由于老齡事業涉及的范圍比較廣，采用一個指標不足以分析和評價所有效應，本文以馬斯洛需求層次理論和“老有所養、老有所醫、老有所學、老有所為、老有所樂”的總體目標為理論依據，在參照政府發展規劃的基礎上，結合我國的實際情況，選取了5項指標構成老齡事業的發展指標體系（見表1）。
2. 模型的檢驗和修正
經過檢驗，上面模型符合多變量線性回歸模型的假定，可以進行回歸分析。但是經過多次分析發現模型存在異方差性，因為選取的數據是2012年的橫截面數據，于是本文進行了下面的檢驗和模型修正。
（1）異方差檢驗和修正
通過White檢驗，針對同方差該基本假設前提下進行檢驗，得到
F-statistic 1.630494 Prob.F（5，25） 0.1886
由Eviews檢驗結果可知，F統計量為1.630494，對應的概率值為0.1783，不可以在5%的顯著性水平下接受“不存在異方差”的檢驗。該方程確實存在異方差。
筆者使用加權最小二乘法對異方差性進行修正，重新進行回歸估計，分析結果為
y=222.08+6.37ins+0.31hos+0.0062scl-0.00097ass+0.000095act+u
（0.0418）（0.0000） （0.0000） （0.0000） （0.0003） （0.0105）
R-Squared=0.999856，F-statistic=34768.25，Prob（F-statistic）=0.000000
注：上面括號內的數字是p值的大小
從上面結果看出，各個變量都通過了顯著性檢驗，不論擬合度，殘差都有了顯著的改善。
（2）自相關性檢驗
通過DW檢驗，針對變量間不相關進行檢驗。從修正后的回歸結果中得到殘差值直接計算DW統計量，Durbin-Watson stat 1.665462
根據DW分布表可知，當樣本容量為31、解釋變量個數為5時，下限臨界值dL=1.090，下限臨界值dU=1.825，由于DW=1.665462，因此不拒絕原假設，表明沒有明顯的殘差自相關。
四、實證結果與分析
修正后的模型回歸結果如上不再累述，從上面的分析我們可以清楚地看到，各個變量都通過了顯著性檢驗，而且模型的擬合度也達到了0.999856，說明模型的各個解釋變量很好地解釋了被解釋變量。
首先，從老人經濟保障指數方面分析，從方程的變量系數可以看出，城鎮職工參加養老保險人數與第三產業呈正相關關系，根據乘數效應，城鎮職工參加養老保險人數每提升1個單位，將造成第三產業增加值6.37個單位的增長。可知在目前的中國，提升養老保險的覆蓋率能夠促進第三產業的發展。這一結果與顧國愛2011年建立的模型結果相違，折射出我國老齡事業和第三產業近年的發展與變化。
其次，從老年人醫療保障指數方面分析，相比較而言，老齡事業的醫療保障方面對第三產業的乘數效應為正，并且貢獻率達到31%。說明養老機構及其床位數的增加都會對第三產業增加值有促進作用。
再次，從老年人的社會參與指數與文體活動參與指數的分析，可見雖然其乘數效應效果為正，但貢獻率都比較小。說明目前該方面對我國第三產業發展的影響甚微。
最后，從老齡事業投入指數與第三產業增加值呈負相關關系分析，結果表明目前老齡協會參與人數的增加并不能促進我國第三產業的發展。
五、結論
綜上所述，在人口老齡化不斷加劇的形勢下，我國老齡事業在“老有所養、老有所醫、老有所學、老有所為、老有所樂”的總體目標指導下取得了長足發展。但就經濟效果而言，老年社會保障體系對第三產業的經濟貢獻率有所體現，而我國老齡事業的這五個方面的發展水平還有待提高，尤其是老年人社會參與指數、文體活動參與指數及老齡事業投入指數等，本應對第三產業發展起促進作用的方面對我國的產業協同發展影響甚微，說明我國老齡事業發展仍處于較低水平。因此，要采取多種措施完善老年社會保障體系、老齡服務體系和老齡社會管理體系建設，尤其是要大力發展老齡產業，為實現我國經濟保增長，為建設全面小康社會貢獻更大力量。
參考文獻：
[1]侯筱蓉，郭吉安.家具企業隱性知識管理方法概述[J].現代情報， 2007（04）.
[2]托馬斯·M.科洛波洛斯，卡爾.弗雷保洛.知識管理[M].上海：上海遠東出版社， 2002.
[3]顧國愛.我國老齡事業發展的經濟效應分析[J].中國人力資源開發， 2011（10）.
[4]陳旭峰，錢民輝.中國老齡事業發展研究：回顧與展望[J].2011（03）.
（作者單位：廣州中醫藥大學經濟與管理學院）
2. 模型的檢驗和修正
經過檢驗，上面模型符合多變量線性回歸模型的假定，可以進行回歸分析。但是經過多次分析發現模型存在異方差性，因為選取的數據是2012年的橫截面數據，于是本文進行了下面的檢驗和模型修正。
（1）異方差檢驗和修正
通過White檢驗，針對同方差該基本假設前提下進行檢驗，得到
F-statistic 1.630494 Prob.F（5，25） 0.1886
由Eviews檢驗結果可知，F統計量為1.630494，對應的概率值為0.1783，不可以在5%的顯著性水平下接受“不存在異方差”的檢驗。該方程確實存在異方差。
筆者使用加權最小二乘法對異方差性進行修正，重新進行回歸估計，分析結果為
y=222.08+6.37ins+0.31hos+0.0062scl-0.00097ass+0.000095act+u
（0.0418）（0.0000） （0.0000） （0.0000） （0.0003） （0.0105）
R-Squared=0.999856，F-statistic=34768.25，Prob（F-statistic）=0.000000
注：上面括號內的數字是p值的大小
從上面結果看出，各個變量都通過了顯著性檢驗，不論擬合度，殘差都有了顯著的改善。
（2）自相關性檢驗
通過DW檢驗，針對變量間不相關進行檢驗。從修正后的回歸結果中得到殘差值直接計算DW統計量，Durbin-Watson stat 1.665462
根據DW分布表可知，當樣本容量為31、解釋變量個數為5時，下限臨界值dL=1.090，下限臨界值dU=1.825，由于DW=1.665462，因此不拒絕原假設，表明沒有明顯的殘差自相關。
四、實證結果與分析
修正后的模型回歸結果如上不再累述，從上面的分析我們可以清楚地看到，各個變量都通過了顯著性檢驗，而且模型的擬合度也達到了0.999856，說明模型的各個解釋變量很好地解釋了被解釋變量。
首先，從老人經濟保障指數方面分析，從方程的變量系數可以看出，城鎮職工參加養老保險人數與第三產業呈正相關關系，根據乘數效應，城鎮職工參加養老保險人數每提升1個單位，將造成第三產業增加值6.37個單位的增長。可知在目前的中國，提升養老保險的覆蓋率能夠促進第三產業的發展。這一結果與顧國愛2011年建立的模型結果相違，折射出我國老齡事業和第三產業近年的發展與變化。
其次，從老年人醫療保障指數方面分析，相比較而言，老齡事業的醫療保障方面對第三產業的乘數效應為正，并且貢獻率達到31%。說明養老機構及其床位數的增加都會對第三產業增加值有促進作用。
再次，從老年人的社會參與指數與文體活動參與指數的分析，可見雖然其乘數效應效果為正，但貢獻率都比較小。說明目前該方面對我國第三產業發展的影響甚微。
最后，從老齡事業投入指數與第三產業增加值呈負相關關系分析，結果表明目前老齡協會參與人數的增加并不能促進我國第三產業的發展。
五、結論
綜上所述，在人口老齡化不斷加劇的形勢下，我國老齡事業在“老有所養、老有所醫、老有所學、老有所為、老有所樂”的總體目標指導下取得了長足發展。但就經濟效果而言，老年社會保障體系對第三產業的經濟貢獻率有所體現，而我國老齡事業的這五個方面的發展水平還有待提高，尤其是老年人社會參與指數、文體活動參與指數及老齡事業投入指數等，本應對第三產業發展起促進作用的方面對我國的產業協同發展影響甚微，說明我國老齡事業發展仍處于較低水平。因此，要采取多種措施完善老年社會保障體系、老齡服務體系和老齡社會管理體系建設，尤其是要大力發展老齡產業，為實現我國經濟保增長，為建設全面小康社會貢獻更大力量。
參考文獻：
[1]侯筱蓉，郭吉安.家具企業隱性知識管理方法概述[J].現代情報， 2007（04）.
[2]托馬斯·M.科洛波洛斯，卡爾.弗雷保洛.知識管理[M].上海：上海遠東出版社， 2002.
[3]顧國愛.我國老齡事業發展的經濟效應分析[J].中國人力資源開發， 2011（10）.
[4]陳旭峰，錢民輝.中國老齡事業發展研究：回顧與展望[J].2011（03）.
（作者單位：廣州中醫藥大學經濟與管理學院）