1、隊員一：馬強隊員二：陳可隊員三：張郁琳2013年8月20日研究論文湖北省養(yǎng)老問題研究摘要中國養(yǎng)老體制運行十多年來，對深化改革，維持社會穩(wěn)定，實行國民經(jīng)濟乂好 乂快發(fā)展起到了積極作用。然而，由于中國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，養(yǎng)老制度時間不長, 本身還不是很成熟,而快速的老齡化又給我國的養(yǎng)老體制帶來了新的問題。合適的養(yǎng)老模式對于解決養(yǎng)老體制的問題無疑是重中之重，養(yǎng)老正在突破傳 統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式，形成家庭、社區(qū)、市場化養(yǎng)老并存的局面。養(yǎng)老模式的確立必 須結(jié)合當?shù)氐膶嶋H情況，受到其收入來源、收入水平、支出水平、支出結(jié)構(gòu)婚姻 狀況、受教育程度、家庭關(guān)系、當?shù)亓曀椎纫蛩氐挠绊憽６饕蛩卦诓煌酿B(yǎng)老 模式中的影響程度

2、乂是不盡相同的，因此在統(tǒng)計整理當?shù)仞B(yǎng)老數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，綜 合考慮各因素的影響程度和影響方向，評估各種養(yǎng)老模式與當?shù)貙嶋H情況的契合 度，從而確定出最合適的養(yǎng)老模式。本文針對I 益顯性化的社會養(yǎng)老問題，首先選定湖北省為研究對象，對該省 的養(yǎng)老相關(guān)數(shù)據(jù)進行搜集、統(tǒng)計分析和無量綱化處理，通過多元統(tǒng)計回歸分析模 型得到各因素對家庭養(yǎng)老、以房養(yǎng)老、候鳥式養(yǎng)老、異地養(yǎng)老、消費養(yǎng)老、生態(tài) 養(yǎng)老、上地養(yǎng)老和禮會保險養(yǎng)老八種養(yǎng)老方式的影響方向和影響程度。然后，利 用灰色關(guān)聯(lián)分析，分別計算出這八種養(yǎng)老方式與當?shù)貙嶋H情況的加權(quán)關(guān)聯(lián)度，從 而選擇出適合于當?shù)氐酿B(yǎng)老模式。問題重述到 2012 年底，中國 65 歲及以上人口

3、占人口總量的比例己達到 9. 4%,超過 世界平均水平。隨著城市化進程的加快，社會養(yǎng)老問題將顯性化。社會養(yǎng)老問題 將是我們國家不得不而對的重要任務。養(yǎng)老正在突破傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式，形成家庭、社區(qū)、市場化養(yǎng)老并存的局面， 除家庭養(yǎng)老、土地養(yǎng)老、社會保險養(yǎng)老二種養(yǎng)老模式外，現(xiàn)在巳經(jīng)出現(xiàn)了異地養(yǎng) 老、以房養(yǎng)老、“侯鳥式”養(yǎng)老、消費養(yǎng)老以及生態(tài)養(yǎng)老等新模式。各種養(yǎng)老模 式都有其優(yōu)點和缺點。養(yǎng)老模式的確定，主要受當?shù)乩夏耆私?jīng)濟狀況和精神需求 的影響，經(jīng)濟狀況由其收入來源、收入水平、支出水平、支出結(jié)構(gòu)等兒方面決定， 精神需求與其婚姻狀況、受教育程度、家庭關(guān)系、當?shù)亓曀椎认⑾⑾嚓P(guān)。以湖北 省為例，通過搜集整合

4、相關(guān)數(shù)據(jù)，建立相應數(shù)學模型，對凡種養(yǎng)老模式進行分析， 并為當?shù)卣岢鲆环莨ぷ鲌蟾?，給出關(guān)于養(yǎng)老問題應該采取何種模式的建議。問題分析問題分析養(yǎng)老模式的建立需要從組織者（當?shù)卣┖褪芤嬲撸ó數(shù)乩夏耆耍﹥蓚€不 同的角度考慮，對于前者來說，主要影響因素為當?shù)亟?jīng)濟情況；對于后者而言, 養(yǎng)老模式是否適用，主要取決于其經(jīng)濟狀況和精神需求兩大方面。此問題為根據(jù)實際情況，通過對各影響因素的統(tǒng)計分析和模型建立，設(shè)計最 優(yōu)化方案的問題。由于養(yǎng)老模式的建立受到多種因素制約，且不同的養(yǎng)老模式, 所受的務變量的影響程度不同，因此，采用多元線性回歸分析的方法得出各因素 對家庭養(yǎng)老、以房養(yǎng)老、候鳥式養(yǎng)老、異地養(yǎng)老、消費養(yǎng)

5、老、生態(tài)養(yǎng)老、土地養(yǎng) 老和社會保險養(yǎng)老八種養(yǎng)老方式的影響方向和影響程度。然后，利用灰色關(guān)聯(lián)分 析，分別計算出這八種養(yǎng)老方式與當?shù)貙嶋H情況的加權(quán)關(guān)聯(lián)度，從而選擇出適合 于當?shù)氐膬悍N養(yǎng)老模式。模型假設(shè)模型假設(shè)根據(jù)調(diào)查結(jié)果，將家庭養(yǎng)老、以房養(yǎng)老、候鳥式養(yǎng)老、異地養(yǎng)老、消費養(yǎng)老、 生態(tài)養(yǎng)老、土地養(yǎng)老和社會保險養(yǎng)老八種養(yǎng)老方式分別作為被解釋變量，而將調(diào) 查結(jié)果中的當?shù)乩夏耆耸芙逃潭?、收入水平、耕地利用方式、婚姻狀況和生活 基本支出水平等因素作為解釋變量，分析這些因素對各種養(yǎng)老模式的影響度。用 Logistic 回歸模型對調(diào)杳數(shù)據(jù)進行實證分析，對解釋變量選擇向后篩選策略， 即將變量:引入回歸方程，并對回

6、歸方程進行檢驗，通過變量的不斷檢驗，剔除檢 驗結(jié)果不顯著的變量，直到回歸系數(shù)檢驗顯著為止。模型建立與求解模型建立與求解模型一：多元回歸模型:表一變量的解釋與說明變量名稱變量定義被解釋變量被解釋變量是否選擇家庭養(yǎng)老1=是；0=否解釋變量解釋變量性別1=男：0=女年齡65歲以上受教育程度1=不識字；2=小學；3=初中;4=高中或中專；5=大專及以上家庭年收入/元1=1000 以下；2=1000-6000：3=6001-100004=10001-20000：5=20000 以上家庭年基本生活支1=1000 以下：2=1000-6000：3=6001-10000出/元4=10001-20000：5=2

7、0000 以上籌資機制期望1=政府補貼：2=土地補償費；3=實物抵養(yǎng)老金；4=減免賦稅：5=建立福利基金；是否有配偶1=是；0=否耕地利用情況1=耕地有償轉(zhuǎn)讓：2=耕地無常轉(zhuǎn)讓：3=土地拋荒：4=自耕地；5=土地被征用；將影響湖北省老人是否選擇家庭養(yǎng)老的因素引入線性函數(shù) Y 中，Y 的表達 式為：Y=CXO+PIX1+P22+,+Pkk+E(1)其中，的為截距&到 Xk 分別是影響老人選擇家庭養(yǎng)老的因素(白變量)，e 為隨機誤差項Y 為愿意選擇家庭養(yǎng)老的概率，1-Y 代表不愿選擇家庭養(yǎng)老的 概率。從數(shù)學上看，函數(shù) Y 對 X 的變化在 Y=0 或 Y=1 的附近是不敏感的，且非線 性的

8、程度較高。因此，要引入一個 Y 的函數(shù) 8 (Y)，使得它在 Y=0 或 Y=1 附近 時變化幅度較大。我們對其進行 logistic 變換，BP：Ye (Y) logistic (Y) =ln(M)(2) In()是因變量 Y 的對數(shù)差異比，用。(Y)代替式(1)中的 Y,變換 后的公式為：Yln(，丫) =ao+ 件&+.+ PfcXfc+E(3)通過多元回歸模型來識別自變量對因變量的影響方向和影響程度，進一 步構(gòu)造檢驗統(tǒng)計量-Wald 統(tǒng)計量，Wald 統(tǒng)計最近似服從于自由度等于參數(shù)個數(shù) 的卡方分布。通過Wald統(tǒng)計檢驗來判斷日變量作用的顯著性即自變量對因變量 的影響程度與影響效

9、果。對湖北省的樣本采用 SPSS13. 0 進行了 Logistic 多元回歸分析。因解釋變 量之間可能存在多重共線性，有必要采用一些策略對解釋變量引入回歸方程加 以抵制和篩選。對于解釋變量的篩選可以采用向后篩選策略進行分析?；貧w分 析中，解釋變量經(jīng)過篩選過程，最后形成一些最終模型。步驟 1 是將所有的變量引入模型中進行回歸分析，按照 0. 05 的顯著水平為 檢驗標準(即 Sig.值0. 05),家庭年基本生活支出 1 項沒有通過顯著性檢驗, SPSS 在后而的幾步運行中會逐步剔除掉沒有通過顯著性檢驗的變量，在表(3) 中顯示的是步驟 2,在這一步驟中，受教育程度和家庭年生活支出沒有在模型中

10、 出現(xiàn)，說明己經(jīng)被剔除掉了。表二回歸分析步驟之一變量變量回歸系數(shù)標準差Wald 值性別-0.2560.1881.851年齡0.0020.0080.090受教育程度-0.0160.0920.030家庭年收入0.2090.04521.519家庭年基本生活支出-0.0100.0410.057籌資期望-0.1290.0719.344常數(shù)項0.4060.7730.277表三表三回歸分析步驟之二回歸分析步驟之二變量變量回歸系數(shù)標準差Wald 值性別-0.2530.1871.824年齡0.0030.0080.104家庭年收入0.2050.04125.306籌資期望-0.1270.0709.286常數(shù)項0.3

11、110.6820.208表 2、表 3 分別展示了分析過程中每個模型中各解釋變量的回歸系數(shù)、標準差、Wald 值的情況。逐步剔除不顯著變量后表 3 是最終的方程，其回歸系數(shù)都 通過了顯著性假設(shè)檢驗，最終解釋變量年齡，性別，家庭年收入，籌資期望通過 了顯著性檢驗，構(gòu)成最終的統(tǒng)計模型。具體方程如下：In （吉）=-0. 253X1+0. 003X2+0. 205X3-0. 127X4其中，由于常數(shù)項的 t 檢驗不顯著，因此設(shè)其為零。Xi 為年齡：X2 為性別：X3 為家 庭年收入；X4 為籌資期望。將被解釋變量分別改變成以房養(yǎng)老、候鳥式養(yǎng)老、異地養(yǎng)老、消費養(yǎng)老、生態(tài) 養(yǎng)老、土地養(yǎng)老和社會保險養(yǎng)老，

12、同理即可得出針對于以房養(yǎng)老、候鳥式養(yǎng)老、 異地養(yǎng)老、消費養(yǎng)老、生態(tài)養(yǎng)老、土地養(yǎng)老和社會保險養(yǎng)老的回歸分析結(jié)果。模型二：灰色系統(tǒng)評價模型1.養(yǎng)老模式分析評價體系的選擇養(yǎng)老模式分析評價體系的選擇影響?zhàn)B老模式的選擇的 7 項因素，即：性別，以性別影響某種養(yǎng)老模式的選擇程度為 100,數(shù)值越大越為重要。年齡，以年齡影響某種養(yǎng)老模式的選擇程度為 100,數(shù)值越大越為重要。受教育程度，以受教育程度影響某種養(yǎng)老模式的選擇程度為 100,數(shù)值越大越 為重要。家庭年支出，以家庭年支出影響某種養(yǎng)老模式的選擇程度為 100,數(shù)值越大越 為重要。家庭年基本生活支出，以家庭年基本生活支出影響某種養(yǎng)老模式的選擇程度為 1

13、00,數(shù)值越大越為重要?；I資機制期望，以籌資機制期望影響某種養(yǎng)老模式的選擇程度為 100,數(shù)值越 大越為重要。耕地利用情況，以耕地利用情況影響某種養(yǎng)老模式的選擇程度為 100,數(shù)值越 大越為重要。對上述 7 項評價指標，采用的權(quán)重按上述指標出現(xiàn)的先后順序依次為：Wj=(wi，w2, w3, w4, W5, w6, w7)= (0. 05, 0. 02, 0. 02, 0.50,0. 01,0. 30, 0. 10)2.評價數(shù)據(jù)評價數(shù)據(jù)八種養(yǎng)老模式，影響因素影響某種養(yǎng)老模式選擇的程度情況如下，八個養(yǎng)老模 式各影響因素指標實際數(shù)據(jù)列于表 4 中表四家庭養(yǎng)老以房養(yǎng)老候鳥式異地養(yǎng)老消費養(yǎng)老生態(tài)養(yǎng)老土地

14、養(yǎng)老社會保險養(yǎng)老理想對象性別1. 8511.8531. 7931. 8001.8351. 9151. 8401.7751. 915年齡0. 0900. 1100. 0980. 0890. 0920. 1050. 1120. 1010. 112受教育程度0. 0300. 0500. 0450. 0-10 0. 0350. 0380. 0540. 0360. 054家庭年收入21.51923. 633 28. 538 26. 360 25. 385 25. 695 23. 630 22. 569 28. 538家庭年基本生活支出0. 0570. 0430. 0500. 0480.0530. 046

15、0.0590. 0550. 059籌資機制期望9. 3448. 96510. 095 9. 3588. 5977. 99610. 036 11. 115 11. 115耕地利用情況0. 0960. 0760. 0830. 0950. 0791.6852. 3980. 0862. 3983. .指標計算指標計算1)計算指標關(guān)聯(lián)系數(shù)根據(jù)灰色系統(tǒng)理論，將C*=C；，C；,C：作為參考數(shù)列，將C = Cj,C；,C：作為被比較數(shù)列，則用關(guān)聯(lián)分析法分別求得第i個被評價對 象的第k個指標與第k個指標最優(yōu)指標的關(guān)聯(lián)系數(shù)，即式中p G （0 J）,一般取p = 0.5 o經(jīng)過計算得出關(guān)聯(lián)系數(shù)如下表:2）計算加

16、權(quán)關(guān)聯(lián)度11=?=1 嗎 X5n（i）=0. 05X0. 845+0. 02X0. 941+0. 02X0. 936+0. 50X0. 047+0. 01X0. 993+0. 30X0. 165+0. 10X0. 132=0. 176同理可得 了口 =0.188； r13= 0.674： r14= 0.227： r15= 0.192 : r16=0.216 ； r】7 = 0.298 ；= 0.429所以關(guān)聯(lián)序為:門 3 718 17 r14 r16 r15 r12 rn家庭養(yǎng)老以房養(yǎng)老候鳥 式養(yǎng) 老異地養(yǎng)老消費養(yǎng)老生態(tài)養(yǎng)老土地養(yǎng)老社會保險 養(yǎng)老理想對象?（性別）0. 845 0. 850 0

17、. 742 0. 958 0. 81310. 823 0. 714 1. 915 （年齡）0. 941 0. 993 0. 962 0. 938 0. 945 0. 98010. 969 0. 112?（受教育程度）0. 936 0. 989 0. 945 0. 962 0. 948 0. 95610. 951 0. 054 （家庭年收入）0. 047 0. 06710. 138 0. 099 0. 109 0.0670. 064 28. 5385（家庭年基本生活支 出）0. 993 0. 956 0. 945 0. 969 0. 983 0. 96410. 9890. 059K（籌資機制期望

18、）0. 165 0. 140 0. 255 0. 166 0. 136 0. 101 0. 245111. 115?（耕地利用情況）0. 132 0. 131 0. 132.1320. 131 0. 32910. 131 2. 398+ p max max |c -Cjmin min |c； - C?己（k） = ，_ |c-Cj| + p max max |c-Cjj|顯然，養(yǎng)老模式與當?shù)貙嶋H情況的契合度由大到小依次為：候鳥式養(yǎng)老、社會保 險養(yǎng)老、土地養(yǎng)老、異地養(yǎng)老、生態(tài)養(yǎng)老、消費養(yǎng)老、以房養(yǎng)老、家庭養(yǎng)老。結(jié)論與建議結(jié)論與建議根據(jù)回歸分析模型，說明湖北省的家庭收入水平、家庭年基本生活支出情況、 受教育程度、籌資機制期望、耕地利用情況等因素對養(yǎng)老模式的選取有著顯著的 影響。但其影