者治疗后临床症状及体征,并做胸部X线或CT检查、痰细菌培养及药敏试验,观察临床疗效及治疗药物的不良反应。痊愈:患者临床症状、体征、实验室及病原学检查均恢复正常;显效:患者病情明显好转,但临床症状、体征、实验室及病原学检查中尚有1项指标未完全恢复正常;有效:用药后患者病情好转,但不够明显;无效:用药72h后患者病情无明显好转或加重。痊愈、显效及有效患者为总有效率。

2.结果

本组大多数患者在用药3~5d后症状明显改善,平均用药(8.5±2.3)d,经左氧氟沙星药物治疗后,痊愈45例,显效27例,有效5例,无效2例,总有效率97.47%。治疗后清除菌株56株,细菌清除率90.32%。用药过程中,有3例患者出现胃肠道症状,1例出现精神兴奋症状,经临床对症处理后均好转,余未见其它副作用。

3.讨论

CAP主要是由细菌感染所致,是常见的社区感染,一直威胁着人类的生命健康,临床研究发现,CAP住院患者的死亡率高达12%左右[2]。随着年龄的增长,老年患者的肺部结构和功能发生改变,体液和细胞的免疫能力逐渐降低,黏膜-黏液系统的非特异性防御功能下降,这些因素都导致了老年CAP患者的发病率随之升高。老年CAP患者临床表现不典型,常以神经系统和消化系统症状、体征就诊。多合并高血压病、冠心病以及慢性阻塞性肺病等慢性基础疾病,部分患者甚至合并2种或2种以上基础疾病,这些基础疾病直接或间接的降低了老年CAP患者全身和呼吸系统的免疫功能,使得老年患者气道引流不畅,耐药菌株增加,给老年CAP治疗带来困难,本文79例老年CAP患者合并基础疾病72例,占91.14%。

左氧氟沙星不仅对革兰阳性菌和革兰阴性菌具有很强的作用,对其他喹诺酮类药物不敏感的肺炎链球菌以及厌氧菌、支原体、衣原体等链球菌也有很好的抗菌作用。临床药代动力学研究表明。左氧氟沙星其在体内不易被代谢,血浆半衰期长达6~7h,能够在体内维持持久的有效血药浓度,通过较好的组织穿透性,使其在肺泡巨噬细胞和支气管上皮衬液中的药物浓度高于血药浓度,药物从而能够充分到达下呼吸道感染部位[3],发挥杀菌的作用。左氧氟沙星对细菌及哺乳动物拓扑异构酶Ⅱ抑制作用具有明显选择性,从而提高了其临床用药的安全性,本研究中除3例患者出现胃肠道症状和1例出现精神兴奋症状外,未见其它明显副作用。

本研究应用左氧氟沙星治疗79例老年CAP患者,临床有效率为97.47%,细菌清除率90.32%,说明左氧氟沙星对老年CAP临床疗效显著。老年CAP的特点使得临床开展药敏试验比较困难或存在不准确信息,选用抗菌活性强,抗菌谱广的左氧氟沙星治疗方案可覆盖可能的致病菌。研究表明,左氧氟沙星高效、低毒,具有较高的临床治疗指数,与其他药物无明显的交叉感染耐药,使用方便,不良反应小,是目前治疗老年CAP的理想药物。

参考文献

[1]中华医学会呼吸病学分会.社获得性肺炎诊断和治疗指南[J].中华结核和呼吸杂志,2006,29(10):651-655.

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目的 探讨左氧氟沙星联合痰热清注射液治疗老年肺炎的临床效果。方法 选择我院2008年1月～2009年10月住院治疗的老年性肺炎104例随机分成两组，治疗组52例，静脉滴注盐酸左氧氟沙星和痰热清；对照组52例，单用盐酸左氧氟沙星静脉滴注，用药后观察患者症状、体征变化及药物不良反应情况 。结果 治疗组完全缓解占76.92%，总有效率为94.23％；对照组完全缓解占53.85%，总有效率为73.08％。两组痊愈率及总有效率比较有统计学差异，治疗组痊愈率及总有效率均优于对照组。结论 左氧氟沙星联合痰热清注射液治疗老年性肺炎具有安全、有效等特点，值得临床进一步推广使用。

【关键词】 左氧氟沙星；痰热清；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

肺炎是老年人常见疾病之一，临床症状常不典型，往往易被漏诊或误诊，病死率很高。老年人免疫功能减退，对致病菌的防御功能大大减弱，细菌可在肺内立足、生长、繁殖发生感染，多数病变发展迅速，可导致难治的严重肺炎。因此选择有效、安全的药物来控制感染显得尤为重要。2008年1月～2009年10月，我们对收住的老年性肺炎患者52例，采用左氧氟沙星联合痰热清注射液静脉滴注治疗，取得较好疗效，报告如下。

1 资料与方法

1.1 一般资料

104例观察病例全部来自我院住院患者，均符合老年性肺炎诊断标准［1］:患者肺部X线检查有新的炎症浸润表现（片状、斑片状浸润性阴影或间质性改变），并符合以下2项或2项以上者：发热（口腔体温＞37.5℃，或直肠体温＞38℃）；咳嗽、胸痛、黄脓痰；听诊肺部有湿性啰音；白细胞计数＞10×109/或中性粒细胞比例＞0.75，随机分成两组，治疗组52例，男性30例，女性22例；年龄60～90岁，平均年龄(78.52±9.21)岁，对照组52例，男性28例，女性24例；年龄63～82岁，平均年龄(75.82±9.35)岁。两组性别、年龄差异无统计学意义(P＞0.05)，具有可比性。

1.2 治疗方法

治疗组：盐酸左氧氟沙星注射液（江苏扬子江药业），0.2 g／次，加入0.9%氯化钠注射液200ml中，静滴，bid；痰热清注射液（上海凯宝药业有限公司生产）20ml 加入0.9%氯化钠注射液500ml中，静滴，qd，滴速控制在45～60滴／min，疗程7～14 d。对照组：单用盐酸左氧氟沙星注射液，剂量、疗程同治疗组一样。治疗期间两组病例均加用止咳化痰药物对症治疗。

1.3 观察内容

用药后观察患者症状、体征变化及药物不良反应情况，所有患者在治疗前均作血、尿常规，肝、肾功能，胸透X线检查，疗程结束后再做以上检查，观察疗效。

1.4 疗效判定

显效：临床症状消失，听诊啰音消失，X线胸片炎症基本吸收。好转：临床症状减轻，听诊啰音较前明显减少，X线胸片炎症明显吸收。无效：临床症状无好转，胸部X线检查及肺部听诊均无改善。

1.5 统计学处理

两组间均数比较采用t检验，率比较采用χ2检验。

2 结 果

2.1 临床疗效

治疗组总有效率94.23%，对照组总有效率73.02%，治疗组临床疗效优于对照组，见表1。表1 两组老年性肺炎临床疗效分析［n（略）］

2.2 两组间体温、肺部啰音及胸片改变比较

治疗组好于对照组，见表2。表2 两组患者临床症状改变比较(略)注：与对照组比较，*P＜0.05，**P＜0.01

2.3 不良反应

治疗过程中对照组发生2例不良反应，发生率为3.85%，表现为轻微恶心、上腹部不适。治疗组发生不良反应1例，表现为皮疹，发生率为1.92%，上述不良反应均表现轻微，不影响继续用药，停药后消失。

3 讨 论

肺炎是老年人群中最常见和最重要的感染性疾病，由于人口老龄化和高龄化的迅速进展，及细菌对抗生素耐药性的不断增加，本病的发病率和病死率至今仍居高不下，而且经常参与其他危重疾患晚期患者的终末结局［2］。而老年性肺炎绝大多数是由细菌感染引起的，其病原菌的分布与儿童和青年人不同，且受生活环境和机体状态的影响，因此，合理选用有效的抗感染药物是治疗老年性肺炎的关键。

盐酸左氧氟沙星是新一代光学活性喹诺酮类抗菌剂，它对于包括厌养菌在内的革兰阳性菌和革兰阴性菌具有广谱的抗菌作用，具有抗菌谱广、组织穿透能力强、生物利用度高、作用时间长、不良反应少等优点。体内实验证明，其痰药浓度为血药浓度的85％～95％，在呼吸道靶部位的浓度远远超过呼吸道常见致病菌的最低抑菌浓度［3］。其主要作用机理为阻碍DNA回旋酶活性，从而阻断DNA复制而产生快速杀菌作用。对金黄色葡萄球菌、表皮葡萄球菌有效，对肠杆菌科、不动杆菌属、铜绿假单胞菌、肺炎克雷伯菌均敏感［4］ 。

痰热清注射液由黄芩、熊胆粉、山羊角、金银花和连翘组成。金银花和连翘有广谱抑菌作用，对肺炎球菌、金黄色葡萄球菌、乙型溶血链球菌、流感嗜血杆菌等有明显抑制作用。药理研究表明痰热清注射液中的黄芩有效成分为黄芩苷，具有清热解毒、抑菌抗炎、清除自由基的作用，可显著提高血清中的溶菌酶含量，并有良好的增强免疫功能的功效，可有效提高机体对抗菌药物的反应性；该药还有降低毛细血管的通透性、松弛平滑肌作用。所以痰热清注射液具有抑菌、解热、抗惊、镇咳祛痰、改善免疫功能的作用，是老年性肺炎治疗的理想药物［5-6］。

本实验资料结果显示，采用左氧氟沙星及痰热清注射液联合治疗老年性肺部感染取得较好的效果，症状体征消失较快，总有效率（94.23%）优于对照组，临床可推广，尤其在基层医院缺乏痰培养和药物敏感试验的情况下，该疗法更值得推广。

参考文献

［1］陈灏珠.实用内科学［M］. 第11版.北京:人民卫生出版社， 2001: 1566.

［2］于普林.老年医学［M］.北京:人民卫生出版社，2002:171．

［3］张守堂，宋广群，李 荣. 氟喹诺酮类药物抗生素后效应与合理应用［J］.药学实践杂志， 2008，(06):453-454.

［4］张德忠.左氧氟沙星对革兰阴性杆菌及产酶株的药敏监测［J］.中华医院感染学杂志，2002，12(4):308-309．

篇8

老年人伴随年龄的不断增加，老年患者的疾病也不短增加。老年肺气肿疾病是老年疾病中发病率高切多发的疾病。老年肺气肿疾病是心胸外科中最为常见的疾病，但是此类疾病的死亡率以及发病率只增不减，严重的威胁着老年患者的身体健康[1]。我院对2013年6月至2015年1月期间收治的88例肺气肿老年患者进行有效的治疗，并对治疗的效果进行分析和探讨，具体报道如下。

1 资料与方法

1.1 一般资料

我院对2013年6月至2015年1月期间心胸外科的88例肺气肿老年患者进行治疗，本组88例患者病例经临床检查均符老年肺气肿诊断标准，经影像学辅助检查均已证实确诊。将其平均分为研究组（n=44）和对照组（n=44），研究组患者实行吸氧联合呼吸功能训练治疗，最高年龄为84岁，最低年龄54岁，平均年龄为（67.22±4.22）岁；对照组患者实行吸氧治疗，最高年龄为79岁，最低年龄为51岁，平均年龄为（60.45±8.67）岁。经统计学检验，两组患者的性别构成和年龄结构无明显差异，具有统计学意义（P0.05）。

1.2 方法

对照组患者采用吸氧治疗，对患者病情较轻的患者采用创机械进行通气。对于病情较为严重的患者采用无创通气吸氧治疗。

研究组患者采用吸氧治疗和呼吸功能训练。对患者病情较轻的患者采用创机械进行通气。对于病情较为严重的患者采用无创通气吸氧治疗。与此同时加以适量的呼吸功能的训练，患者在医生的指导下进行[2]。

1.3 观察指标

对研究组与对照组患者在治疗后的临床效果进行对比，还有就是对患者进行治疗后患者的血液的PH、以及呼吸频率等各项机体特征进行观察和对比。

1.4 数据处理

使用统计学软件SPSS15.0对数据加以统计及分析，计量资料与计数资料分别采用t检验与卡方检验，对照组与研究组之间的差异以P

2 结果

2.1 两组患者治疗效果对比

据统计，研究组的44例患者接受拜吸氧联合呼吸功能训练治疗后的临床治疗总有效率为97.73%，对照组的44例患者接吸氧治疗后的临床治疗总有效率为88.64%，组间差异显著（P

表 1 两组患者治疗效果对比

2.2 两组患者治疗后指标对比

通过对两组患者治疗后，对患者的血液PH、心率、呼吸频率对比发现，研究组患者的各指标的变化明显高于对照组患者（P

表 2 两组患者治疗后指标对比

3 讨论

据相关数据统计发现，老年肺气肿疾病已经成为临床医学中最常见并且发病率极高的疾病[3]。在患者患病期间，如果不及时的给予患者有效的治疗，患者很可能出现多种并发症，其中主要的并发症有呼吸困难，胸闷等症状。患者出现胸闷后，病情较轻的患者不会有严重的反应，单是如果患者的病情较重，就会感觉到严重的不适，甚至会引发呼吸困难，这样一来，患者体内的氧气含量明显的不足，进而加重病情[4]。

综上所述，我院于2013年6月至2015年1月期间心胸外科收治的88例肺气肿老年患者进行治疗分析。经过两组患者的对比，发现在经吸氧联合呼吸功能训练治疗后的研究组患者其临床治疗总有效率为97.73%，对照组患者经过吸氧治疗后的治疗总有效率为88.64%，研究组患者的治疗效果明显优于对照组的患者（P

因此，笔者认为吸氧联合呼吸功能训练治疗老年肺气肿患者的病情，不但有效提高了患者的治疗效果，使患者的呼吸状况得到了有效的控制，也使患者的生活质量有所提高，为部分肺大泡病人手术治疗提供了保障在临床医学中具有十分重要的意义，值得推广。

参考文献：

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[3] 徐东，王子彬.老年支气管哮喘的临床特征及误诊分析[J].中国老年保健医学，2014（5）：5-6.

篇9

【关键词】养老院；投资风险；控制。

园林式养老院投资就是向园林式养老院的开发、经营、管理和服务等方面投入大量的资金，达到资金收益以及服务社会的目的。园林式养老院的投资属于房地产与商业经营相融合的一种投资方式，这种投资方式的周期长、资金量大同时还具有社会公益性。

一、园林式养老院投资风险的主要特征。

（1）园林式养老院的投资短期风险高。园林式养老院作为一种新兴的投资方式，它的效益回收慢、投资成本高，很难对短期内的市场需求做出调整，特别是在我国人口老龄化程度不断升高的今天，对于园林式养老院的长期投资一定会取得不错收益。（2）地价对园林式养老院投资的影响。由于土地属于不可再生的自然资源，同时我国的土地供求关系具有地域性分布的特点。

与此同时，低价还会受到政府土地经济政策的影响。

首先，我国区域地价呈现东南高、西北低的分布形式。但是，即使在同一地区，地价水平也是有高有低，城市级别不同，低价也会有所不同，同一城市内的不同区域也会有不同的低价，因此园林式养老院的投资兴建就要充分考虑建设的地区的低价以及需求等问题。

其次，我国城市地价以及养老需求具有集聚分布的特点。

大中城市及沿海经济发达地区对于养老需求量较大，地价也会比较高，因此投资风险大，但收益更高；而人口稀疏的地区地价较低，投资风险也就会相对较小，但是收益会比较差。

（3）园林式养老院的投资风险具有多样性。

因为园林式养老院具有投资与消费的二元属性，使园林式养老院投资的不确定性因素要多于其他投资方式。

宏观经济政策、微观消费模式、人口的不断增长、养老需求的多元化发展等，都会影响到养老院行业的发展。

通常，园林式养老院投资风险涉及消费风险、还贷风险等。

一是消费风险。

消费风险主要是指园林式养老院的投资额度较大，因此对于消费者的收费也会较高，而目前养老院的消费者的消费能力有限，很多社会行业的退休金不高，因此可能导致园林式养老院入住人数较少，很难收回投资。由于国家的相关养老政策在不断变化，消费者的消费能力也在不断变化，同时家庭结构，社会习俗，人的观念等都会影响到老人们的消费观和养老观。

二是还贷风险。

园林式养老院的资金投资量较大，可能会产生相应的借款或贷款等，因此，投资变现对于投资者来说也就十分必要了。园林式养老院投资的变现能力差的主要原因是：第一，开发周期长，不可能在开发过程中就让老人们入住收益。第二，园林式养老院竣工后，市场宣传，得到人们普遍认可等也会是一个长期的过程。

二、园林式养老院投资风险的控制方式。

（1）选择最佳投资区位。通常来讲，市场对于某些东西的需求可以分为有效需求和潜在需求，其中潜在需求是一种思想上的需求，但可能的需求会受到思想挂念或者是消费能力的影响；有效需求则是在消费能力和思想观念上都能满足消费消费需要的需求。在分析园林式养老院的消费需求时，要将两种需求都要予以考虑。园林式养老院投资者只有充分分析市场的需求情况，以需求为根本投资依据，选择能满足投资收益的最佳投资区位，这样就可以大大降低投资风险。区位选择有宏观和微观之分：宏观区位选择是指选取具体的地区、城市；微观区位选择是指选取具体的街区、地点。首先，宏观区位的选择。宏观区位的选择要全面调研地区的社会经济条件和需求情况。而一个城市的对于园林式养老院的需求如何，主要有两个约束条件，一是城市的经济发展和人口老龄化程度情况；二是当地养老院行业的发展情况，是否存在供大于求的情况，或者是不能满足具体消费群体的消费需求。其次，微观区位的选择。选择城市内的具体投资区位，对园林式养老院投资项目的确定具有更加现实的意义。微观区位的选择应本着一个基本原则：一是要选择地价相对经济，地皮面积较大适合园林建设，但又不能离市区过去偏远。

（2）投资组合策略。

园林式养老院的投资组合策略是投资者根据投资的风险程度和获利能力，分阶段的对园林式养老院进行投资，争取让完成阶段的项目可以投入使用，并收取相应的收益，这样可以有效降低借款风险和还贷风险。

参 考 文 献。

[1]邬沧萍。健康老龄化的科学含义和社会意义[M].中国劳动出版社，1995.

[2]李启明，申立银。风险管理中的风险效应———行为决策模型及分析[J].系统工程理论与实践。2001（10）。

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关键词：（中）关键词人口老龄化；扩展索洛模型；合理养老水平系数

中图分类号：（中）中图分类号D6321文献标识码：A文章编号：1000-4149（2013）05-0098-09

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

作者简介：（中）作者简介李绍泰（1988-），浙江台州人，暨南大学经济学院硕士研究生。研究方向：人口统计、抽样调查。

正文

一级标题一、引言

人口老龄化反映了人类的进步，表明了人口死亡率的下降和人们的健康、营养水平的提高。法国在1865年率先进入老龄化国家，美国在20世纪40年代进入，我国在2000年第五次人口普查时65岁及以上老年人口比重达到7%，也进入了老龄化社会。

随着我国人口老龄化进程的加快，养老保障体系面临着巨大挑战。如何确定不同老龄化率下合适的养老金支出，既能促进国民经济的快速发展，又能保障老年人的正常生活水平，是目前研究的重点。穆怀中在研究社会保障适度水平时将养老金占工资收入总额的比重作为养老保障的考核依据[1]。姜向群通过计算养老金总额在职工工资总额的比重来观察人口老龄化对退休金缴费负担的影响，并提出了改革养老金制度的建议[2]。李敏用养老金支出与国内生产总值的比重来研究合理的养老金支出，虽然采用了柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生产函数，但并没有在生产函数中加入年龄结构[3]。

本文通过建立加入年龄结构的索洛模型，推导出老龄化率下养老金支出系数公式，测算了给定老龄化率下国民经济中应该分配给老年人养老所占的比重，文中称为合理养老水平系数。合理养老水平系数反映在不同的人口结构下，考虑老年人的消费水平，推导出养老金总额应该占国内生产总值的比重。而中国目前实际的养老金支出比例，文中称为实际养老水平系数，根据模型中推导出来的公式，用养老金支出总额占国内生产总值的比重与老龄化率的比值来表示。本文将合理的养老金支出与中国的实际情况作了比较，分析了目前养老金支出比例与合理养老金支出间的差距及原因，为政府制定养老金支出政策提供参考。

一级标题二、合理养老水平系数的推导与分析

二级标题1扩展索洛模型的建立

索洛模型是研究经济增长理论的起点，主要关注四个变量，即总产出Y，资本K，劳动L，以及“知识”或“劳动的有效性”A。假定劳动的规模报酬不变，它的生产函数采取如下的形式：Y=F（K，AL）。本文研究中加入老年人口和少儿人口，索洛模型中的劳动L仅仅指实际参与经济活动的劳动力数量。扩展后的索洛模型形式采用柯布-道格拉斯生产函数形式：

其中：N代表总人口，α是65岁及以上人口（老龄人口）占总人口的比重，即人口老龄化率。β表示0～14岁少儿人口占总人口的比重，称为少儿比。1-α-β则表示15～64岁的劳动年龄人口占总人口的比重。γ表示劳动参与率，所以实际参与经济活动的劳动年龄人口可表示成L=（1-α-β）γN。

θ是老龄人口的人均养老收入与全体国民人均收入水平之比，称为合理养老水平系数，即在给定老龄化率情况下老年人养老金收入占国内生产总值的比重。

其中： Yα是经济总产出中分配给老年人的养老总支出，即老年人的养老总收入。Lα表示65岁及以上老年人口数，则 Lα=αN。从合理养老水平系数公式中可以看出，经济总产出中分配给老年人越多，养老水平越高。合理养老水平系数可以很好地研究老年人的养老保障情况。

经济产出在消费与投资之间进行分配，投入投资的份额s是外生的，现有资本以速率δ折旧，投入资本的增量为：

二级标题2老龄化对平衡增长路径上的经济影响分析

为了观察人口老龄化因素对经济产出的影响，下面推导加入老龄化因素的索洛模型平衡增长路径。

式（2）等式两边同乘以k，得到每单位有效劳动的资本存量的变化率为：

其中：单位有效劳动的产出f（k）=YAL，未加入年龄结构的原索洛模型单位有效劳动的资本存量的变化率k&=sf（k）-（n+g+δ）k，第一项sf（k）称为每单位有效劳动的实际投资，第二项（n+g+δ）k为持平投资（见图1）。与原索洛模型相比，加入老龄化因素的扩展索洛模型推导出的式（3），第一项每单位有效劳动的实际投资减少了sαθf（k），第二项持平投资减少了（m-α&+β&1-α-β）k。人口老龄化对经济的影响效应可以从正效应和负效应进行分析。

（中）图题图1实际投资与持平投资线

对经济增长的正效应主要体现在以下两个方面：第一，人们解决基本生活需要后，随着收入水平的提高，劳动意愿逐渐降低，使得劳动参与率下降，所以m会小于0，从而使持平投资的斜率降低，使得为了保持现有资本水平的持平投资减少，稳态资本水平k增大，对经济增长产生正效应。第二，如果老年人口的增长速度快于少儿人口的减少速度，即α对经济增长的负效应包括以下三个方面：第一，由于经济产出中，单位有效劳动产出f（k）中有αθf（k）的产出分配给老年人用于消费，导致实际投资减少，从而降低了资本的积累水平，使资本低于平衡增长路径上的稳态资本水平k。第二，由于老龄化率不断提高，储蓄水平下降，使储蓄率s降低，实际投资下降，加深了对经济增长的负效应。第三，如果少儿人口的减少速度快于老龄人口的增长速度，即α&+β&1-α-β

二级标题3合理养老水平系数的推导

其中：表示人均国民收入，Yα是分配给老年人用于养老支出的部分，Yβ是经济总产出中分配给抚养少儿人口的部分，Yc是扣除分配给少儿人口和老年人口后的分配给劳动年龄人口消费投资的部分，α是人均养老收入水平，β是抚养少儿人口的人均支出水平，c是劳动年龄人口的人均收入水平。

假定老年人的消费水平是一个劳动年龄人口消费水平的μ倍，并且只消费不储蓄，老年人的收入就等于消费：μ（1-s）c=α。假定0～14岁少年儿童的消费水平是一个劳动年龄人口消费水平的ν倍，并且也只消费不储蓄，则有：ν（1-s）c=β。所以，可以推导出老年人的合理养老水平系数模型：

合理养老水平系数θ主要是由储蓄率s、老龄化率α和少儿比β共同决定的。储蓄率s与合理养老水平系数θ呈负相关，储蓄率s下降，θ上升。反之，储蓄率s上升，θ下降。储蓄率高低反映了人们对未来生活不确定的担忧，存钱养老，存钱防病。老龄化率α和少儿比β都与θ呈正相关，老龄化率越高，合理养老水平系数越大，表明随着老年人口的快速增加，要求分配给老年人用于养老保障的支出更多。

一级标题三、实证研究

二级标题1合理养老水平系数的计算与比较

学者们一般认为老年人的消费水平相当于处于劳动年龄人口消费水平的70%左右[4～5]，也有学者认为老年人口的消费水平相当于劳动年龄人口的80%[6]。 史多尼兹（Stolnitz）对不同年龄组的消费水平系数给出了两个假设：一是少年人口和老年人口的消费水平系数都为劳动年龄人口的07。二是少年人口的消费水平系数为劳动年龄人口的06，老年人口的消费水平系数为劳动年龄人口的08[7]。王金营对中国1978～2003年加入年龄结构的消费时间序列数据进行回归和检验，发现这两个假设都通过了检验，但是少年人口和老年人口的消费水平系数都为07时，模型的拟合优度和检验效果更好，更加符合中国的消费规律[8]。

本文对中国1985～2010年的消费时序数据进行检验，以1985年作为不变价格，对消费和GDP进行价格平减，结果如表1所示。

标准消费人口用SCP表示，SCP=[μα+νβ+（1-α-β）]×N，

一个标准消费人口的消费水平sc=CSCP，考虑消费习惯的标准消费水平函数与人均收入（用人均GDP表示）和前一期的消费sct-1有关。模型如下：

注：中国的老龄化率和少儿比数据来自《中国统计年鉴》，储蓄率和其他国家的全部数据根据世界银行数据库计算。

个阶段：1990～2000年和2001～2010年。第一个阶段，合理养老水平系数总体上呈现稳定，没有很大的波动。第二个阶段，中国进入老龄化社会后，合理养老水平系数不断下降，在最近几年逐渐趋于平稳。2000年的合理养老水平系数为0531，2010年为0402。在扩展索洛模型的平衡增长路径中，实际投资为s（1-αθ）f（k），因为合理养老水平系数θ的降低，实际投资变大，使经济产生正效应，但这个正效应是建立在牺牲老年人利益的基础上的。

与其他四国相比，我国的合理养老水平系数较低，我国从1990年的0524逐步下降到2010年的0402。值得注意的是，日本在1990年的合理养老水平系数跟中国相差不多，中国为0524，日本为0552，最近20年，日本和其他国家的合理养老水平系数在不断地提高或保持稳定，而我国却在不断下降，原因可以从以下两个方面进行分析：一是我国少儿人口比重从1990年的2769%降至2010年的166%，老年人口比重从1990年的557%增长至2010年的89%，但老龄化的增长速度要低于少儿比的下降速度，即α&+β&

二级标题2中国实际养老水平系数测算

三级标题（1）中国实际养老水平系数的测算与分析。实际养老水平系数是反映在不同老龄化率情况下，

中国目前的养老金支出总额在国内生产总值的比重。本文参考穆怀中的社会保障模型和姜向群的养老金缴费率模型[9～10]，结合推导出的合理养老水平系数，构建了中国实际养老水平系数。从扩展索洛模型中推导的养老水平系数在实际经济生活中主要由养老金支付水平系数和老龄化率的比值来表示，文中所用的养老金支出采用的是城镇居民养老金支出，统计年鉴中农村养老金支出从2010年才开始有数据，且只有2004亿元，相对于城镇养老金支出的105549亿元，影响不大。

实际养老水平系数=1α×养老金支出总额国内生产总值=1α×养老金支付系数

为了后面进一步研究实际养老水平的影响因素，本文把实际养老水平系数公式分为两个部分：老龄化率和养老金支付系数。养老金支付系数，用Z表示，即养老金支出总额在国内生产总值所占的比重，反映了经济总产值中社会分配给老年人用于养老的支出比重。

根据实际养老水平系数公式计算的详细结果见表3。图2反映了20年来中国实际养老水平系数

和合理养老水平系数的变化情况，中国的实际养老水平系数在1990年时只有0144，在2000年时达到了0305，增加了0161。这十年中国的实际养老水平系数在逐步提高，在1999年时达到一个峰值。进入老龄化社会后，总体呈下降的趋势，在2007年时降至近十年的最低。2010年实际养老水平系数为0296，与2000年相比，下降了3%。老龄化率的增加会使实际养老水平系数产生负向作用，养老金支出的增加会提高实际养老水平，因此，在满足更多老年人口的同时也要适当提高对老年人的养老金支出水平。

从表3可知，合理养老水平系数和实际养老水平系数两者的差距在不断减小。中国的实际养老水平系数在进入老龄化社会前一直稳步上升，但最近十年总体呈下降趋势；合理养老水平系数在最近十年也是趋于下降的，下降速度要快于实际养老水平系数，因此，两者的差距在减小。从表2可知，根据世界银行数据库计算的全球合理养老水平系数平均值的历年数据在066左右，因此，我国的实际养老水平系数也应该把066作为发展目标。

（中）图题图21990～2010年中国合理养老水平系数和实际养老水平系数

过高的养老水平会给国家带来沉重的财政负担，同时经济总产出中分配给老年人过多，会减少资本积累，从而影响经济总产出的进一步扩大。过低的养老水平又会影响老年人的生活水平，给家庭成员带来沉重经济负担。社会保障制度应该确立合适的养老金标准，既能满足老年人的生活需要，又不影响社会经济的发展。

三级标题（2）中国实际养老水平系数的影响因素分解研究。

我国2000、2010年实际养老水平系数分别为0305和0296，与2000年相比，2010年下降了3%，是老龄化率和养老金支付系数共同作用的结果。其中老龄化率使实际养老水平系数下降了2235%，养老金支付系数使实际养老水平系数增加了2338%。为了进一步分析养老金支付系数的影响因素，把养老金支付系数进行因素分解，如下：

养老金支付系数=养老金支出总额国内生产总值=养老金支出总额职工工资总额×职工工资总额国内生产总值

=平均养老金职工平均工资×离退休人数职工人数×职工工资总额国内生产总值

进入老龄化十年后，中国的养老金支出总额在不断增加，从2000年的21155亿元增至2010年的105549亿元，增长了3989%，老年人的迅速增加加速了对养老金制度的考验。平均养老金和职工人数指标根据表4中数据计算，运用多因素指数分析中的连锁替代法计算得：

平均养老金与职工平均工资的比值X1。2000年X1为0715，2010年X1为0458，下降了3693%。养老金支出在平均工资中的比重越来越低，一方面表明职工平均工资的快速增长，同时也反映了养老金支出的增长低于职工工资增长的事实。随着中国经济的发展，职工工资的增长，物价水平被不断抬高，而老年人的养老金增长速度要慢于职工工资，这将影响老年人的生活质量，对老年人的生活造成很大的影响。因此，要适当提高养老金的增长幅度，保障老年人的生活水平。

离退休人数与职工人数的比例X2。从2000年的0270增长到2010年的0487，增加了8046%，相当于两个在职职工缴纳的养老金要负担一个退休人员的养老金支出，随着老龄化的加深，这对养老金制度带来了巨大的挑战。根据世界银行的预测，2050年中国的老龄化率将达到2468%世界银行数据库 http：//dataworldbankorgcn/indicator/SPPOP1564TOZS，老年人口将近1/4，离退休人数也将快速增加，而随着少儿人口的减少，到时在职职工人数将快速减少，却要负担更多的退休人员的养老金支出，养老金支出会出现巨大负担，也更容易产生养老金缺口。

职工工资总额与国内生产总值的比值X3。与2000年相比，2010年X3增长了671%，从0110增加到0118，变化不大，表明职工工资的增长基本与国内生产总值的增长步调一致。综上所述，影响养老金支付水平的主要因素为X1 和X2，随着离退休人数的快速增加，养老金的支出会更多，未来将给我国的社会保障工作带来严峻的挑战，政府部门要提前做好规划部署。

二级标题3未来中国合理养老水平系数预测与比较

2015～2050年65岁及以上老年人口所占的比重α和0～14岁少儿人口比重β的预测数据来源于世界银行。储蓄率数据作以下处理：①其他国家的储蓄率最近十年基本趋于稳定，因此，储蓄率的预测数据以各个国家最近十年储蓄率的均值来代替。②中国的储蓄率远远高于其他国家的水平，不能简单地以最近十年储蓄率的均值来代替。随着中国的发展和各项保障制度的完善，人们的总储蓄水平会不断下降。日本跟中国同属东亚，民族间有很多相似性，在1990年时两个国家的储蓄率水平相差不多，因此，中国的储蓄率将参照日本的储蓄率水平。根据中国科学院中国现代化研究中心的《中国现代化报告2010：世界现代化概览》，预测中国可能在2040年左右达到中等发达国家水平新华网http：//newsxinhuanetcom/fortune/2010-01/30/content_12903596htm。因此，假定储蓄率每年保持一定的速率下降，并在2040年，中国的储蓄率降至日本最近十年的平均水平025，并在预测期最后十年保持稳定，预测结果见表6。

未来40年，随着中国经济的发展，人们生活水平的提高，社会保障制度的不断完善，我国的合理养老水平系数逐步提高。从表6可以看出，我国在2040年进入中等发达国家行列时合理养老水平系数是0635，跟养老水平最高的美国有0077的差距，与最低的瑞典有0012的差距，跟发达国家的差距逐步缩小。到达2050时，中国的合理养老水平系数将达到0641，与发达国家的差距进一步缩小。中国跟美国和法国合理养老水平系数存在差距的原因是中国的储蓄率要大于这两个国家，尤其是美国，在2010年的储蓄率只有0120，预测期2050年的储蓄率为0140，远远低于中国。中国跟日本、瑞典储蓄率逐步接近的情况下，产生差距的原因在于中国的人口结构。我国未来人口结构的主要特征是人口老龄化的加快，到达2050年时我国的老龄化率将达到2468%，少儿人口比重只有1352%，在五个国家中，我们的少儿人口比重是最低的。日本的老龄化率将达到3327%，远大于中国，少儿人口的比重也略高于中国。瑞典的老龄化率为2296%，虽然略低于我国，但它的少儿人口比重达到了1779%，高出中国4个百分点还多。因此，综合各种情况，我国的合理养老水平系数要低于其他国家的水平。

一级标题四、结论与建议

本文将实际养老水平系数与合理养老水平系数进行了比较，发现两者的差距在不断缩小，缩小的原因一个是因为中国实际养老水平在不断提高，养老金支出占国内生产总值的比重在增加；另一个是因为我国的合理养老水平在不断降低，而全球平均水平基本保持在066左右。针对以上的研究，本文提出如下建议。

一是要不断完善养老保障体系，提高实际养老水平。坚持社会统筹与个人账户相结合的模式，做实养老金账户，提高养老金的管理水平，防止养老金缺口，保障老年人的生活质量，努力推进养老制度的发展。

二是要大力优化人口年龄结构，提高人口综合素质。如果未来不调整人口生育政策，根据世界银行的预测数据，到2050年时，我国将会出现少儿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两个极端，对国家发展影响重大。因此，可以适当调整人口政策，从“双独二胎”过渡到“一方是独生子女的夫妇可生二胎”。随着未来人口的降低，应增加资源提高教育水平，提高人口的素质。

三是要合理利用老年资源，发展老年经济。我国目前的退休年龄比发达国家早，到2050年占中国总人口近1/4的老年人赋闲，随着平均预期寿命的提高，老年人在达到退休年龄时还身强体健，老年人的经验阅历将是巨大的财富。合理利用老年人的经验技术，为年轻人提供指导培训，为企业经济、社会事业发展献谋献策。此外，随着老年人口的快速增加，大力发展老年产业，不仅可以提高老年人的生活水平，同时也可以服务经济。

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[7] 同[6]