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消费养老范文1
关键词：养老模式；影响因素；对策分析
一. 养老问题的背景
长期以来，中国社会都处于一种转型时期，从社会结构的角度来看，指中国从传统型社会向现代型社会的转变。一个社会的细胞-家庭也充分见证了这种转变的发生，传统的家庭结构受到计划生育政策和独生子女政策的影响，家庭规模日趋小型化，[1]“4-2-1”家庭结构日渐普遍，掌握经济资源角色的主体可能从老人向中青年转化，两代人之间的经济依赖性逐渐减弱，直接导致了老年人在家庭中的重要程度降低，子辈们在家庭中的地位上升。
根据《中国老龄化事业发展报告（2013）》公布的数据显示，中国已成为全球最大的老龄化市场，据测算，到2015年，我国会有将近3亿老人[2]。可见，中国社会老龄化趋势已成为人们不可避免的难题。同时出现的新问题是，第一代独生子女的父母在此期间将进入老年期，也就是在新增的老年人口中80%将是独生子女父母，老年人可获得照料支持的亲属网络将大幅减少。这也极大的影响着子女对养老的消费水平。本文的研究内容在于通过查阅资料文献和调查问卷，民间访谈等方式，从家庭因素，社会因素等对子女的养老消费的影响程度进行分析。
二. 核心概念的界定
在中国养老模式的分类方面，有多种不同的类型划分。而持有观点最多的是以下分类：[3]中国的养老方式主要有家庭赡养、机构赡养和社区帮扶三类。家庭赡养，通常是指由儿女或者子孙后代等在家里，对老人进行赡养。包括经济支持、日常生活的照顾、精神慰藉三个方面。机构养老，主要是指老人在养老院、老年公寓等国家专门为老年人安排的场所安度晚年。社区帮扶，就是让老人生活在他所熟悉的社区环境里，不仅得到家庭成员照料，同时，当家庭成员力所不能及时，社区服务就发挥了帮助的作用。
三. 影响子女对养老消费的因素
（一）社会因素
1）观念的转变
[4]根据美国著名经济学家西奥多・舒尔茨等人提出的人口投资理论，得出结论：随着社会经济的发展，父母可以赚得较多的财富的能力逐渐增大，因此，孩子能够受到更好的教育，拥有更高的文化等方面素质，父母完全可以承担孩子的抚养和教育的费用，而养老保险及社会提供的养老服务作为父母年老体衰时候的最大支撑，所以净财富流流向下一代。在家庭资源既定的情况下，增加对少量孩子身体素质和文化素质上的提高，已蔚然成风。社会学家徐安琪曾经在《孩子的经济成本：转型期的结构变化和优化》的调查报告中指出[5]，从直接经济成本看未满16岁孩子的抚养成本将达到25万元左右，这其中没有包括子女上高校的费用，如果算上，抚养孩子的费用将增加一倍。此外，假设60岁退休后每月消费1000元，你的寿命为80岁，那么，你将需要花58万元；如果按每月消费2000元，则为116万元。表明养老是一笔巨大投资。出于这样一种情况，对儿女教育的投入也是这种观念的另一种写实，在这种“重小轻老”观念的影响下，社会的养老消费遭到了极大的忽视，使得老人到底该怎么养已经成为迫切需要解决的问题。
2）经济情况
在中国经济改革不断加速的背景下，部分中年子女因为学历，技术，年龄等原因找不到一份稳定，正式，收入相对较高的工作。慈爱的中国老人们看不得子女受苦，所以忍不住出手相助，这也是由于子女的经济情况造成的抑制养老消费的重要原因之一。当然，也有些子女本身经济条件尚可，但是还是抱着“不啃白不啃”的心理来啃老，比如，每天都来老人家里吃饭（不付伙食费）。在某次的对青岛市的养老问题的调查过程中，我们了解到，对“所能承受的最高养老院消费价格”的调查中，56%的人为此能够承受2500元左右每月每人的价格，36%的人为此能够承受3500元左右的价格。只有1%的人能够为此承受8000元左右的价格。可见，没有足够雄厚的经济基础，子女即使很孝顺，也是心有余而力不足的。
（二）家庭因素
1）主动动机
主动动机，意思是成年子女对老年父母进行悉心照料的原因来自本身的主动性。这种动机包括回报父母养育之恩，沿袭中国传统美德等。在采访过程中提及最多的一个主题，是成年儿女们心疼父母操劳大半辈子，到了父母应该安度晚年的时候，作为子女有责任有义务照顾他们。从这方面讲，子女的主观因素对养老消费的水平有极大的提升作用。与中国不同的是，[6]西方国家的家庭关系模式为单向模式，即父母只养育子女，而将父母的养老责任交给了社会，由社会照顾。受儒家思想影响的中国，奉行的是互动模式，即父母将子女养大成人，成年子女再反过来赡养父母。照顾父母的行为同成年儿女的名声紧密相关，对于促进养老消费有一定的积极作用，社会舆论称为这一动机有效的最大的监督者。
2）被动动机
被动动机，主要是指成年子女对老年父母的照顾行为是受制于现实的，客观的因素，而并非完全是出于自身的意愿来考虑。在成年子女照顾老年父母的过程中，体现的是一种互惠互利的意愿，这一过程受到了两者各自的社会经济状况，老年人身体状况等客观因素的影响。在经济上，父母可以帮助子女，因此，子女会乐意照顾赡养老人。这种被动性因素使得互动中的子女对父母的照顾比较顺畅的进行下去。例如，社会中的“啃老”现象体现了这种被动动机。农村的家庭，由于很多还是传统家庭结构，原来家庭的兄弟姐妹众多，会出现在赡养老年父母的问题中，子女“踢皮球”的现象。面对这种情况，家族中的长辈往往会出面进行子女间的调解和劝说，这一动机带有很强的被动性，但是依然会影响子女对养老消费的水平和投入程度。
四. 对策与建议
（一）养老投入会持续加大
以上海市为例，上海养老问题中比较突出的问题是家庭照顾能力减弱。因此，要建立多样化多层次的“五位一体”社会养老服务体系，并进一步完善保障体系。政府会持续加大这方面投入，同时动员社会力量参与。上海政府高度重视应对老龄化，对发展养老服务业作出制度性安排，《上海市人民政府关于加快发展养老服务业推进社会养老服务体系建设的实施意见》（简称“实施意见”）已正式出台，其中提出，到2020年全面建成涵盖养老服务供给体系、保障体系、政策支撑体系、需求评估体系、行业监管体系“五位一体”的社会养老服务体系。
（二）加强养老行业人才培养
现在护理行业好护工稀缺，也不容易留住，照顾90多岁老人的护工还需一定技能，“我们应把‘护理’工作作为一种职业来对待，而不是‘临时工’，这样，情况也会有所好转。”比如，在养老护理员、家政服务员、护士等职业间形成合理的待遇梯度，稳定服务队伍。将养老机构的定价考虑到运行成本中，让这些养老机构能够形成良性的循环，保证对老年人的服务质量，包括对护理人员的薪酬待遇可以获得保障。（作者单位：中国海洋大学）
参考文献：
[1] 王海滨. 城市独生子女家庭养老的问题分析及对策[D].武汉：华中师范大学.2008（06）
[2] 曹煜玲. 中国城市养老服务体系研究――以大连市为调查分析样本[D].大连：东北财经大学.2011（06）
[3] 陈建兰. 中国城市养老模式研究――以苏州为例[D].南京：南京大学.2012（08）
[4] 杨洋. 大城市独生子女父母家庭养老研究[D]. 上海：华东师范大学.2005（04）
消费养老范文2
关键词：养老保险支出 增加 城镇居民消费 影响
中图分类号：F840 文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2016）11-057-03
2016年国家统计局的国民经济和社会发展统计公报数据表明，2015年末我国60周岁以上人口数为22200万人，占总人口比重为16.1%，其中65周岁以上人口为14386万人，占比为10.5%。60周岁以上人口和65周岁以上人口相对于上一年分别增加958万人和631万人，人口老龄化趋势明显。随着人口老龄化进程加快，随之而来的是养老保险支出日益提高。2015年末全国参加城乡居民基本养老保险人数50472万人，增加365万人，城乡居民基本养老保险支出1973.83亿元，比上年增长23.2%。统计数据同时表明，2015年全国居民人均消费支出15712元，比上年增长8.4%，扣除价格因素，实际增长6.9%。以Feldstein（1974）为代表的经济学家认为养老保险有着资产替代效应，该理论认为年轻人预期国家会在自己退休后给自己支付养老金，而不需要现在就开始将自己的收入过多地储蓄起来养老，从而促进居民减少养老储蓄而增加当前消费。
随着我国老龄人口的大幅增加和养老保险支出迅速攀升，大量学者开始关注老龄化及养老金支出对我国城镇居民消费的影响。徐勇、谢琼（2008）通过中国养老保险的机制――由个人账户和统筹账户进行了养老保险对居民消费的研究，并从微观经济与总量经济两个层面进行分别研究。其微观层面指出养老保险对居民的消费有着保障效应和收入效应，而通过总量经济层面指出养老保险对居民的消费呈正影响。部分学者通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，虞斌、姚晓垒（2011）和孟祥宁（2012）通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，均得出养老保险对居民消费有显著的影响，当养老保险增加时，居民的消费也会存在着相应的增加。其中部分学者认为之所以会导致养老保险与居民存在着较强显著性的原因是在国内养老保险的覆盖率不高以及居民对养老保险的收益率不确定导致的。朱波、杭斌（2015）通过实证研究认为养老保险对居民消费的影响随着年龄的增长具有更明显的影响作用，尤其是在40岁年龄以上的居民，认为养老保险对居民的消费具有习惯性的影响，相比为参加养老保险的居民而言，其消费曲线更加平缓。
大量学者则采用面板数据模型分析了对养老保险对居民消费行为影响进行分析。其中陈汪茫（2010）研究得出养老保险跟居民的消费支出具有乘数效应，当养老保险的支出增加时，居民的消费支出则会较大的提升。石阳、王满仓（2010）通过对省际面板数据（2002―2007）的研究发现，现收现付制养老保险对我国居民消费有显著的正向影响，并指出养老保险对居民的储蓄有“挤出”影响。苏春红、李晓颖（2012）采用山东省17地市2003―2010年面板数据分析表明，养老保险对居民的消费具有较强的拉动效应，认为居民养老保险每支付1元，其中城镇居民的消费则会对应的增加0.0197元。邱俊杰和李承政（2014）运用1991―2011年省际面板数据，采用传统消费模型和生命周期储蓄模型分析发现提升养老保险覆盖率并未显著提升居民消费率。张国海、王枫林（2015）通过2003-2012年的省际面板数据进行研究认为，养老保险对居民的消费具有拉动作用，但是不同的省份，其拉动效力不同。马晓彤（2016）也通过面板数据对社会养老保险对于居民的消费支出影响进行了研究，其研究成果与前期的研究学者结果几乎一样，认为养老保险的支出增加，其会导致居民消费的增加。也有学者对养老保险对居民消费的影响研究中认为养老保险对消费具有负面影响。如白重恩、吴斌珍、金烨（2012）在研究中指出，在考虑居民家庭可能面临信贷约束时，养老保险与居民消费以及总消费呈负影响。
参考国内外其他学者的研究，本文根据Feldstein生命周期假说构建计量模型，然后以我国1989-2012年24年的时间数列数据为基础分析养老保险支出对我国城镇居民消费的影响情况。
一、经济模型与数据来源
Feldstein（1974）的生命周期假说认为，养老保险对居民消费支出会产生“资产替代效应”和“引致退休效应”，前者会促进人们减少防老储蓄并增加当前消费；后者会促使人们选择提前退休并导致退休后的生存时间延长，为了防老从而增加储蓄并减少当前消费。显然，其假说表明消费和储蓄是模型中不可或缺的因素。鉴于此，我们建立如下模型
二、模型计算结果分析
1.平稳性分析。根据数据，得到C，YD，W和SSW的线性趋势图（见下页）。
显然，上述四个变量都是不平稳的。同时，ADF检验表明，针对C，YD，W和SSW数据序列检验的统计量均大于临界值，所以均接受原假设，四个序列均为非平稳序列。由于此处C，YD，W和SSW是时间序列数据，在不改变变量的变化趋势的情况下，为消除异方差，对这四个序列分别取对数，分别表示为InCi，InYDi，InWi和InSSWi。进一步进行ADF检验结果显示InCi，InYDi，InWi和InSSWi均为一阶单整序列，即四个序列对应的T统计量值均大于10%的临界值，分别记为I（1）。
2.协整分析。由于InCi，InYDi，InWi和InSSWi为一阶单整序列，故其分别差分后序列平稳，差分后的序列分别记为InCi，InYDi，InWi和InSSWi，Johansen协整检验结果表明至少存在一个协整关系。
以InCi为因变量，以InYDi，InWi和InSSWi为自变量构建如式（1）形式的回归模型，采用广义最小二乘法得到如下估计结果：
InCi=0.64+0.87InYDi-0.05InWi+0.11InSSWi（2）
式（2）中所有参数估计量在0.05显著水平均通过检验。模型调整可决系数R2=0.999，说明拟合程度非常好，城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的养老保险支出几乎解释了所有城镇居民的消费支出。自相关检验统计量DW=1.734，说明模型干扰项不存在一阶序列相关问题。对干扰项的估计值残差进行单位根检验（ADF检验）结果为-3.398615，对应P统计量值为0.027，检验结果表明干扰项估计值在临界值为5%的时候拒绝原假设，即不存在单位根。检验表明模型干扰项序列是平稳的，同时表明InCi，InYDi，InWi和InSSWi存在着协整关系，由此证明城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄、城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出之间，存在着长期的稳定关系。
由回归方程估计结果表明，城镇居民的可支配收入与城镇居民的消费支出呈正比，城镇居民的可支配收入增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出增长率就会增加0.87%，所以可以看出城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出起着推动的作用，可支配收入的增加可以推动着城镇居民的消费增长。这个结论支持经济学一般结论，即收入增加会促进消费。城镇居民的年末储蓄与城镇居民的消费支出则呈反比，当城镇居民的年末储蓄增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出则会减少0.05%，所以可以看出城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出起着抑制的作用，这符合投资增加会“挤出”消费的经济学基本理论。估计结果同时表明，城镇居民的养老保险支出与城镇居民的消费支出是呈正比的，当城镇居民的基本养老保险支出每增加一个百分点，城镇居民的消费支出增长率增加0.11%。显然，城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出有着显著的推动作用，表明我国养老保险支出存在明显的资产替代效应。模型中所有参数估计均符合基本经济含义，故而模型设定不存在偏误。
3.误差修正模型。根据协整分析，我们可以得出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出有着长期的均衡关系，但由于长期的均衡关系可能存在着短期的不均衡关系，构造误差修正模型旨在分析出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出的短期失衡状态。构建如式（3）误差修正模型为：
误差修正模型估计结果表明，所有系统对于t统计量在0.05显著水平均通过检验，调整可决系数为0.87，表明模型拟合效果良好，方程F统计量为5.74，表明线性模型有意义。城镇居民的可支配收入前面系数为正，城镇居民的年末储蓄前面系数为负，城镇居民的基本养老保险支出前面的系数为正，误差修正项前面的系数为负，说明模型建立正确，符合经济意义。其中响应序列的当期波动主要受到以下几个方面的短期波动影响：受输入序列的当期波动短期变动影响。城镇居民消费受可支配收入序列、城镇居民的年末储蓄序列和城镇居民的基本养老保险序列当期波动的影响。根据误差修正模型可以看出城镇居民的可支配收入序列InYDi的二次差分项系数为0.62，表明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出产生正的影响。城镇居民的年末储蓄序列InWi的二次差分项系数为-0.002，表明城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出会抑制城镇居民的消费支出。城镇居民的基本养老支出对城镇居民的消费支出增长率的的弹性系数为0.07，表明短期类城镇居民的基本养老支出增加会促进城镇居民的消费支出增加。同时，误差修正项ECMi-1估计结果表明，当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.29）的力度从非均衡的长期均衡状态，拉回长期均衡的状态。
在式（2）中城镇居民的年末储蓄序列的系数为-0.05，而式（4）中城镇居民的该变量系数估计值为-0.002，说明城镇居民年末储蓄对城镇居民消费支出的长期抑制作用影响大于短期的抑制作用。式（2）中城镇居民的可支配收入处理变量系数参数估计量为0.11，而式（4）中其对应系数为0.07，说明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出的长期推动作用大于短期的推动作用。显然，城镇居民的年末储蓄以及城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出相对于长期而言，短期的影响更弱，则体现出中国城镇居民在短期的消费中仍处于比较消极的状态，较多的城镇居民选择把短期的收入储蓄起来，计划着长远的打算，从而导致城镇居民的消费支出上不去，中国居民的储蓄率居高不下的现象。
三、结论和政策建议
基于Feldstein生命周期假说，本文构建了估计养老保险支出、可支配收入和居民储蓄对城镇居民消费影响的计量经济模型。模型估计参数符合基本经济理论和Feldstein生命周期假设，说明模型设定基本正确。同时，模型估计结果表明：城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险与城镇居民的消费支出无论是在短期还是长期，都有着均衡关系。无论是长期还是短期，城镇居民的基本养老保险支出均促进城镇居民的消费支出增长，并且长期促进效应大于短期效应。误差修正模型估计结果表明，短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.29）的力度从非均衡的长期均衡状态，拉回长期均衡的状态。由此可以看出城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出无论是在短期还是在长期，都具有较大的影响作用。实证研究的结果表明目前我国养老保险存在资产替代效应的作用，当城镇居民的基本养老保险的支出增加时，相当于城镇居民对以后生活的资金保障增加，即国家从某种方面上增加了城镇居民的收入，相当于城镇居民的储蓄增加。
根据本文计量模型估计结果，提出以下两点政策建议：
首先，提高养老保险财政支出，促进消费可持续增长。研究表明，国家提高中国居民的基本养老保险支出，可以提高居民的消费支出，从而扩大内需，使得经济持续稳定的发展。所以为了保持消费可持续增长，从而促进经济稳定增长，政府可以在财政支出资金允许的情况下，适当地提高政府对养老保险的补助，增加居民的养老保险的政府补助。
其次，保持收支平衡，解决“空账”问题。由于我国过快的老年化，导致我国存在养老保险的资金上“空账”难题，年轻人养老保险的个人账户中，虽然账目上存在着资金，但实际资金已由国家作为养老保险发放给上一辈。导致空账的主要原因是“社会统筹账户”和“个人账户”一起管理，再加上我国大部分地区提前进入老年化，老年人口过多，老年人所缴纳的“社会统筹账户”不足以发放给老年人，从而挪动年轻人所缴纳的个人账户上面的资金，去弥补发放给老年人在养老保险上面不足的资金，从而造成了“空账”现象。由此国家可以通过实行“个人账户”与“社会统筹账户”分开管理，加快全国统筹来解决“空账”问题；同时可以提高国企的经营利润，从而从国企获得更多的红利；由此使得在养老保险现收现付的体系下，收支平衡，从而解决养老保险“个人账户”空账问题。
参考文献：
[1] 徐勇，谢琼.基本养老保险制度及其对居民消费的影响研究[J].乡镇经济，2008（5）
[2] 虞斌，姚晓垒.我国养老保险对居民消费的影响――基于城镇居民面板数据的实证研究[J].金融纵横，2011（8）
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[5] 杨河清，陈汪茫.中国养老保险支出对消费的乘数效应研究――以城镇居民面板数据为例[J].社会保障研究，2010（3）
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[8] 张国海，王枫林.城镇职工养老保险基金支出对城镇居民消费的影响研究――基于省际面板数据的实证分析[J].安徽科技学院学报，2015（1）
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[10] Feldstein M.Social security，induced retirement，and aggregate capital accumulation：a correction and updation[J].The Journal of Political Economy，1974（5）
消费养老范文3
>> 新型农村养老保险中的制度设计及其对农民参保影响 农民新型农村养老保险参保决策影响因素研究 新型农村养老保险中农民的参保意愿的影响因素分析 农民参与新型农村养老保险行为的影响因素探究 “新型农村养老保险”的县域经验研究 新型农村养老保险对生活满意度的影响研究 关于完善中国新型农村居民养老保险体系的研究 对构建新型农村社会养老保险制度的几点研究 广西新型农村社会养老保险农民参保意愿影响因素探究 浅析中国新型农村养老保险制度 新型农村社会养老保险筹资问题研究 新型农村社会养老保险制度研究 新型农村社会养老保险立法研究 吉林省新型农村养老保险研究 新型农村社会养老保险研究追踪 新型农村社会养老保险工作研究 新型农村养老保险常识 新型农村社会养老保险的发展 新型农村养老保险试点的思考 新型农村养老保险的问题与对策 常见问题解答 当前所在位置：.这是符合逻辑的，比如在现实中我们经常会看到，如果一个农村家庭有男孩，那么为了能够在男孩适婚的年龄盖上大房子，买上好的家电和家俱，在男孩未成家之前，全家都会尽可能地节省消费开支，将所挣得的大部分钱先攒起来。因此，综合上述的四个方面的讨论，在实证探索新型农村养老保险对我国农民消费水平的实际影响时，就可依据上述的讨论，具体构建如下的计量经济模型：
Cit=βxit+ai+μit
具体而言，在该面板数据模型中，C被用来代表各省市农民的人均消费支出水平，i被用来代表我国大陆地区的各省市（i=1，2，，，31），t被用来代表不同的年份（t=2006，2007，，，2010），x被用来代表影响农民消费支出的诸多解释变量（其中也包括用来反映新型农村养老保险政策是否落实的虚拟变量），β被用来代表各解释变量的系数，也就是模型中有待估计的参数集合。此外，根据面板数据模型的基本分析原理，在该模型中，α被用来代表每一个个体（各省市）所具有的不同的常数项，μ则被用来代表一些不可观测、但是却可能会对农民的消费支出水平产生影响的随机干扰项。
在设定了具体面板数据模型的基础上，结合前述关于各变量选择的基本讨论，以及结合现实中数据的可得性，通过对2007～2011年的中国统计年鉴、中国人口和就业统计年鉴中的相关数据展开进一步的计算，我们分别选定以2006～2010年各省市农村居民人均生活消费支出水平（元）、人均可支配收入水平（元）、人均可支配收入的平方（元）、人口老年和儿童的总抚养比、男女性别比，以及各地区的农村居民消费价格指数，来分别作为该期间各省市农村居民人均消费支出、人均收入、人均收入的平方、人口抚养比、男女性别比，以及各省市农村地区消费价格指数的代表。同时，需要说明的是，在下面的整个实证研究过程中，我们所应用的都是EVIEWS6.0统计分析软件。各样本数据的具体统计性描述如表1所述。
3.豪斯曼检验
按照计量经济学的基本原理和面板数据模型本身所具有的基本特征，一般来说，对于研究中所设定的面板数据模型来说，基于代表各横截面个体不同的常数项是否与各解释变量之间存在一定的相关性，可被具体划分为固定影响模型和随机影响模型两种主要的类型。而且通常来说，在使用相同样本数据的情况下，以两种模型形式对同一面板数据模型展开回归分析，在回归的结果上也很可能会出现很大的差异。虽然有研究表明，在横截面个数与时间序列的个数相当或大于时间序列个数的情况下，基于两种模型形式对同一面板数据模型展开回归分析后所得到的结果并不会存在太大差异，但是不管怎么说，只要存在差异，那么不管差异或大或小，对模型形式的鉴定同样非常必要。所以，为了能够提高回归结果的准确性，在开展具体的回归分析之前，还要先确定我们研究中所设定的面板数据模型具体属于前面两者中的哪一类。在这方面，通过采取为很多学者所曾采用过的豪斯曼（Huasman）检验法，即首先对所设定的面板数据模型在随机影响的情况下展开回归，并在回归的基础上施以豪斯曼检验，可以发现，EVIESW6.0输出的豪斯曼检验的卡方统计值达到16.82，相关的D.F值达到6，反映拒绝原假设犯错误可能性的概率P，则在数值上仅达到0.0096，远小于0.05的通用临界概率值，因此，检验的结果无疑拒绝了我们所设定的模型属于随机影响模型这一假设，也就是说，对于本文所设定的面板数据模型，应具体属于固定影响模型。
消费养老范文4
文/大康
医学发展到今天，肺炎不再是让人谈虎色变的不治之症，在适当抗生素和对症治疗下，一般十天至两周即可康复。但肺炎为什么会频频光顾老年人及慢性疾病患者，而且成为老年人及慢性疾病患者畏惧的“杀手”呢？
据统计，肺炎已成为80岁以上老人死亡的第一病因。中国高血压联盟常务理事洪昭光教授指出，由于老年人心、肺、肾等重要脏器功能衰退，免疫功能低下，极易患呼吸道感染继发肺炎。如果有高血压、高血脂、糖尿病、心脏病等慢性病，心肾功能衰退速度明显加快，不及中年人的一半，甚至1/3。在这种情况下，一旦有风吹草动，感染了肺炎，便可迅速出现心力衰竭。所以，老年性肺炎死亡率极高。
值得注意的是，由于老年人全身反应能力差，肺炎常无典型症状，发病比较隐蔽，一般没有发热、咳嗽、胸痛、畏寒等肺炎的主要症状，因而使诊断困难。因此，专家强调，老年性肺炎的发现和诊断非常重要，这需要病人，特别是病人家属多了解老年性肺炎的常识，另一方面，医生的明确诊断要以X线胸片为主要依据。
预防老年性肺炎很关键。洪昭光教授特别提醒，冬季是老年性肺炎发病率最高的季节，所以老年人要注意防寒保暖，预防受凉感冒。如患了上呼吸道感染，要及时彻底地进行抗感染治疗，以防发展成肺炎。患慢性病，尤其是合并呼吸道疾病的老人，要积极治疗，还可以定期注射肺炎疫苗。另外，老年人应适量、合理地锻炼身体，使机体逐渐适应天气冷热变化。居室要经常通风换气，保持空气清新。还要养成良好的生活习惯，平日多吃一些营养高、易于消化的食物，多饮水，以利痰液稀释排出，不吸烟、不酗酒，尽量少去人声嘈杂、空气污浊的公共场所。
洪昭光教授还讲了一个护肺养生的小窍门，简单有效，老年人及慢性疾病患者不妨一试：晚上睡觉前，用热水充分泡泡手和脚，使之温热充血，约10分钟左右，这样能通过神经反射使上呼吸道、鼻咽部毛细血管扩张，血流增加，局部抵抗力增强。
观掌看体质
文/姜华
手的形态、大小、软硬程度常常会反映人的脏腑气血功能的状况，也会反映出某些疾病的早期征象，留心观察自己的手掌，可以通过这些了解自己体质的好坏和健康状况。
细长型掌面 指掌面长度大于宽度的掌型，属内外相间的性格，善于思考，这样的人易患失眠、健忘、神经衰弱类疾病。
方型掌面 指掌面长度和宽度基本相同，或者不超过1：0.8的比例，这类人性格内向，经营能力强，35岁以后易得心脑血管疾病。
横短型掌面 指掌面宽度大于长度，属外向性格，爱打抱不平，易得消化系统和肝胆疾病。掌面小指外缘突出者尤其明显。
手小 手小心脏就会相对小，常会有心悸的症状，多伴有血压偏低，血糖偏低，易患头痛，疲乏。
手大 手大的人易患骨质疏松，也往往易患心血管疾病。
手胖 手胖多预示体内脂肪堆积；若掌色发红，须注意血压变化，防止中风；肾功能失调造成的浮肿也会导致手胖。
手瘦 性格敏感，胃肠功能弱，易患神经衰弱。
消费养老范文5
【关键词】左氧氟沙星；老年性肺炎；临床疗效
随着我国老龄化人口的增长，很多地方已逐步进入老龄化社会。老年人的用药量也显著增加，革兰阴性杆菌肺部感染病率也日益增多，老年人患病率明显增高。治疗上对于抗生素的选择目前倾向于氨基糖甙类、三代头孢菌素、喹诺酮类。本文选取我处使用左氧氟沙星治疗老年性肺炎50例，并与头孢唑啉治疗组50例作对照分析。
1资料与方法
1.1病例选择：2009年1月至2011年1月经X线及实验室检查确诊的我院老年性肺炎住院病人共100例。随机分组：左氧氟沙星组50例，男性29例，女性21例；年龄59～82岁，平均年龄68.5岁；伴有咳嗽、咳痰41例，胸痛11例，发热26例。头孢唑啉组50例，男性27例，女性23例；年龄60～81岁，平均68岁；伴有咳嗽，咳痰48例，胸痛10例，发热25例。
1.2治疗方法：治疗组：5%GS 250 ml中加入左氧氟沙星400 mg静脉滴注，每日一次。对照组：5%GS 500 ml中加入头孢唑啉5.0 g静脉滴注，一次/d。两组治疗过程中如无特殊情况(如高热、剧烈刺激性干咳等)均不加用对症治疗药物。疗程均为7～10 d，并在7～10 d拍胸片。
1.3观察内容：X线片炎症吸收情况，咳嗽、咳痰症状消失情况(用药后第7 d)；胸痛消失情况(用药后第4 d)；退热情况(用药后第4 d)；肾功损害情况(用药后第7～10 d)。
1.4统计学处理：计数资料采用χ2检验，计量资料采用 t检验。
2结果
2.1 X线片肺部炎症吸收率：左氧氟沙星组完全吸收45例(90.0% )，部分吸5例(10.0%)；头孢唑啉组完全吸收38例(76.0%)，部分吸收10例(20.0%)，未吸收2例(4.0%)。左氧氟沙星组炎症吸收率明显高于头孢唑啉组(P
2.2咳嗽、咳痰症状消失 左氧氟沙星组咳嗽、咳痰症状消失46(92%)例，头孢唑啉组39(78%)例。左氧氟沙星组症状消失率明显高于头孢唑啉组(P
2.3胸痛症状消失率 治疗后左氧氟沙星组胸痛症状消失9例(81.8%)，头孢唑啉组胸痛症状消失5例(50.0%)。左氧氟沙星组胸痛症状消失率明显高于头孢唑啉组(P
2. 4发热症状消退率左氧氟沙星组发热症状消退者22例(85.6%)，头孢唑啉组发热症状消退者17例(68.6%)。左氧氟沙星组发热症状消退率明显高于头孢唑啉组(P
2.5肾功能损害 左氧氟沙星组2例(3.0%)，头孢唑啉组1例(2.0%)。两组患功能损害发生率无显著差异(P>0.05)。
3讨论
据文献报道，革兰阴性杆菌肺部感染发生率呈逐年上升趋势，其中以大肠杆菌、绿脓杆菌为最多。葡萄球菌中产生β-内酰胺酶的菌株明显增高，约占80%。根据以上常见致病菌的比例变化，我院对抗生素的选用也有所改变。头孢唑啉作为第一代头孢菌素主要对革兰阳性杆菌(包括对青霉素敏感或耐药的金葡菌)的抗菌作用较第二、第三代强，对革兰阴性杆菌的作用差，但仍可为革兰阴性菌的β-内酰胺酶所破坏；对肾脏有一定的毒性。左氧氟沙星属喹诺酮类药物，它的作用和机制是通过抑制DNA回旋酶作用，抑制细菌的拓朴异构酶Ⅳ。喹诺酮类药物选择性抑制敏感细菌DNA回旋酶的Ⅱ单位的切割及封性，同时也阻断拓朴异构酶Ⅳ的解旋活性，阻碍细菌DNA合成，导致细菌死亡而呈杀菌作用，哺乳动物真核细胞中不含DNA回旋酶而是含有概念及机制上相似的Ⅱ型DNA拓朴异构酶Ⅱ，喹诺酮仅在很高浓度才能将其抑制，故喹诺酮类药对抑制细菌选择性高，不良反应少，抗菌谱广，尤其对需氧革兰阴性杆菌，包括铜绿假单孢菌在内有强大杀菌作用，对金葡菌也有良好抗菌作用。在组织内和细胞内均能达到较高浓度。对支原体、衣原体及厌氧菌也有作用，且血浆半衰期较长。老年人由于患病率高，且多易同时患有多种疾病，因长期使用广谱抗生素，呼吸系统退行、性改变，机体免疫力下降，更易发生肺炎，而且不少是院内感染，其中革兰阴性杆菌感染率高。选择左氧氟沙星治疗老年肺炎是基于其对革兰阴性杆菌的良好作用。两组对照显示左氧氟沙星治疗老年人肺炎效果明显优于头孢唑啉组。但左氧氟沙星治疗对肾功能有一定的影响，有肾损害者慎用。对于一部分伴有哮喘的患者在应用氨茶碱时不宜用左氧氟沙星，因后者酶抑作用，可使氨茶碱体内蓄积，引起毒性反应。随着老年人年龄增高，体内环境变化，对药物的副作用、毒性药代动力学、药效学等方面都会产生影响，加之老年人患病的多病性，故应把握好老年期合理用药的基础。
参考文献
[1]刘春英，大剂量左氧氟沙星治疗老年呼吸道感染的临床研究[J]职业与健康，2009，(18)
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关键词 肺；结核；药物疗法；免疫学；微卡
微卡(母牛分枝杆菌疫苗)具有免疫调节作用，提高巨噬细胞吞噬功能，对肺结核患者治疗有辅助增效作用。为观察左氧氟沙星、微卡对老年肺结核疗效，本研究观察了97例老年患者的治疗情况，将结果报道如下。
1 对象与方法
1．1 病例选择：年龄60岁以上，肝功能正常，无免疫变态反应，自愿加入本试验。经细菌学检查确诊为继发性肺结核。入院前曾用SHRZ进行药物治疗，包括规律用药，满疗程后痰菌复阳者，不合并肺外结核。入选病例均已胸片证实肺内有浸润病灶。
1．2 分组：将患者随机分为两组：治疗组50例，男37例，女13例，平均67.5岁，有空洞28例。对照组47例，男30例，女17例，平均66岁，有空洞26例。治疗组采用V＋H＋Z＋M，对照组采用H＋Z＋O：其中V左氧氟沙星，H异烟肼，Z吡嗪酰胺，M微卡，O氧氟沙星。微卡在化疗的第二周末首次使用，22.5 μzg用生理盐水溶解后臀部深部注射，隔周1次共10次，每次肌肉注射后观察30分钟，有无过敏反应及其它不良反应，整个治疗过程中观察注射局部有无红肿、硬结、溃疡形成。
1．3 方法
1．3．1 一般情况：治疗前详细记录病史、用药情况、症状、体征及并发症。治疗开始后，每日详细记录症状、体征变化及药物不良反应。
1．3．2 一般实验室检查：治疗前血尿常规，肝功能，T细胞亚群。治疗开始后。每月复查1次肝功能，T细胞亚群每3个月复查1次。
1．3．3 X线检查：治疗前摄胸片，治疗开始后每月复查胸片1次，可疑空洞由CT扫描证实。
1．3．4 疗效评定：依据2005年中华医学会令创治疗指南制定的标准评定疗效。(1)细菌学：连续2个月痰菌培养阴性不再复阳为阴转。(2)X线影像学：病变范围以所有的肺野数计算。病灶：显著吸收：病灶吸收≥原病灶1／2；吸收：病灶吸收
1．3．5 统计学处理：治疗组与对照组之间的显著性差异及治疗前后的差异用t检验，用x检验计数资料的差异性。
2 结果
2．1 痰菌阴转率。
2．2 病灶变化。
2．3 空洞改变：9个月疗程结束时，治疗组空洞闭合率为66％(19／29)，显著高于对照组26％(7／27)，P0.05)，治疗组4例无变化，对照组15例无变化。
2．4 免疫指标：治疗组CD3、CDa较治疗前明显升高，CD8明显降低。CD1／CD2比值升高。
2．5 不良反应：接受微卡治疗组中，注射后数小时出现低热2例。轻度皮疹1例，注射过程中出现注射局部红肿2例，均经对症处理好转。未见发生过敏性休克，肝、肾功能损害，亦无造血功能障碍。两组均可见胃肠道反应，治疗组8例，对照组7例，经对症处理后均好转，两组不良反应率差异无显著性(P>0.05)。
