DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
system: [SYSTEM]

user: 2. 国内外研究现状 2.1. 国外研究现状 针对第六次人口普查，从数据上看中国的人口性别比远高于发达国家的94.6，即便是欠发达国家的性别比(102)也比中国低，出现了人口性别结构严重失衡的现象 [ 1 ] (United Nation， 2011)。因此中国的性别结构严重失衡的现象，也成为了人口研究家中的热点问题，其研究的主要方向，主要集中在出生人口性别比和总人口性别比的变化上。但人口性别结构还会受死亡人口性别的影响。 2.1.1. 国外关于总人口性别比的研究 从以往的研究和生物发展上看，总人口的性别比应该在100 (或略低于100)，主要因为在无意外的情况下，男性的死亡率往往高于女性，随着年龄的变化，这个差距在进一步扩大，也就使得总人口的性别比逐渐小于100 [ 2 ] (Goale， 1991)。但又由于在某些地方对于女性的歧视行为，所以大家都以生男孩为荣，这也会对总人口性别比产生持续的影响，使得总人口性别比的偏高 [ 3 ] (Hesketh等， 2006)。 2.1.2. 国外关于出生人口性别比和死亡性别比的研究 印度学者普拉文·维萨里亚(Pravin M·Visaria)研究发现大多数的国家在104~107，其次是90.2~103.9范围，高于107的国家较少。影响出生人口性别比的因素较多，而男孩性别偏好就是一个重要因素，这就导致了出生性别比的偏高，主要是因为孕后的性别鉴定，如果是女婴便会流产，更极端的做法是产后的溺弃女婴 [ 4 ] (George S， 1997)。地区间的经济发展水平的不同也会影响性别结构，在经济相对落后的地区，由于性别歧视和医疗水平的限制，女性的死亡率往往比男性高 [ 5 ] (Das Gupta， 2009)，但是随着社会经济水平的和医疗条件的提高，女性的死亡率会大幅下降，婴儿死亡率在1950~1970年间的快速下降 [ 6 ] (Banister， 1992)，但国外一些学者通过研究后发现，自然环境和人种也会对其产生较大影响。 2.2. 国内研究现状 2.2.1. 关于总人口性别比的研究 国内对于云南省的人口性别结构研究较少，主要是关于国内总体人口性别结构的研究较多，从各位学者的研究来看：学者茅倬彦、张海峰、白永平就对此有如下的论述：总体上，我国的总人口性别比是逐年下降的，但是同世界上大部分的国家相比较，同时期。中国的人口性别结构仍然处于偏高的水平，并且这个偏高的性别比还具有很高的持续性 [ 7 ] 。 从不同年龄的人口性别结构来看，年龄人口性别比曲线从波动较小向标准模式转变，并针对1964年到2000年三十六年的数据研究来看，六十岁以上人口的性别比的曲线一直在上升，也就是说随着时间的变化，60岁以上人口的性别比越来越高(张海峰，白永平，2008年)。同时陈友华(2004)对“四普”资料研究显示，中国大多数的年龄组人口的性别比都偏离正常值，主要集中在64~89岁和0~24岁的年龄段 [ 8 ] 。 2.2.2. 关于城乡性别结构的研究 80年代，我国人口性别比城乡差异较大，县的性别比最低，其次是市，镇的性别比是最高的 [ 9 ] 。出现这样差异的主要原因是由于国家对农村人口进城限制较严，随着国家人口户籍政策的调整，虽然依旧是镇高于市、市又高于乡村的三个级别，但我国的性别比城乡差异也开始慢慢变小(张海峰，白永平，2008) [ 10 ] 。 2.2.3. 关于省域性别结构的研究 关于性别结构的空间分布，张海峰等将全国省市级地区分了为四种类型，分别为：偏低型(≤96)、正常型(96~107)、偏高型(107~110)、极高(≥110)，得出结论：由于应人口性别结构空间分布的因素较多，不同时间的影响因素也不一样，四普到五普的十年间，性别比大部分快速上升，有的省大大超过了107的正常值上限。至第六次人口普查全国各省的性别比均已普遍下降到正常范围，但广西、云南、贵州三省仍处于偏高的，最凸出的是海南省，海南进入极高范围(张海峰，白永平，2008) [ 10 ] 。从地形上来说，我国西部青藏高原地区的性别比地区性别比低于正常值，中部丘陵平原地区性别比高于正常范围，东部沿海城市平原区的性别比属于正常(张善余，2003) [ 11 ] 。 2.2.4. 关于出生人口性别结构的研究 国内学者对于出生人口性别比研究一直是一个标准不统一的问题，简单地说就是划分正常值区间的不同：一种是认为出生人口性别比的合理区间在103到107的之间，比如学者刘爽利用《联合国人口年鉴》 “出生统计专辑”，计算出生人口性别比，大多数的国家出生人口性别比在105上下误差2的范围内。在103到107之外的国家寥寥无几。所以出生人口性别比的正常值范围应该是(103~107)的范围 [ 9 ] 。另一种认为应该在102到107之间属于正常 [ 10 ] 。 综上所述，关于人口性别结构研究，一直是一个热点，无论是时间上的对比，还是空间特征上的分析，国内外学者都进行了比较深入和全面的研究，但是至今由于对人口性别比和出生人口性别比的正常值范围，学术界并没有公认的统一标准，所以本文是采用的是103~107为正常范围的观点。
system: [SYSTEM]

user: 3. 研究思路与研究方法 前人在对云南省的人口性别结构的研究时，仅仅只是利用人口数据制作表格，或是一些统计图，从而进行对比分析，这样做虽然也可以简单叙述人口性别比结构的空间分布，但却无法形象直观地体现出空间结构的特点，所以我在对云南省的人口性别结构进行分析的过程中，主要利用地理信息系统，对云南第六次人口普查中的人口性别结构的数据，进行空间制图，通过对地图分层设色的方法研究，同时辅以文献查阅法，定性分析云南省人口性别结构在空间上的分布状况与特点。 3.1. 性别比的概念及划分方法 性别比为每100个女性人口所对应的男性人口数量，这个比例比100小，说明女性人口比男性多，比100大，女性人口少于男性。此外，总人口中男性和女性所占的比例，也是通常使用的指标 [ 12 ] 。简单来说，性别比例就是男性人口为分子，女性人口为分母再乘以100，可以用下列公式(1)表示。 R s = P M / P W ∗ 100 (1) 式中，Rs代表性别比，PM代表男性人口，PW代表女性人口。 在研究人口性别结构的现状时，先对人口性别比的类型进行划分，根据张海峰、白永平等人口学界普遍观点学者的观点，将人口性别比分成了以下四种类型(表1) [ 10 ] ；而对出生人口性别比类型的划分，将根据学者刘爽的观点：将103~107为出生人口性别比的正常范围，是一个可以被验证的合理区间 [ 9 ] ，因此本文将出生人口性别比划分为了三类(表2)。 3.2. 各年龄段及正常值的划分方法 在分析云南省各年龄段的性别比时，采用两种划分方法：划分方法一：我们将每5岁划分为一个年龄段，这样在100岁以下就有20组，一百岁以上为第21组；划分方法二：在以人生百岁为人口的生命时限，按每二十岁一个年龄组划分形成的五个年龄组，分别为：少年组(0~19岁)、青年组(20~39岁)、壮年组(40~59)、实年组(60~79岁)、老年组(≥80岁)。为了便于统计分析和比较，每个年龄段的性别比，采用计算方法一中，对应组别的平均值来表示。 而本文为了方便，在各个年龄组的性别比计算时采用累加法进行计算，即：同一个地州的每五岁的性别比累加，得到这个地州在此年龄段的累加性别比值(表3)，性别比值是累加得到的，在性别比的分类上也应该界定为：由性别比累加的个数，相应的将分界值扩大到相同倍数(表4)。 3.3. 出生人口和死亡人口性别比的划分方法 死亡性别比高于100，但一般而言，相对正常的死亡性别比应该是在105~125之间 [ 12 ] 。
system: [SYSTEM]

user: 4. 云南省人口性别结构现状分析 云南省总人口性别比是偏高的。如果将六次的人口普查所得到的性别比绘制成图2，其中红线代表着性别比正常值的上限107，而绿线代表的是性别比正常值的下限96。 可以看出云南省的性别比从一普到五普呈现总体上升的态势，到20世纪90年代中期云南省总人口性别比超过了正常值107的上限，五普时云南省的人口性别比进入了极高的范围，但2000~2010年，性别比出现了下降，下降了2.2个点，性别比又回到了偏高的范围，这说明云南省的人口性别比开始出现回到正常值的趋势(图1)。 Table 1 Classification of population sex rati 人口性别比 ≤96 96~107 107~110 ≥110 类型 偏低 正常 偏高 极高 表1. 人口性别比分类 Table 2 Classification of sex ratio at birt 出生人口性别比 <103 103~107 >107 类型 偏低 正常 偏高 表2. 出生人口性别比分类 Table 3 Accumulated sex ratio by age group 地区 少年组 青年组 壮年组 实年组 老年组 昆明市 535.39 425.75 425.38 400.18 296.86 曲靖市 606.69 432.04 410.33 413.52 312.26 玉溪市 532.71 432.08 418.94 386.37 222.20 保山市 543.54 429.07 422.66 379.24 208.98 昭通市 583.93 452.89 429.64 387.80 244.13 丽江市 545.15 438.19 440.66 365.42 234.69 普洱市 548.82 464.45 453.55 380.23 236.25 临沧市 534.20 473.61 444.18 378.22 236.99 楚雄州 517.73 421.94 440.43 383.90 258.53 红河州 577.23 444.08 421.16 371.16 212.61 文山州 575.63 449.59 427.75 369.66 208.20 版纳州 530.43 442.25 437.63 379.18 269.44 大理州 514.85 419.87 420.49 374.07 262.23 德宏州 549.87 443.61 419.22 367.06 186.16 怒江州 528.58 492.42 449.70 382.05 242.47 迪庆州 524.05 498.36 471.95 362.98 234.38 表3. 各年龄组累加后的性别比 Table 4 Accumulated sex ratio classificatio 组别 偏低 正常 偏高 极高 少年组 <480 480-535 535-550 ≥550 其他组 384 384-428 428-440 ≥440 表4. 累加后的性别比分类 图1. 一普到六普性别比变化图 从人口数上来说，男女人口数的差值在缩小：云南省总人口上升较快，2010年的男性人口和女性人口均是1953年的将近三倍，其中在1953到1964年时间段内，女性人口数略微高于男性人口数，但以二普为拐点开始，男性人口数就逐渐地多于女性人口数，并且趋势越来越大，直到五普开始到六普时女性人口数与男性人口数的差距才逐渐缩小，总人口的增长也变得平缓。 从各年龄段来看，根据六普数据，云南省人口性别总体上，是随着年龄的增加性别比下降，并且到20~24岁年龄段已经在正常值范围内，但是从24~39岁的年龄段又开始出现上升，性别比是全年龄段中最高的年龄段在35~39岁，达到了113.46，此后性别比一直是在下降的，但到39~50岁之间都位于极高的范围，直至50~54岁的年龄段才回归正常范围，并一直呈现下降的趋势。所以云南省各年龄段的人口性别比的特点是先下降–再上升–最后再下降的特点。 而总人口性别比的偏高，和出生人口性别、死亡人口性别比、以及城乡人口性别比等也都有着密切的关系。
system: [SYSTEM]

user: 6. 结论 通过对云南省人口性别结构在空间分布的分析，发现如下特征： 1) 总人口性别比呈现滇中和滇西地区低，其余地区偏高或极高的空间格局。 2) 出生人口性别比大多表现为东部高，南部较高，而中西部较低的特点。 3) 死亡人口性别比呈东部高，西部较低，沿东南向西北逐渐下降的特点。 4) 从各个孩次的空间分布看，云南省的东部地区(滇东南、滇东、滇东北)，都是性别比较高的区域。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 本试验以酸角为主要原料，甜角用以调味，明胶与琼脂作凝胶剂，白糖与麦芽糖浆作为甜味剂，研制具有酸角风味特点的软糖；先在单因素试验的基础上试验，确定各种单因素的最佳水平，再运用正交试验筛选出最佳配方；结果表明：酸角：甜角 = 1:1.5，水：酸角 = 2:1，混合酸角汁25%、白砂糖为20%、麦芽糖浆5%、明胶4%、琼脂0.2%；在常温下浸润凝胶剂1~2小时，70˚C~80˚C溶胶，煮沸浓缩果汁，70˚C温度下保温备用的凝胶剂与浓缩果汁共沸2~3分钟并充分混合，经倒模、冷却凝胶、烘烤等工序，制成成品；组织状态饱满，质地均匀，无杂质，切割时有弹性，边缘整齐，无硬皮，色泽呈淡红褐色或黄棕色，晶莹透亮，带一定量果肉，口感甜味绵长，口感光滑细腻，是具有酸角特有风味的软糖。 关键词 :酸角，甜角，凝胶剂，软糖 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 酸角又称罗望子，酸豆属大型乔木 [ 1 ] 。酸角分为酸、甜两种类型，酸甜爽口，可直接食用。国内外对酸角果肉营养成分的分析较多，如常量营养成分分析；矿物质、氨基酸测定与分析；以及芳香类成分提取方面的研究。酸角果肉中还原糖含量仅次于葡萄，含量为33.33%~47.05%，；有机酸主要为酒石酸，含量13.86%~24.28%，远高于柠檬、梅的有机酸含量；粗蛋白含量3.19%~6.79%，并且18种氨基酸含量高达5.75%，其中8种人体必须氨基酸含量占总量的30.43%，远高于柑桔、苹果、桃、李、猕猴桃等水果；此外，Ca含量也丰富，有123.00~214.00 mg/100g，还富含P含量，在100 g中有130.00~185.00 mg，还有其它多种矿质元素与维生素，如胡萝卜素总含量1.15 mg/100g，Vc含量10.44 mg/100g，Ve含量48.27 mg/100g。除此之外，经气相色谱-质谱联用分析结果显示，酸角果肉中61种芳香类物质，主要有a-乙酰呋喃、本乙醛、黄樟素等。由此可见，酸角果肉营养素含量丰富，是大多数水果无法媲美的 [ 2 ] 。张家华等学者对酸角进行了较为系统的致突变性研究，认为酸角无潜在的致突变作用，不致造成远期遗传危害 [ 3 ] 。在药理研究中发现，酸角果肉有抑菌、降血糖、抗突变、保护细胞损伤等作用 [ 4 ] - [ 9 ] 。因酸角具有良好的口感，较高的食用价值和保健作用，国内外的许多学者对酸角果肉进行了开发利用研究，相继研究并提出了酸角桑椹汁、酸角番荔枝汁、酸角蜂蜜茶、酸角茶、加香酸角汁等多种保健饮料的工艺流程、工艺参数和配方，生产出了符合饮料行业和国家标准的产品，且许多产品已申请了专利 [ 10 ] 。 软糖又叫胶糖，或凝胶软糖，又称类似果冻糖果。软糖一般含有一种或一种以上的凝胶剂，依靠凝胶剂形成稳定的半坚固凝胶体。不同的凝胶剂可以制成不同的凝胶软糖，如淀粉软糖，果胶软糖，卡拉胶软糖，琼脂软糖和明胶软糖等 [ 11 ] [ 12 ] 。软糖晶莹透亮，质地均匀，光滑细腻，甜味绵长，有特殊的果蔬风味，从而深受消费者的青睐。由于原料特殊性，酸角软糖在国内产品中较少，较有名气的是云南猫多喱推出的酸角糕系列产品，在云南其市场占有率较高，但还没有覆盖全国，还有较好的提升空间。 本试验是以酸角、甜角、白糖、麦芽糖浆、琼脂、明胶为原料，在单因素试验的基础上先选出最佳单因素水平，再通过正交试验，筛选酸角软糖最佳的生产配方和工艺参数，以增加酸角的生产途径，延长酸角种植的产业链，增加酸角种植业的经济效益，为其种植提供一定的理论和参考 [ 13 ] - [ 20 ] 。
system: [SYSTEM]

user: 2. 材料与方法 2.1. 材料与设备 材料：农贸市场购买的优质甜角及优质酸角、白砂糖、麦芽糖浆，明胶、琼脂均为市售食品添加剂。 设备：50 ml烧杯、100 ml量筒、玻璃棒、电子称(精确到一位小数点2位)、电饭煲、酸性PH试纸、电炉、打浆机、酸度计、塑料模盘、干燥箱等设备。 2.2. 试验方法与工艺流程 2.2.1. 试验方法 本试验选取优质酸角、甜角并对其进行去壳、茎，称量，清洗等预处理。先进行单因素试验(凝胶剂的配比量、糖的配比量、果汁的配比量)，再进行多因素综合，最后进行正交实验筛选，并将加工后的产品进行感官评定。 2.2.2. 工艺流程 本试验工艺流程如图1。 2.2.3. 操作要点 1) 甜、酸角汁的制备 采用完整、无病虫、无霉变的酸角与甜角，去壳、去内茎，取其可食部分分开备用。使用时先称量，再用清水洗去碎石与硬杂物，再取适量的水放入电饭煲内煮至软化，待冷却至能50˚C左右，进行肉籽分离，把果肉汤放入打浆机打浆，趁热用纱布过滤，取汁备用。 2) 胶凝剂和糖的溶解 琼脂、明胶分别用5倍水浸泡静置1~2 h，待充分吸水溶胀后放在水浴中(70˚C~80˚C)加热溶解，放在热水浴中保温备用；将白砂糖用适量水溶解后备用。 3) 熬煮 先将糖液放在水裕锅中熬煮，温度控制在100˚C以下，然后加入甜酸角汁，慢速搅拌，防止产生气泡。为防止胶在高温条件下发生部分水解，在熬煮快结束时加入明胶、琼脂。 4) 浇模、定型 冷却熬煮液，当冷却至70˚C左右时搅拌1 min~2 min后，立即趁热浇模，静置至室温后凝胶成型。 图1. 标准试验系统结果曲线 5) 切割、干燥 将凝固成型的糖体，分条切块成型。然后按一定间距放在烘盘上，送入烘箱，在42˚C干燥24 h~30 h，至含水量18%左右，取出包装即为成品。 2.2.4. 注意事项 1) 温度的控制 在浓缩时必须要控制温度不能直接在电炉上加热，因为温度过高，170˚C以上还原糖会发生焦糖化反应，从而影响产品的颜色及风味，其次明胶在高温下会分解，而影响产品的凝胶。 2) 搅拌及其速度 浓缩时需要搅拌，否则明胶溶液表面会有一层膜，不仅影响浓缩速度而且还会造成糖体结构不均匀，透明度也会受到影响。然而如果搅拌速度过快则会使浓缩液溶入过多的气体，产生气泡，影响糖体的透明度与结构。 3) 明胶加入时间 由于本试验使用明胶为酸法明胶，pH在3.8~9.0之间稳定，在pH ≤ 3.5条件下会水解，而酸角汁经酸性pH试纸测定后在4.0~5.0之间，所以不能在高温下使明胶与果汁接触过长时间，应在熬煮快结束时再加入明胶，防止明胶高温分解而失去凝胶作用。 4) 脱模 浇模前，模具表面需涂一层可食用脱模油，否则将造成糖体与模具表面黏住难以脱模。 2.3. 数据分析 数据经Excel初步整理后，再由SPSS20.0比较分析。相对定量数据以“平均值 ± 标准误差”表示。
system: [SYSTEM]

user: 3. 结果与分析 3.1. 酸角汁的配比及量对软糖风味的影响 按酸角：甜角 = 1:0、1:1、1:1.5、1:2、1:3这五个比例，品尝其口感风味，其结果见图2。 从图2可以看出：随着酸角用量的减少，产品的酸度评分总体呈现先上升后下降趋势，当酸角与甜角的比例在1:1.5时酸度最为合适，在这个比例的基础上再做果汁添加量对产品风味的影响。见图3。 图3可以看出：酸甜角汁的量在20%与25%时风味较好，综合感官评价显示酸角与甜角的比例为1:1.5及果汁的量为25%时最为理想。 图2. 酸角与甜角比例的影响 图3. 酸角汁添加量的影响 3.2. 胶凝剂的配比量对产品的影响 预先设定的明胶与琼脂的比例分别为：10:1、15:1、20:1、25:1、30:1，其结果见图4。 从图4可以看出：明胶与琼脂比例在20:1时，各种性状评分都比较好，因此在这个比例的基础上继续做凝胶剂添加量对产品的影响。 胶凝剂添加量所设的比例分别为：3%、3.5%、4%、4.5%、5.0%，其对产品的影响如图5。 从图5可以看出胶凝剂在4%和4.5%时比较适合软糖的制作。综合评价之后把凝胶剂比例这个单因素定在4%。 3.3. 白糖与麦芽糖浆配比量对产品的影响 白糖不同的加入量对产品的影响如图6。 由图6可以看出白糖含量在20%时甜度适中，口感较好，但因又要考虑到糖体柔软度问题，所以又得增加麦芽糖浆而减少白糖含量，所以总体含糖量一定得超过20%，加上果汁有一定酸度，酸甜两种味道有相克一说，所以总体糖量应大于20%。 白糖与麦芽糖浆加入比例分别为：10:10、15:10、15:5、20:5、25:5，各比例对产品的影响如图7。 3.4. 正交试验结果及分析 在单因素试验的基础上，以酸角甜角汁配比、白砂糖与麦芽糖浆配比、明胶与琼脂配比来做三因素三水平正交试验，并行感官评定，其因素水平及结果如表1。 由表1可知，决定软糖质量3个因素中对试结果影响的主次顺序为：C > A > B，即酸角与甜角汁的配比对软糖质量影响最大，其次为胶凝剂的配比，最后是白糖与麦芽糖浆配比。在9个试验组合中最优组合为A2B2C1。极差分析结果为A2B1C1，这一组合尚未在正交试验方案中出现，因此，将这两个组合进行对比试验，并综合比较，结果发现A2B2C1最优，所以确定A2B2C1为最终组合，即凝胶剂为明胶4%、琼脂0.2%，白砂糖为20%、麦芽糖浆5%、酸甜角汁25%。 3.5. 正交试验结果及分析 · 感官指标 色泽：糖体呈淡红褐色或黄棕色，晶莹透亮，允许带一定量果肉，但总体要求透明。 组织状态：糖体饱满，质地均匀，无杂质，切割时有弹性，边缘整齐，无硬皮。 口感与滋味：甜味绵长，口感光滑细腻，具有酸角与甜角(主要是酸角)特有的风味。 图4. 明胶与琼脂比例的影响 图5. 胶凝剂添加量的影响 图6. 白糖添加量对产品的影响 · 稳定性评价 产品在室温下放置48 h经观察，色泽、组织状态及口感与滋味均无变化。 · 理化指标 水分15%~18%；固形物30%左右。 图7. 白糖与麦芽糖浆比例的影响 Table 1 L9 (33) factor level of orthogonal experiment and its resul 试验号 A 明胶 + 琼脂/% B 白糖 + 麦芽糖浆/% C 酸 + 甜角汁/% 评分结果Mark 1 1 (3.5 + 0.2) 1 (15 + 5) 1 (25) 11.50 2 1 2 (20 + 5) 2 (20) 11.00 3 1 3 (25 + 5) 3(15) 10.50 4 2 (4 + 0.2) 3 2 11.90 5 2 1 3 11.20 6 2 2 1 13.00 7 3 (4.5 + 0.2) 2 3 9.50 8 3 3 1 12.50 9 3 1 2 11.50 K1 33.00 34.20 37.00 K2 36.10 33.50 34.40 K3 33.50 34.90 32.10 k1 11.00 11.40 12.33 k2 12.03 11.17 11.47 k3 11.17 11.63 10.70 R 1.03 0.46 1.63 表1. 正交试验因素水平及结果
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 4.1. 凝胶剂的使用对产品的影响 本试验选用的凝胶剂为明胶和琼脂的混合物，主要以明胶为主。琼脂的凝胶力强，色泽洁白，一般用于制造清澈透明的凝胶糖果。琼脂品质的好坏会直接影响到琼脂凝胶及软糖的内在品质，本次实验中琼脂的颜色较好，因而无须脱色处理。明胶是一种含蛋白质的高分子化合物，缺少色氨酸，但它含有其它人体必须氨基酸，赋予糖体很好的弹性和绵软的口感。另外，明胶在较高温度下会发生分解，所以应在熬煮后期添加到浓缩糖液和果汁中。同于酸角果汁中也含有一定的果胶，对成品软糖中的胶体结构也会有些作用。根据实验结果，选用的明胶与琼脂的比例范围控制在20:1~25:1，本次试验所用明胶为酸法明胶，pH值在3.8~6.0时稳定，等电点在9.0~9.2，颜色为金黄色，有种异腥味，这是原料中不可避免的，因而加工出来的产品吃起来稍有异腥味，个人认为适量加入相应香精则加工出来的产品口感应会更理想。 4.2. 酸角原料对产品的影响 由于所用酸角是干果，所以制备浓缩汁时应该要注意软化，且要先去籽，然后打浆过滤，因为如果不过滤则对糖体色泽、结构、透明度都有一定影响。过滤时又因果肉中果胶含量比较丰富，软化时吸水膨胀所以过滤时需要外加压力，用纱布包住果肉，用手挤压才能取汁比较完全，且可溶性固形物含量高。过滤不仅能使果汁具有良好的透明性，还能除去因采摘问题而残留的杂质，如：碎石、细砂、碎壳等。另外酸角的成熟度要较好，否则因未成熟的酸角果肉含有太多单宁物质，涩味太重会严重影响口感。另外甜角用于调味、调色，因为甜角中酒石酸的含量比酸角少得多，而糖刚比甜角含量多，对甜角的要求和酸角基本一致。每次做实验时都应用同一大批次的酸角和甜角原料，因为不同的原料颜色会有很大差异，若做成产品则没有良好的可比性。 4.3. 糖的添加量对产品的影响 白糖是传统的甜味剂，因为价格便宜，原料易得，色泽甜度均优，所以选用白糖为主，麦芽糖浆为辅。白糖较麦芽糖浆甜度大，但麦芽糖浆可使糖体柔软，白糖在软糖制造过程中易发生“返砂”现象，且白糖过量会使糖体较硬。软糖的白糖超过40%时，易吸水发烊，而含量低于20%时易“返砂”，故通常软糖中白糖含量应在 20%~30%之间。 4.4. 糖的添加量对产品的影响 论上浓缩时，应在70˚C，而实验中不一定能达到这种严格的标准，导致每批次的产品都不能在相同条件下生产，可能会造成产品差异过大，加上每个品尝人员的专业素质与其自身问题，对感官评定自然存在差异，所以选出来的配方与工艺并不一定为最佳。 在整个实验过程中，熬煮时的容器为小烧杯，因为要使浓缩果汁中水分含量到达40%以下，在常压下，可以用烧杯在电炉上直接加热，尽管也是沸腾温度，但烧杯壁底部温度肯定过高，理论上在温度高于170˚C时会发生焦糖化反应和羰氨反应而影响色素与甜度及糖体结构，所以应尽量避免这种不良反应的发生，因而选择水浴加热浓缩，水分蒸发速度很慢，为避免再熬煮糖液，可以把酸角汁换算其中含水量之后与糖直接混合熬煮。可以减少水分的加入量，同时可以缩短熬煮时间。 在果肉中用pH试纸测定酸度在3.5~4.0之间，经浓缩后的果汁pH介于4.0~5.0之间，因而可以不用再其它的酸味剂，又因为凝胶剂用的是明胶与琼脂，主要是酸法明胶，pH值在3.8~6.0时稳定，凝胶作用良好，琼脂在pH在4.0~9.0时稳定性好，但在高温下则因分子运动加剧，从而使果汁pH下降，因而要维持凝胶剂的稳定性就不能与果汁在高温下混合太长时间，尽量在熬煮后期加入凝胶剂，混合后把烧杯放入冷水中冷却到70˚C时倒模后继续在冷水中迅速冷却，这样可以防止凝胶剂在高温酸性条件下水解变性。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 本试验最佳凝胶剂配比为：明胶4%、琼脂0.2%；最佳糖的配比：白砂糖为20%、麦芽糖浆为5%；最佳果汁配比：酸甜角汁25% (酸角：甜角 = 2:3，水：酸角 = 2:1)。在操作过程中，充分利用物料物性，减少人为误差，对研发酸角相关产品可起到一定指导作用，并可为其提供相关数据理论依据。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 本研究以花生芽(发芽花生)为原料制备花生蛋白饮料(样品)，并与常见的以花生仁为原料制备的花生饮料(对照)作对比，探究以发芽花生为原料制备花生饮料的工艺条件和主要的理化性质。研究显示在生产工艺上，以发芽花生为原料制备花生饮料的工艺流程与传统的工艺大致相同，仅仅是多出一步先将花生培养使其发芽的步骤；在营养成分方面，发芽花生饮料中的白藜芦醇含量和多酚含量是比传统未发芽花生饮料中的多，但是在蛋白质、脂肪含量和抗氧化能力方面，传统的花生饮料高于发芽花生饮料的；在感官方面，以花生芽为原料制备的花生饮料在组织状态、色泽上低于以花生仁为原料制备的花生饮料，口感方面，两者无明显区别。通过本研究，为利用发芽花生制备富含白藜芦醇的饮料提供了一定的理论基础。 关键词 :发芽花生，白藜芦醇，蛋白饮料，理化性质 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 花生是我国重要的粮油作物，种植面积广，总产量高，并且随着我国经济的发展和生活水平的提高，花生类产品的消费量也逐年上升 [ 1 ]。同时花生加工产业的不断进步，多元化的花生产品的开发生产必定会促进花生消费，在多种花生制品中花生蛋白饮料是其中重要的一种 [ 2 ][ 3 ]。花生蛋白饮料是以花生为原料加工而成的一种植物蛋白饮料，富含蛋白质、脂肪和维生素B1、B2，钙、铁等营养元素，同时花生饮料不含胆固醇，而亚油酸、花生四烯酸含量高，经常饮用具有促进生长发育，促进健康的良好作用，广受消费者的欢迎 [ 4 ]。 花生芽是一种食疗兼备的食品，它不但能够生吃，而且营养还特别丰富。花生芽的能量，蛋白质和粗脂肪含量居各种蔬菜之首，并富含维生素、钾、钙、铁、锌等矿物质及人体所需的各种氨基酸和微量元素，被誉为“万寿果芽”，也叫长寿芽 [ 5 ]。同时，花生芽的白藜芦醇含量比花生要高5倍，堪比葡萄酒中的白藜芦醇含量 [ 6 ]。白藜芦醇是一种非黄酮类化合物，其对心血管具有双向调节的作用，能改善循环，是具有显著的抗炎、抗氧化、抗突变、抗自由基以及抑制血小板聚集的作用，可以防止动脉硬化，预防冠心病，降低血清和肝脏的脂质，保护肝脏及抗癌，保健价值极高 [ 7 ][ 8 ]。 当前市售花生蛋白饮料大多是以花生仁为原料制备的，本研究考虑以花生芽为原料制备花生饮料。由于花生芽中白藜芦醇含量比花生仁中要高很多倍，以此为原料制备的花生饮料，其中白藜芦醇的含量预测也会比以花生仁为原料制备的花生饮料中白藜芦醇的含量要高。
system: [SYSTEM]

user: 2. 材料与方法 2.1. 材料与试剂 花生，购自当地超市；白藜芦醇标准样品，南京春秋生物工程有限公司；卡拉胶，羧甲基纤维素钠，上海苏懿化学试剂有限公司；铁氰化钾，没食子酸，上海山浦化工有限公司；DPPH，ABTS + ，上海阿拉丁试剂有限公司；其他试剂均分分析纯，购自国药集团。 2.2. 仪器与设备 752紫外可见分光光度计，上海菁华仪器有限公司；电子分析天平，奥毫斯国际贸易(上海)有限公司；数显恒温水浴锅，金坛市江南仪器厂；TDL-50B型台式离心机，上海安亭科学仪器厂；电热恒温培养箱，上海三发科学仪器有限公司。 2.3. 方法 2.3.1. 花生发芽和花生芽饮料制备 花生发芽条件参照之前的报道结果 [ 9 ]，在潮湿避光条件下，温度28˚C，将花生放入恒温培养箱中进行发芽，待花生芽长长到4 cm左右，取出进行花生蛋白饮料的制备工艺。 蛋白饮料的制备过程为：生花生→发芽→挑选、清洗→105˚C热处理30分钟→冷却、加水湿粉→60˚C水浴加热2 h→静置过滤→加入糖，均质→加热，加入稳定剂，均质→80˚C杀菌10分钟→装罐、冷却、成品。 2.3.2. 白藜芦醇含量测定 以95%乙醇溶液溶解白藜芦醇标准品，配制0.625 μg/mL、1.25 μg/mL、2.5 μg/mL、3.75 μg/mL、5 μg/mL白藜芦醇标准溶液，并在310 nm处测量其吸光度，绘制白藜芦醇标准曲线。花生及花生芽中白藜芦醇的提取测定，准确称取2 g花生或花生芽粉末，按照料液比1:20加入95%乙醇溶液，在50˚C下回流提取1.5 h；提取完，将其置于离心机中室温4000 r/min离心5分钟，放入试管中，待测。 花生饮料中白藜芦醇含量测定，取少量花生饮料，放入离心机中室温4000 r/min离心5分钟，取上层清液，用95%乙醇溶液稀释20倍，放入试管中，待测。饮料储藏过程中白藜芦醇含量测定：从冰箱中取出样品，从中取少量花生饮料，放入离心机中室温4000 r/min离心5分钟，取上层清液，用95%乙醇溶液稀释10倍，放入试管中，待测。 2.3.3. 花生蛋白饮料主要营养成分测定 花生蛋白饮料中主要营养成分的测定参照相关文献进行 [ 10 ][ 11 ]，主要过程如下。水分测定：取少量花生饮料，称取其质量，放入已经称取质量的干燥的小烧杯中，将其放入烘箱中，调节温度为105˚C，烘烤5 h，称取剩余质量，计算其中水分含量的多少。蛋白质测定：用移液枪移取0.1 mL花生饮料，加入0.9 mL 95%乙醇溶液，再加入5 mL考马斯亮蓝溶液，待反应10 min后，用比色皿在595 nm处，考马斯亮蓝标准曲线的绘制。脂肪含量测定：取10 mL花生饮料，冻干成固体，用索氏提取，加入乙醚提取脂肪，提取8至12小时，提取完成后，将圆底烧瓶链接到旋转蒸发器上，将乙醚蒸出，余下部分即为脂肪。总糖含量测定：取少量花生饮料，放入离心机中室温4000 r/min离心5 min，取上清液，放入玻璃比色皿中，在490 nm处，以蒸馏水为对照，测定其吸光度。灰分含量测定：称取少量花生饮料，以小火加热使试样充分炭化至无烟，然后放入马弗炉中，在550˚C灼烧4 h后，冷却至200˚C左右，取出，放入干燥器中冷却30 min，重复灼烧至恒重，计算灰分含量。 2.3.4. 饮料中多酚含量测定 取少量花生饮料，放入离心机中，4000 r/min离心5 min，取上清液1 mL，加入蒸馏水稀释10倍，放入比色皿中，以蒸馏水为对照，测量其在274 nm处的吸光值，以此来测定其中多酚含量。没食子酸标准曲线的绘制，参照相关文献进行 [ 12 ]。 2.3.5. 花生蛋白饮料的抗氧化活性评价 本研究采用DPPH，ABTS和FRAP三种抗氧化方法评价花生蛋白饮料的抗氧化能力，实验方法参照相关文献进行 [ 13 ][ 14 ][ 15 ]，具体过程如下。 DPPH清除能力：取少量花生饮料，放入离心机中以4000 r/min离心10 min，取1 mL上清液，加入5 mL 50 mg/L DPPH乙醇溶液，立即混匀，在避光条件下反应30 min后，放入比色皿中在517 nm处测定其吸光值。 ABTS + 清除能力：ABTS + 储备液，配制2.45 mmol/L过硫酸钾，用过硫酸钾溶解ABTS + ，配成ABTS + 储备液，在室温、避光条件下静置14 h，配制ABTS + 测定液，将ABTS + 储备液以10 mmol/L，pH 7.4的磷酸缓冲液稀释，使其吸光度在734 nm波长处达到0.700 ± 0.020时测定。取4 mL ABTS + 测定液，加入40 μL花生饮料样品震荡30 s，反应一定时间后于734 nm波长处测定其吸光值。 FRAP还原力测定：将饮料稀释20倍，去1 mL稀释液，加入2.5 mL 200 mmol/L，pH6.6的磷酸缓冲液以及2.5 mL 1 g/L铁氰化钾溶液。50˚C恒温水浴20 min，加入2.5 mL 100 g/L三氯乙酸溶液，3500 rpm离心10 min。取2.5 mL上清液，加入2.5 mL蒸馏水和0.05 mL 0.01 g/L三氯化铁溶液，静置10 min后，放入比色皿在700 nm波长处测定其吸光值。 2.3.6. 感官评价 参照相关文献，对花生蛋白饮料进行感官评价 [ 16 ]，评分表(表1)如下。
system: [SYSTEM]

user: 3. 结果与分析 3.1. 工艺流程 发芽花生蛋白饮料的制备工艺展示在图1中，其中生花生购买来之后，去除破损以及发霉花生，进行简单的清洗去除杂质，然后在恒温培养箱中控制温度为28˚C并维持湿度为100%进行发芽 [ 17 ]。发芽结束后，由于花生芽有一定的腥味，通过在105˚C条件下处理30分钟去除腥味。然后冷却，加入10倍蒸馏水，进行湿粉，然后在60˚C水浴浸提，浸提2小时，之后过滤获得滤液，然后加入配料(1%白砂糖，0.05%卡拉胶)，最后经过巴氏杀菌后灌装贮藏。 3.2. 花生发芽过程中白藜芦醇含量变化 在实验条件(28˚C，湿度100%)下，花生在第二天开始发芽，到第四天的时候芽长已经达到4 cm (图2)，和之前的报道结果比较接近 [ 18 ]，获得的发芽花生符合蛋白饮料加工条件，因此将花生发芽时间确定为4天。同时，检测了花生在发芽过程中白藜芦醇的变化情况。首先，根据白藜芦醇标准溶液，测得其曲线测得为Y = 0.1911x + 0.0645，R 2 = 0.96478，然后测得花生芽中白藜芦醇含量变化(图2)。花生在未发芽时，含有少量的白藜芦醇，发芽开始后，白藜芦醇含量持续增加，到第三天的时候达到了4.4 μg/mL， Table 1 Peanut protein beverage sensory scor 项目 评分细则 香味 有花生清香，浓郁奶香(20~25分) 香味淡，不明显(15~20分) 涩味(15分以下) 色泽 乳白色，色泽纯正(20~25分) 色泽略微不纯(15~20分) 色泽不纯(15分以下) 口感 酸甜可口(20~25分) 较适口(15~20分) 有异味，不适口(15分以下) 组织状态 无沉淀(20~25分) 少量沉淀(15~20分) 大量沉淀(15分以下) 表1. 花生蛋白饮料感官评分表 图1. 发芽花生蛋白饮料的制备工艺流程 图2. 花生发芽过程中芽长(圆形)和白藜芦醇含量(方形) 第四天含量有所增加，但是增幅不大，说明白藜芦醇在花生发芽第三天到第四天的时候基本达到峰值。刘国琴等人报道了发芽过程对于花生中白藜芦醇含量的影响，结果发现发芽之后白藜芦醇的含量比未发芽花生相比提高了4.7倍，这和我们的研究结果比较接近 [ 19 ]。 3.3. 花生蛋白饮料在贮藏过程中白藜芦醇含量变化 白藜芦醇为一类非黄酮类的酚类物质，容易受到外界环境的影响而降解，因此有必要检测花生蛋白饮料在贮藏过程中的白藜芦醇含量变化。在本研究中，检测了24天中发芽花生蛋白饮料和未发芽花生蛋白饮料(对照)中白藜芦醇含量的变化(图3)。首先可以看出，在贮藏到第8天的时候，发芽花生蛋白饮料的白藜芦醇含量(4.424 μg/mL)和贮藏之前的含量变化不大，而此时对照的白藜芦醇含量(1.102 μg/mL)略低于贮藏前的含量。随着贮藏的进行，样品和对照的白藜芦醇含量都下降，但是幅度不同。在贮藏第24天，对照白藜芦醇含量下降到原来数值的50%左右，而发芽花生蛋白饮料的白藜芦醇含量下降到原来数值的86%左右，说明在贮藏过程中发芽花生蛋白饮料的白藜芦醇受到外界环境的影响更小，损失量也更少。 3.4. 花生蛋白饮料主要营养成分 本研究中检测了发芽花生(样品)和未发芽花生(对照)蛋白饮料中主要营养成分含量(表2)。其中蛋白质标准曲线为Y = 5.5955x + 0.0421，R 2 = 0.97958；总糖标准曲线为Y = 12.668x − 0.0124，R 2 = 0.98869。其中对照的蛋白质、脂肪和总糖含量均高于样品的含量，说明在发芽过程中主要的营养物质都发生了降 图3. 储藏过程中白藜芦醇含量变化(control未发芽花生蛋白饮料，sample发芽花生蛋白饮料) Table 2 Main nutrients in peanut protein drinks (% 饮料类别 水分 蛋白质 脂肪 总糖 灰分 对照 92.52 1.15 2.62 3.66 0.002 样品 94.41 0.96 2.44 2.19 0.002 表2. 花生蛋白饮料中主要营养成分(%) 解，因此含量发生降低。同时，蛋白质，脂肪等主要营养指标均高于国家规定标准，并且和之前发表的实验结果比较接近 [ 3 ]。 3.5. 花生蛋白饮料的抗氧化指标 利用DPPH，ABTS和FRAP法，评价了未发芽花生蛋白饮料(对照)和发芽花生蛋白饮料(样品)的抗氧化能力指标(图4)。如图所示，对照和样品都具有显著的清除自由基的能力，同时对照比样品的抗氧化能力稍高，但是差别不是很显著。由于花生在发芽过程中部分的蛋白质、脂肪等成分会发生降解，转变成多肽、游离氨基酸、脂肪酸等物质，影响其抗氧化能力 [ 18 ]。同时，白藜芦醇等多酚类物质会增加，也会影响其抗氧化能力，所以最终的抗氧化能力变化不是很显著。 3.6. 花生蛋白饮料感官评价 未发芽花生蛋白饮料(对照)和发芽花生饮料(样品)的感官评价结果展示在表3中。通过对香味，色泽，口感和组织形态四个指标的对比分析可以看出，对照和样品在香味上得分差别不大，但是在其余的三个指标得分有一定的区别。对照在色泽得分上要高于样品，可能是花生在发芽之后经过了高温处理(去除腥味)，花生发生一定程度的美拉德褐变，使最后制备的饮料轻微的褐色，使得样品组饮料在色泽指标上得分稍低。在口感上，对照组的得分要低于样品组，说明样品整体的口感较好，由于对照组。在组织形态上样品组的得分低于对照组，可能的原因推测为蛋白质和脂肪含量的降低会影响消费者对于饮料的组织形态感受，因此在后续的研究过程中需要适当增加样品组的蛋白质和脂肪的含量，以提高其组织形态接 图4. 抗氧化能力(control未发芽花生蛋白饮料，sample发芽花生蛋白饮料) Table 3 Sensory evaluation score of peanut protein beverag 蛋白饮料 香味 色泽 口感 组织状态 对照 19.67 ± 0.47 21.33 ± 0.94 18.33 ± 2.05 22.52 ± 0.82 样品 20.31 ± 1.63 18.33 ± 1.70 20.67 ± 0.95 17.33 ± 0.98 表3. 花生蛋白饮料感官评价得分 受度。整体上而言，对照组和样品组在四个主要的评价指标上得分相差不多，说明花生发芽对于最终饮料的影响有限，同时还需要后续的研究来优化饮料在色泽和组织形态方面的质量。
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论 花生在发芽过程中营养成分发生一定的改变，主要体现在蛋白质和脂肪含量降低，同时白藜芦醇的含量会大幅上升，而前期研究显示白藜芦醇具有多种生理活性，因此可以利用发芽花生来制备富含白藜芦醇的花生蛋白饮料，不仅可以提高其商品价值，同时还可以为消费者提供一种生物活性较高的饮料产品。通过本研究发现发芽花生蛋白饮料在蛋白质含量和脂肪含量上低于对照组，但是多酚含量和白藜芦醇含量显著高于对照组，同时在贮藏过程中样品组中的白藜芦醇含量降低较少，说明样品中的白藜芦醇具有一定的稳定性；通过3种主要的抗氧化活性检测，说明样品组和对照组都表现出较高的抗氧化活性；而感官评价显示样品组和对照组在四项主要指标上的得分相差不大，但是样品组还有一定改进的空间，需要进一步的研究以优化其品质。综上所述，发芽花生可以作为蛋白饮料的一种重要的原料物质，而发芽花生蛋白饮料具有重要的应用价值和发展前景。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 文章利用1989~2015年的时间序列数据研究分析城镇居民储蓄率的影响因素，通过协整模型发现医疗保险、价格水平、可支配收入对城镇居民储蓄率有显著影响，而养老保险、利率对储蓄率的影响并不显著。在此基础上，文章对我国的医疗保险制度和物价监管提出了相应的建议。 关键词 :储蓄率，ARIMA，协整 Copyright © 2018 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 消费、投资和出口是拉动经济发展的三驾马车，消费是最主要部分，投资次之，但我国消费占GDP贡献率仅为50%~60%左右，远远不及欧美发达国家，他们有的甚至能达到85%。我国投资拉动型经济增长模式从短期来看，能够增加就业，促进经济发展，但多年来积累下来暴露了很多不容忽视的问题：一方面，投资增加对资源、能源需求增加，快速消耗能源、资源以换取GDP增加并不利于长期发展，能源、资源价格也会快速上涨，并拉动我国物价的普遍上涨，长此以往，终将形成严重的通货膨胀；另一方面，投资增加若是消费需求跟不上，供大于求，市场容易失衡；等等。鉴于此，针对我国经济发展现状，我们要加快经济转型的步伐，实现资源配置优化、经济发展模式的转变，向消费拉动型经济发展模式过渡。如何增加内需、拉动消费？在居民收入既定的情况下，居民收入主要以消费和储蓄的形式存在，要想增加消费，就必须降低储蓄的份额。我国的居民储蓄率远高于美欧等发达国家，且呈不断上升趋势。城镇居民的储蓄率从1978年的9.38%到2015年上升至31.42%，上涨了3~4倍。为了促进消费、实现经济发展模式转变，分析储蓄率居高不下的成因、了解储蓄率的影响因素就势在必行。
system: [SYSTEM]

user: 2. 文献综述 2.1. 养老保险与储蓄率问题 上世纪70年代后期至今，在理性预期理论的基础上，经济学家们在分析中引入不确定性因素，通过考察消费者的跨期优化行为而形成预防性储蓄理论(谢勇，2011) [ 1 ] 。谢勇(2011)从微观角度出发，通过分位数回归分析发现养老保险和医疗保险能够通过降低不确定性显著降低居民的储蓄率。沈坤荣、谢勇(2012) [ 2 ] 基于广义最小二乘和稳健最小二乘估计从微观角度深入分析了不确定性对储蓄率的影响，验证了不确定性收入对储蓄率有正向影响，养老保险和医疗保险对储蓄率有替代关系。何立新等(2008) [ 3 ] 利用微观数据研究分析了1995~1997年间城镇企业职工养老保险制度改革对储蓄率的影响，发现中国的储蓄行为可以由生命周期模型解释，且养老金对家庭储蓄之间存在负相关关系。以上学者们都利用微观数据通过研究分析，验证了养老保险对居民储蓄有显著替代关系，养老保险能够通过降低不确定性进而降低居民储蓄率。 2.2. 人口年龄结构和储蓄率的问题 在近几十年，随着我国计划生育政策的落实，我国的少儿抚养比逐年下降，儿童出生率也大幅度下降；同时，经济的快速发展，人民生活水平、医疗水平逐步提高，我国的老年抚养比呈现逐年上升的趋势。1953年，第一次人日普查时，中国65岁以上老年人日比重仅为4.4%，至2013年已提高至9.7%。考虑到未来几年之后20世纪50年代第一次生育高峰出生的人群陆续进入老年期，老年人日数量将不断膨胀而总人日趋于稳定，中国人口老龄化的进程将持续加速(汪伟、艾春荣，2015) [ 4 ] 。根据生命周期–持久收入理论，人们偏好一生均匀消费。考虑到老年没有收出，要想维持原先消费水平，人们会在年轻时候开始把一部分钱存储起来用以老年时期消费，因此储蓄倾向会随着年龄先增加后下降。人口老龄化趋势使得居民总的储蓄倾向下降，储蓄率降低。但是，对于人口年龄结构变化对居民储蓄率的具体影响，国内外学者们莫衷一是：Bloom等(2003)在其理论模型中分析了预期寿命上升带来的加总效应，会带来更高的总储蓄率，汪伟、艾春荣(2015)认为老龄人口上升对我国居民储蓄率的影响并不显著，董丽霞、赵文哲(2011) [ 5 ] 认为少儿抚养比和老年抚养比对储蓄率呈负相关关系，袁志刚、宋铮(2000) [ 6 ] 通过构建中国养老保险制度的叠代模型指出人口老龄化一般说来会激励居民增加储蓄，史晓丹(2013) [ 7 ] 则认为储蓄率与老年抚养比负相关，与少儿抚养比正相关。 2.3. 住房价格与储蓄率的问题 凯恩斯的货币需求理论表明：人们之所以储蓄，主要是因为预防性和投机性动机。由于我国住房“刚性需求”，近年来房地产市场正在经历一个城镇房价全面高涨的发展阶段，这对储蓄率持续攀升究竟有何影响，许多学者进行了相关研究。陈彦斌、邱哲圣(2011) [ 8 ] 认为房价的高速增长通过引致富裕家庭投资性住房需求的增加而进一步推高了房价，部分年轻家庭为了追赶房价不得不提高储蓄率，而部分贫穷家庭也因其无法获得足够的住房而使得城镇家庭住房不平等程度增加。但是，田志华、田艳芳(2014) [ 9 ] 从宏观角度出发，利用2006~2011年的省级面板数据进行研究分析，发现对于东、中、西部地区而言房价对居民的储蓄率影响并不显著。赵西亮等(2013) [ 10 ] 从微观角度出发也证实了房价上涨对城镇居民储蓄率的影响不能一概而论，是需要视产权情况而定，租房家庭会随房价上涨增加储蓄率，而有房家庭会随房价上涨降低储蓄率。 除了以上几大问题，还有学者研究了利率对储蓄率的影响以及最优储蓄率的问题等。本文借鉴以上研究，从宏观层面分析我国城镇居民储蓄率的影响因素。人们在实际生活中决策多依赖于能够观测到的名义变量，但在消费过程中能够感知的是物价的变化。收入既定的条件下，消费和储蓄呈替代关系，物价通过影响人们的消费倾向进而影响储蓄倾向，当期物价越高，人们预期未来价格水平只会更高，货币的购买力下降，当期消费倾向增加，储蓄倾向将会下降。因此，本文考虑到人们的理性预期可能会对储蓄率造成影响，将其纳入模型，在OLS的基础上通过单整、协整模型具体分析储蓄率的影响因素。
system: [SYSTEM]

user: 3. 理论回顾 储蓄理论的演进主要可以分为三个阶段：第一个阶段是上世纪30年代中期到50年代中期，代表性理论是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说，侧重于研究消费支出与即期收入之间的关系；第二阶段是从上世纪50年代中期至70年代中期，以莫迪里亚尼与弗里德曼的生命周期–持久收入假说(LC-PIH)为代表；第三个阶段则从上世纪70年代后期至今，在理性预期理论的基础上，经济学家们在分析中引入不确定性因素，通过考察消费者的跨期优化行为而形成预防性储蓄理论。 本文综合考虑不同储蓄理论以及假说中所涉及储蓄率的影响因素，并将其纳入文章模型，分析其与储蓄的具体关系。
system: [SYSTEM]

user: 4. 模型分析 4.1. 数据描述与变量选择 通过相关文献的分析比较，本文选取存款利率、城镇居民人均可支配收入、城镇居民医疗保险支出、城镇居民养老保险基金支出作为城镇居民的储蓄率影响因素。由于人们能够观测到的都是未剔除价格影响的名义变量，所以，以上变量皆选用当年价的名义值。但是，价格在人们的消费过程中能够被感知，进而对人们的储蓄产生影响。文章将物价水平纳入考虑范围，认为物价水平会影响人们的储蓄，但具体又怎样影响并不确定：一方面，物价水平越高，人们理性预期未来的物价水平也会很高，存在银行里面的货币在未来的购买力可能不如当期，人们就会更愿意在当期进行消费，反之，当期物价水平很低的条件下，货币的购买力强，会有更多的货币“结余”，储蓄增加；另一方面，物价水平不断上涨，人们的名义工资有可能没有上涨或者在物价上涨后上涨，人们由于消费的惯性以及工资上涨的滞后性就会使当期的储蓄下降。因此，本文选取城镇居民消费价格指数作为物价水平的代理变量。变量的具体含义及解释如表1所示。其中，文章将城镇居民人均可支配收入视为居民持久收入。我国利率在2004年以前实行固定利率制度，2004年以后采用浮动利率：允许利率在中国人民银行规定的范围内浮动，但存款利率不能高于国家规定的存款利率。文章中这段时间的利率并不是国家规定的法定存款利率，而是以四大行实际存款利率为准；有的年份利率进行过多次调整，以其平均利率作为当年的利率。居民储蓄是居民收入中减去消费后的剩余部分，故： 城 镇 镇 居 民 储 蓄 率 = 城 镇 镇 居 民 人 均 可 支 配 入 − 城 镇 镇 居 民 家 庭 人 均 先 消 费 费 支 城 镇 居 民 人 均 可 支 配 收 入 × 100 % 城镇居民医疗保险支出是从1992年开始实施，因此将1989~1992年城镇居民医疗保险支出的对数值视为0处理。 4.2. 城镇居民储蓄率的影响因素研究 本文采用1989~2015年的时间序列数据进行分析城镇居民储蓄率的影响因素。首先，对六个变量做相应的时序图(图1)，观察发现它们都是非平稳的，利率随时间递减，其余变量皆有随时间递增的相似趋势， Table 1 The name and meaning of variable 变量 含义及解释 s 城镇居民储蓄率(%) l o e 城镇居民基本养老保险支出(亿元)的对数 l h e 城镇居民医疗保险支出(亿元)的对数 l i n c 城镇居民人均可支配收入的对数 n r 一年期存款利率(名义利率%) 城镇居民消费价格指数(1989 = 1) t 时间(1989~2015分别记为1~27) 表1. 变量的具体含义及解释 图1. 各变量时序图 为避免虚假回归、揭示其真实的长期均衡关系，文章对所有变量剔除时间趋势后进行了单整、协整分析。 变量随时间的变化趋势成分提取如表2所示。 表2显示各变量随时间变化显著，其趋势估计结果同时序图相吻合， n r 随时间变化在下降，其余变量随时间增加，只不过增加快慢有所不同，其中以 s 随时间增加的最快。变量剔除时间趋势后的残差进行单 整检验(ADF检验)，来判断残差是否平稳。对于任一时间序列 { x t } 进行ADF检验，ADF统计量为： τ = ρ ^ S ( ρ ^ ) ，其中 S ( ρ ^ ) 为参数， ρ 的样本标准差。当统计量小于 τ 临界值时，拒绝原假设，可认为序列是平稳的。 表3结果显示，自由度为25的5%的 τ 临界值值为−1.955，各变量ADF统计量皆小于临界值，可以认为变量在剔除时间趋势后皆为0阶单证。对其进行协整分析，得到模型如下： s = − 89.114 + 38.282 l i n c − 0.330 n r − 2.827 l h e − 7.368 p − 3.748 l o e ( 22.223 )   ( 10.936 )   ( 0.193 )   ( 1.206 )   ( 1.291 )   ( 5.340 ) F = 251.049 ，   D . W . = 2.449 ，   R 2 = 0.984 并对其残差进行ADF检验，得到统计量值为−6.34，小于−1.955，拒绝原假设认为协整模型的残差是平稳的，即储蓄率与人均可支配收入、利率、医疗保险支出、价格水平、养老保险支出之间存在长期均衡关系。模型估计结果显示：F检验显著，说明模型是显著的； R 2 = 0.984 ，说明 l i n c 、 n r 、 l h e 、 p 、 l o e 能够解释储蓄率变动的98.4%；城镇居民人均可支配收入对储蓄率有正的效应，储蓄的收入弹性为0.3828，收入提高1%，储蓄率预计提高38.282%；名义利率、医疗保险支出、价格水平、养老保险基金支出对储蓄率有负效应，储蓄率随他们的增加而下降，医疗保险支出每增加10%，储蓄率预计将降低0.2827个百分点，价格水平每增加1%，储蓄率预计将降低0.7368个百分点，养老保险支出每增加10%，储蓄率预计 Table 2 Extracting variable’s trend components (α = 0.05 变量的时间趋势 残差 T检验 F检验 拟合优度 s = 13.030 + 0.702 t e s 显著 显著 0.9691 l o e = 2.212 + 0.084 t e l o e 显著 显著 0.976 h e = − 0.231 + 0.174 t e l h e 显著 显著 0.956 l i n c = 3.171 + 0.051 t e l i n c 显著 显著 0.983 n r = 9.321 − 0.318 t e n r 显著 显著 0.586 p = 1.158 + 0.071 t e p 显著 显著 0.892 表2. 变量的趋势成分提取(α = 0.05) Table 3 The ADF test results of residual 残差 单整模型 ADF检验统计量 单整阶数 e s 第一种类型 −4.252 e s ∼ I ( 0 ) e l o e 第一种类型 −2.516 e l o e ∼ I ( 0 ) e l h e 第一种类型 −2.183 e l h e ∼ I ( 0 ) e l i n c 第一种类型 −4.431 e l i n c ∼ I ( 0 ) e n r 第一种类型 −2.315 e n r ∼ I ( 0 ) e p 第一种类型 −3.599 e p ∼ I ( 0 ) 表3. 残差的单整检验结果 将降低0.3748个百分点，这与经济理论预期的相一致，但名义利率与储蓄率的关系违背了凯恩斯的货币需求理论，同时养老保险基金支出和名义利率的 t 检验并不显著，说明城镇居民养老保险支出和名义利率对城镇居民储蓄率的影响不显著。