3人口老齡化論文

3人口老齡化論文人口齡化問題老摘要人口齡化問題老是12紀中世國所臨面嚴峻的會問題， 已社起全引會社的泛廣關，注但前我目對老們化影齡因素的響研還究不夠統(tǒng)系和面。全本從文齡化老影響的因出 素發(fā)建，主立成分析法分線性擬、合灰色預測和的學模型，得到影數(shù)響口人齡老化的四個 主因素要，并科的預測出了學來幾年未老齡化人的口量。數(shù)先首我們通，閱讀大量過的相關文獻，定出十確幾影個響人口老齡化的響因子， 影從并家統(tǒng)計國局站上網(wǎng)得獲相指應標的始原據(jù)，結合數(shù)理的合設，建假立同年份不各個響因子影一個的二表。維其次我，們建立主分分成析模法，型將所獲得的指標和始數(shù)原進行標據(jù)準處理化 ，運用SPSS件進行軟分，得到析影了人響老口化齡主要的素有因：均人 GPD預，期平壽均命，育教經(jīng)費入投農(nóng)村人，口重比這四方個。面 再，利用次上已提取的述四個響因素，影通線過擬性合得四出個主要素因人口和老齡化的函數(shù)關 系：y=式-4220.225937799020+0.679554684861473*x61-000.0028070833512*2x+0.000077237515815*3x+00164.2418836739*x42通過灰色再預測型模結上述關合式系求出解未人來老口化的齡重比，后我們將歷史隨年份預值測真與實值進行對，比其結果為較合吻從而，驗出了證模的合型理。下性為表 我們預出的未來6測老年化齡人口重：比01270.20117.792021.8220138.50214.8902510.13b5E2RGbCAP后，最我們此模型對進了優(yōu)缺點評價和行型模改進 本。文色特將是性擬線和灰合色測模型相結預。首合先據(jù)根歷數(shù)史據(jù)，線擬合出性人口老齡 比重化與四個響因影之間素的的數(shù)函關系式，運再灰用色預測型模預出四個影測響素的因來指未，標最代后已入合擬的函數(shù)關系式中好，就可求解以出未老齡來人化口的比。p1EanqFDPw重關鍵：字口老齡化人主成分析分法線性合擬灰色預測11問、重題述人口問題是全球主最要社的會問題之一是，當代許多會問題的社心核據(jù)官。方計統(tǒng)，20到0年5，界人世口將達到9—1000億，其中60歲上的人口以達到將20億。制控人的增長已迫口眉睫。在老齡而問題是人化口題中問最出突的題。問前世界人口目老齡化程度深的國家較日有、意本大、利德國，等高達其25%以，上我國6而5以上的歲老人口年占人總口7%。這按個標，準國已我進老齡化社入。控制人口老會齡化問題已刻容不，緩社會經(jīng)濟對穩(wěn)定和的持可續(xù)展發(fā)有都重意要。義利附用表的數(shù)據(jù)中及互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)，建立學模型，數(shù)析老齡化分口人數(shù)諸多與響因影素之間關的，為防止老齡化提系供據(jù)依，時預同未測來年兩我老齡國人化數(shù)量。2、口題問析分21世紀中的是國個一DXDiTa9E3d不可逆的老齡社轉。日益增多會老的人口齡以及此相伴與而的社生經(jīng)會濟問題已引起全社會廣泛的注。關針對影因響與素口老人齡間的關之系和預測來未齡化人口數(shù)量老這個問題兩我做們?nèi)缌讼挛龇郑?.就題中所呈現(xiàn)的目國人口我齡老的現(xiàn)狀化我，們影響從現(xiàn)此的因素狀入手，選擇濟、科經(jīng)、技策政環(huán)、境四個方面，并等從四方這面開分析，展終計最出算面合理全的響因影素。2基于第.二問預測，未人來口老化齡數(shù)的也就量是先灰色用測預型模，歷由值得史出各個響影素的因未來值，再通過線性合擬系式關運，出算結的果程。過RTCrpUDGiT3、型假設模、假1設中在國計局統(tǒng)站搜集網(wǎng)的據(jù)數(shù)真實均效有。2假、設影響人口齡化老因各之間互不相素關3。本文、以份年為間變時，忽量了略以區(qū)差異地為性點的特人密度口標指。4、符號明5PCzVD7HxAXX1說X2X3X4X5人口齡化比重老女比重性農(nóng)人村比口恩重爾系數(shù)格預期均壽命平人均GDP2X6X78XX91X01X1X12ya1bb2b3b4nmxjjxSjiR教投育入科技學術入投體文投入社保障投入會療衛(wèi)生投醫(yī)環(huán)入保境自護然增率長口老人齡比化重常數(shù)預平均壽期命權的重均人GDP的重權育教費經(jīng)投入權重農(nóng)村的人比重的權口重指標號年份編第個j指標各的數(shù)據(jù)的平均年值第j個指標各年的據(jù)的數(shù)準標差始數(shù)據(jù)原關系數(shù)矩相陣表4--151、型模立建求解jLBHrnAILg與3模I塊（主分的成選篩）.5.1 數(shù)據(jù)查找1我們通中國過統(tǒng)計網(wǎng)站得到局需所年份統(tǒng)的計年， 鑒對始因原的素關數(shù)相據(jù)行進了搜集整 理得，與到模本相型關的據(jù)數(shù)。（詳附錄見）5.一.12模型析主成分分析也分稱分主量析分旨，在利降維的用想思，多指把標轉化少數(shù)幾個為合 指標綜在。本題究研中，了全為面系、地分統(tǒng)問題析我們，須考慮必眾多影響因素這。些涉 及因的素一般稱指標為在多元統(tǒng)，計分析也稱中變量。為為因每變個都量不在同程度 反上了映研究所問的題些某息，信并指且標之彼間此一有定的相關，因性所得的統(tǒng)而 計數(shù)反映的信息在據(jù)定一程上度重疊有在。用統(tǒng)方法計究多變研問量時題變量太，多增會加計量和問題分析算復的性雜，們希望在我行進量分析的定程中，涉及過的量較變少，得到的信息量多較。故用此選方種法進主要行素的提煉因。5..13數(shù)標據(jù)準化理處將0~049年各個影因響的素有原關指標數(shù)據(jù)始成寫矩陣形 式 ，然m后用運準化公式標yxHAQX74J0Xj（lxijXSji 2 ,「Illjl? t]]LDAYtRyKfE（其為年份mn為指標號編，ij為原始數(shù)據(jù)x，xj第為j個指標各年的均值平S，j是jx的準差標進）行理（詳見處附錄）二Zzz6ZB2Ltk，消除指各標綱量受影響。的5..14模型建立實在情際況中影人響口齡化的因素較老，多括如包下表的1內(nèi)2個以未及列的出各種素因，我將這些們素因近幾的數(shù)據(jù)找出并年原將始據(jù)寫成的矩陣數(shù)輸入 SPSS件中軟經(jīng)一過運算些得相到關指標。dvzfvkwMI1的成份解釋總的方差初特征始合計值1.1142.482.229.510.2406.14E-1649.941E-162.078E16-5.45E2-7-11.21E1-16 方的差%934.84.04711.90742.6.0225.11E615-.493E5-115.72E-153.543E4-161-.09E-01累積5%93.449784.569937.29.7998100.00010000.000.0100100.00100.0000010.00rqyn14ZNXI4021345679810提取平和方入載差方計合的%累積%11214.934.4839.484.4824017.97465.2.92.91709.972305.1.2469.998.0247.20210000.0 EmxvxOtOco111-2.8238E1--2.024E1-100.00065-7.702E1--60.8E-1150.000065表5--1SixE2yXPq5在實1研際究，中由主成分于目的是為的降了維，少減量變的數(shù)個，故般選一少量的取成主分不（過超5或6個），要他門所能包含只原量信變的息68以％即上?？捎缮峡杀硪缘降妹恳恢鞒蓚€分貢的率獻和計貢獻累， 率相關數(shù)的系征值特各即成主的方分，可以差看第出一成個分的征值特累的積獻率已經(jīng)高達貢39.48%，4以我們選所取第一個成為分成分主。再由SPSS得相關系到數(shù)陣矩R的征特向如量：下成份矩陣a份2成3232.08.7.118.046.342-.034.0181.80-.042.01.1162.419.222.304 表-15-2上由表，我們在第個一主成中選分取特征向的量絕值對在0.98以上的5個最主要四的素。主因要因素特向量預征平均期壽0.命979均人GPD.990教育經(jīng)3投費入0.992村人口比重農(nóng).905-817.1.026--09.7-0.761.67.17-41.8.1528.-508.256ewMyirQFL1性女重1比農(nóng)村人口比重2格恩爾數(shù)系預3期平壽均命4人均GP5D育教費經(jīng)入投6學科技術投入7文體投入18社會障投保入9療醫(yī)衛(wèi)1生環(huán)境保護101然自增長率12kavU42VRUs1.694.985-.881.997-.993.929984.9.84. 696.79.997-1.986y6v3ALoS89.029.108.502-.038-0.1-.3150.023.20-705.5.35-.0071-.31M2ub6vSTnP9-500.4.-041.70.058905.000.502.7.014-.055-.02-.0363.0030YujCfmUCw51.4.分得析出結果5根上據(jù)所表，示我據(jù)此提們出取均人GDP,平均命壽教育，經(jīng)投入費農(nóng)，村口比人重四個主這成分。模塊U線（擬合性出求各出成分與口人齡的關系）老52.1.模分型析根據(jù)模I型提煉的我們得出，預平均壽期命人均， GD,P育經(jīng)費教投入，村農(nóng)人口重比四個主成這分據(jù)此故列，此四出種成的分數(shù)據(jù)下表：農(nóng)村口人重比85.247.0516.15550.0645.323.541eUts8ZQVRd年份204200502006200720082009預期平均壽命17747.19.627.91274.37272.729.6人GD均P1233.5518415.836619947.02109.46627370.172575.458表-52-1sQsAEJkW5T教育投入3365.93479.8437480.14712.3292001.120134.574GMsIasNXkA經(jīng)過以計算我上僅們得出僅主了成分，但主成分因變量人口與老齡化比之間重的關系不還分十明，我們確可以看人口到老化比重是齡隨人著均 GP，平均D壽，教命育經(jīng)費投入的 增加而加，增著農(nóng)隨村人口比的重加增而少。減們需要我某函數(shù)關種，系確來定四者與人口齡化之老的關系間。而故取選線擬性的方合式建立模來型。52.2.模型建立設y為變因量即口人老化比齡，x重1預期為均平命壽x,為人2均GDPx,為教育經(jīng)3的費投，入x4為農(nóng)村人口重可比如得下線性方TlrRGchYzg程y:」 b丨權丨Ij2戦2:北衣4b加根4上面據(jù)所列性回歸線型在模MTLAAB件中編寫軟程序，進行算運出得如結果（下序程附錄見三。7EqZcWLZNXa）1bb2b3b44-.202292370759952.670958684646417-3.0000028070383521.0000072713587155.006418218346723lzq7iGf02E9:注b因2b3與所得結較小果且，對終運算最有大較響，故運算結影果留保數(shù)小較多故所得線方性程zvpgeqJ1hk6為y-4=.222029573097295+00.76985648466413*x710000027.13778551*5x3+0.16082441326879*34Nrpojac3v1x-.0000008237085213*x2+5.2.模型檢3為了分驗析模型可靠的性我，進們一步，將 06到09年四的主成分項據(jù)數(shù)帶入線方性 程中進運行，將算測預與實際值值行進較比得出結論如，下（表5-2-）1nowfTG4KI數(shù)2值年份200420050026027020820009際值7.67.實77.9.1883..5表5-282預-測值7.5777..8.088.384.絕對差-誤01.0-0.1-.100-0.從1（表-5-2）可看出2,對絕誤的絕對值差均在0.1之，說內(nèi)回明方歸程有具較的高表代性和顯著，可以性很好表的示四者這間的關系。 模塊川（灰之預測模色推測型未人口來齡老化比） 5.3.重1模型分我析們推測未要來口老齡化比人重需要，知道未來人均GPD平均,命壽，育教費投入，經(jīng)村人農(nóng)口比這四者在未來重某年的數(shù)，但是據(jù)這些們無法我實從中查知，故我們際以利可用灰預色模型進測預測。 模行優(yōu)勢灰色型測預型模介白于色模和黑色型模型之間，色白數(shù)即全部已知據(jù)，黑即數(shù)據(jù)色 全未部知，色灰是則分已部部分未知知?；翌A測色是則應用灰模型色 GM1（,1對灰色）系進行分統(tǒng)、析模、建解、求預的測程。由過灰色于建模論應理用據(jù)生數(shù)手段成 弱，化了系統(tǒng)隨機的，使性紊亂的原始列序呈現(xiàn)種規(guī)某，規(guī)律律不明顯的得較變?yōu)槊?，顯建模后還進行殘差能識辨，使較少即歷的數(shù)史，任據(jù)意機分隨布也，得能 較到的高測精預。5度3..2模的建立首型先，別分列出各主個分的成史歷據(jù)如表（5-2數(shù)1）-然，后將寫好的灰色編測預 型模源程序（詳附見四錄輸入MATLAB軟件中，各將個主成分的數(shù)據(jù)次輸入依，再入輸預知來未多年少，可即出得預數(shù)測據(jù)，下如為即人均GPD測預來未6年數(shù)的據(jù)（圖53-1）-：7fjnFLDa5Zo圖5-31-百絕對誤分差：3為5196.058%預值為測：0483.558655535.0392433375.421634937872.60460.789847479.3872tfnNhnE6e59后然依次出得其他主成未分來6年的據(jù)如下表（數(shù)-3-5）1成分平預期壽均命人均GD（元P）育教費投入經(jīng)數(shù)據(jù)萬（）年元份0102211001222031201401257.324113.4772073.77327.3859247.4244.7537030485.585613961077.5333.712447140.22184509067.8882219.3056147794.972382151.22105535.039423535.79592673398.26744522.336表（1-5-31HbmVN777sL農(nóng)村人）口比重%（）52.54355.686115.805140.503024.922224.842735..33型模的解根求據(jù)些預這測據(jù)再結數(shù)合塊U模所求得的線中回性歸方進程計行算得未出來6年的人口老齡化比重測如下預表5-3-2）V7l4jRB8Hs（82100.770112.9720128.220138.5表5--2320148.920150.13同時人將老齡口化比的重史歷數(shù)和據(jù)預數(shù)據(jù)測如做下圖（-35-）2：圖-352-6、型模評的價.16模型優(yōu)點.1選擇成主分析法，結分合家國統(tǒng)計所披局露的據(jù)，數(shù)權威觀的分客出析影響了人口老齡的主要因素。2化.針許多未對知因素影響人口仍老化的齡一這題，問我們用灰采預測色型模，將不確的明因科學素進的行理，使處模型更加確準。3.結合有年已份的數(shù)及科學研據(jù)表究明我們，分析的所結合理果準確，具說服力有。6.2型模缺1.點因數(shù)的局據(jù)限，我只得到了近六年們個因各素指標，使的在得量大據(jù)支持方數(shù)面是不特別滿的意2.由。人于口性對人口慣老齡化的獻貢在不的同時段波動起伏，間相其于長的時間對跨較度為敏感所，以對針測兩預的老齡化年口人量，數(shù)們我把作為既定的因素它沒，考慮進有去。6.3模型改進.83lcPA59W991更.深的搜入集據(jù)，得到盡數(shù)可能多年份的的據(jù)，使數(shù)評價果更結具說服。力2.立優(yōu)建模型化，考慮口密人度因素，體現(xiàn)老齡化空在分間上布不平的衡3。.結果將行進優(yōu)化，我們認可以從城鄉(xiāng)老齡化為口人量，數(shù)地老區(qū)齡化口數(shù)量這人兩個面?zhèn)惹‘數(shù)姆从硣铱诶淆g人化特的。點、7對人口老齡化的建議1應.快速高經(jīng)提供養(yǎng)濟能，力適調當整經(jīng)政濟策。2.充發(fā)分家揮庭社、會和個的人用作，筑構三者互補充的養(yǎng)老為系。體.3鑒借西發(fā)達國家經(jīng)驗，方妥穩(wěn)高法提定退休年。齡mZkklkzaaP、參考文獻81[]新原劉，杰1世829-2007我國人口老化齡因原人的學因口解分析學海2009.42][何建，寧朱雪霄口老人齡化影因響的素色灰聯(lián)度分析經(jīng)關濟橫縱3][華人人中共民和國家國計局統(tǒng)0042~002《9國中計年鑒》統(tǒng)http://ww.stawst.gvo.nc/jstjn/sd/j[]4 陳磊金珍甄冉李0102上世海博會響影力定的量評估數(shù)模學型2100年AVktR43bpw0120年第6期9、附附錄錄一人口老齡比重化7.607.07790.女性比重48.8448.7448.4801200420025006農(nóng)村口人比58重.247.501651.0恩格爾系數(shù)4.2074.5045300020720802009810..388050.期平預壽命均1.74771.9627197.24.723.2772.69ORjBnOwcEd48.5048.538456.均人GPD1235.3851485136.16994.720169.46023707.172575.5482MiJTy0dTT550.6543253.41教育.投入336.543997483.7408.41712.2230109211.037.454gIiSpiue7A3.144306.74.097科學術技投入109.34513439.1681.50178380.42129.1272445.2uEh0U1Yfmh02400205006220702080209020042002500620700028209社0會保障投1入254.05181.674122.305944.71686042976.6.06IAg9qLsgBX醫(yī)8衛(wèi)療生8456.140368.1123023.98919.67572.04934919.WwghWvVhPE環(huán)境保護936.9312.97611249.95.8215413.6194.03自4增長然5.87率.8955.285.71.585005附錄二女性重比0-79.-.0860.65-0-.09077..612 均人DPG-.121-0.8-604.2.070.9421.9社2保障投入會-099-.088-0..770.45村人農(nóng)口重比1.43.700.2430.35-0.7--172.8教投育入-1.07-.086-0.580.23.089.139恩爾格系數(shù)15.20.73-0.24-.0370.-11-135. 預期平均壽-命1.29-.081-.01032.10.81436. 體投入-1文.510.-75-.207-0.700.16.136自然長增率1.2412.90.28--05.7asfpsfpi4k200420050262000200720809002400250062007220802009科技術學投入1-.19-0.8-70.810-02.0.57.611 環(huán)保境護-.089-.84-00800..2ooeyYZTjj120042600520026007醫(yī)療衛(wèi)生-09.4-0.97-.0605.001120800209.9051.42.064.1660.381.45-0.8-0.880錄三附ofmatlrognn=6;=m;4=y7[.6.777.981..388.]5;x1=[7.71741.6972.197.4372272.7.96];2x2[12=335.581481.5613469.7092016.4963207.7125577.54]8;x=3[36539.43974.387408.14721.322900.2110431.754;x]=4[8.5257.04156.055.1054.6325.314;]=X[oes(n,n),1x'1,2'xx,'3,x'4];b,[bni,r,tirt,n]sre=gers(s'y,)X錄四y=附ipunt('請輸入據(jù)’數(shù))％;輸入據(jù)數(shù)用如例請所形式：[示48.75.717867.692.1]n=5lngeth(y;)yyo=ns(en,);1y(1)=yy1)(;orfi2=n:yyi)(yy(i=-)1+(y);iendBones=(n-1,2;fo)ri1=:n-1(B()i1,=)-yy(()+yi(yi+)1/);2B(i,2=1;e)dBn=T'B;orfj=:1-1nY(jN)y(j+1)=;nedNY=YN';A=nivB(*BT)B*T*N;Ya=(1A;)u=(A2;t)u/a;=t_tse=itnpt(u請輸入需'要測預個：'數(shù));=i1:_tetst+n;ysy(i1+=(y)(1)t).-*xe(p-.*ia)+t;ysy()1=(y)1;ofrj=+tnt_ets:-:12sy(j)y=y(sj-y)s(j-y1) BkeGuInkxI;12endx=1:n;sx2:n=+_ttetsy;=nys2(:n+_testt);plo(txy/”r,x,ys,n'*b'-);et=O;dfoir2=:nedtd=etabs(+yni)-y(i());ndeet=detd/n-1);(disp[('分絕百誤對差為'：,unmstr(d2t)e','])%;dsp(i['測值預為'：,nm2ust(rys(+n1n:t_+tset)));PgdOOsRlMo]錄五附相關數(shù)矩陣系Rx1.1OOO-88.-6.25.283O.7-43.39O937..946.429.945.491.98.6967-.76.7496x-2.8816O.O.675-.O729913.-.994-.968-.96-9.965 -9.85-.95-4.936-9.33.19 -.96393-x5.22.7561.OOO-.O88.748-6.55-.625-.65O-6.22.-587.-951-.538-538.9O5.-61Ox4..3O8-.92-.878O1.OOO-.93896.2.69193O.912..989.19.368.8897.9-8.2O8x59-734..913.48-.79