裴育　徐煒鋒

摘要：財(cái)政補(bǔ)貼一直是中國(guó)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的主要收入來(lái)源之一，新型農(nóng)保制度的建立是否會(huì)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性造成影響，主要通過(guò)哪些途徑產(chǎn)生影響？根據(jù)中國(guó)農(nóng)保制度建立以來(lái)的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，利用PVAR模型，實(shí)證研究了農(nóng)保保障水平與參保群體年齡結(jié)構(gòu)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性影響。研究發(fā)現(xiàn)，在當(dāng)前農(nóng)保保障水平下，地方政府的農(nóng)保財(cái)政負(fù)擔(dān)較輕，不會(huì)影響地方財(cái)政可持續(xù)性，這一結(jié)論不僅在全國(guó)，在東部和中西部地區(qū)也分別成立；農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性造成了負(fù)面影響，在影響程度上，中西部地區(qū)大于東部地區(qū)。建議適度提高農(nóng)保保障水平，建立健全農(nóng)保保障水平的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制；建立農(nóng)保補(bǔ)償橫向轉(zhuǎn)移支付體系，抵消城鎮(zhèn)化所帶來(lái)的負(fù)外部性等。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；財(cái)政可持續(xù)性；保障水平；人口年齡結(jié)構(gòu)

中圖分類號(hào)：F840.67 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：10056378（2018）06012814

DOI：10.3969/j.issn.10056378.2018.06.017

一、引言

隨著中國(guó)老齡化程度的不斷加深，近年來(lái)農(nóng)村老齡人口無(wú)論是絕對(duì)數(shù)還是相對(duì)數(shù)都在顯著增長(zhǎng)，這一增長(zhǎng)趨勢(shì)還將持續(xù)相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)，截止2016年底，中國(guó)60歲以上老人總數(shù)已達(dá)2.3億，其中農(nóng)村地區(qū)老齡人口數(shù)約為1.32億，占中國(guó)老齡總?cè)丝诘?7%，農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)17%左右。為了妥善解決農(nóng)村老年居民老有所養(yǎng)問(wèn)題，充分保障農(nóng)村老年居民基本生活，2009年9月，國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于開展新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)指導(dǎo)意見》，決定建立一套覆蓋所有農(nóng)村適齡居民的社會(huì)保險(xiǎn)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，開啟了中國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障制度的新紀(jì)元。新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的“新”主要在于將政府補(bǔ)貼作為保險(xiǎn)基金的主要籌資渠道之一，明確了政府在農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度中的責(zé)任。2010年財(cái)政補(bǔ)貼在農(nóng)?；鹗杖胝急葹?8%，而2017年這一數(shù)字達(dá)到了76%，財(cái)政補(bǔ)貼已經(jīng)成為農(nóng)?；鹱钪饕I資來(lái)源。雖然中國(guó)農(nóng)保當(dāng)前保障水平并不高，基礎(chǔ)養(yǎng)老金每人每月只有88元，但由于農(nóng)村地區(qū)人口基數(shù)大，且老齡化程度不斷加深，未來(lái)財(cái)政補(bǔ)貼規(guī)模仍有較大上升空間。老齡化作為一種社會(huì)隱性成本，其持續(xù)深入發(fā)展必將對(duì)地方政府財(cái)政收支產(chǎn)生影響，而養(yǎng)老保險(xiǎn)制度是其中最為重要的傳導(dǎo)介質(zhì)。地方財(cái)力能否在保證自身可持續(xù)性情況下支撐農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)是本文需要研究的問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述

據(jù)安德森的觀察，二戰(zhàn)后幾乎各國(guó)政府都對(duì)私人養(yǎng)老金進(jìn)行嚴(yán)格立法或托管來(lái)干預(yù)私人養(yǎng)老金市

場(chǎng)，政府已成為養(yǎng)老金供給的中心[1]。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)自建立伊始就是一種政府行為，政府參與養(yǎng)老保險(xiǎn)是為了彌補(bǔ)私人保險(xiǎn)市場(chǎng)中的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問(wèn)題，有助于真正實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)的

互濟(jì)性功能[2]。中國(guó)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度離不開政府支持，政府在社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)中發(fā)揮主導(dǎo)作用，履行社?；鸸芾怼⑼顿Y運(yùn)行、監(jiān)督以及財(cái)政支持責(zé)任[35]。劉穎指出中國(guó)“新農(nóng)?！钡某晒ν菩须x不開國(guó)家財(cái)政支持，“新農(nóng)保”持續(xù)健康發(fā)展需要政府承擔(dān)好相應(yīng)財(cái)政補(bǔ)貼責(zé)任[6]。周志凱和王雯在審視了中國(guó)當(dāng)前城鄉(xiāng)居保中的政府財(cái)政責(zé)任后，認(rèn)為公共財(cái)政對(duì)城鄉(xiāng)居保的責(zé)任分為隱性和顯性，前者稱為財(cái)政“兜底”責(zé)任，后者稱為財(cái)政“補(bǔ)缺”責(zé)任[78]。

隨著社會(huì)保障水平的不斷提高、老齡化不斷加劇，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金支出規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，將逐漸加重財(cái)政補(bǔ)貼壓力，形成龐大的政府隱性負(fù)債，如處置不當(dāng)，將影響地方財(cái)政可持續(xù)性[911]。孫光德和楊翠迎認(rèn)為，一國(guó)或地區(qū)社保保障水平的確定與該國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)，理論上存在最適社會(huì)保障水平[1213]。如果一國(guó)或地區(qū)社會(huì)保障水平過(guò)高不利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和財(cái)政的可持續(xù)發(fā)展[1415]。Kakwani基于非洲15個(gè)國(guó)家農(nóng)戶調(diào)查資料發(fā)現(xiàn)，發(fā)展水平較低的非洲國(guó)家，財(cái)政難以承擔(dān)過(guò)高普惠性社會(huì)養(yǎng)老金[16]。Blanchet指出，面對(duì)日益嚴(yán)重的人口老齡化，法國(guó)必須對(duì)其養(yǎng)老金制度進(jìn)行改革，否則未來(lái)會(huì)出現(xiàn)收不抵支現(xiàn)象[17]。黃麗基于廣東省數(shù)據(jù)測(cè)算了廣東省縣市級(jí)財(cái)政在“新農(nóng)?！敝兴袚?dān)的財(cái)政責(zé)任，發(fā)現(xiàn)財(cái)政壓力大小與縣市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著正相關(guān)，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的縣市越有能力承擔(dān)其財(cái)政責(zé)任[18]。楊翠迎和張慶霖認(rèn)為，分析農(nóng)保的財(cái)政負(fù)擔(dān)時(shí)應(yīng)注意經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為其橋梁，政府財(cái)政責(zé)任承擔(dān)應(yīng)確保社會(huì)保障水平與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相聯(lián)動(dòng)[1920]。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)政府財(cái)政收支的影響很大程度取決于一國(guó)或地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)及其變動(dòng)趨勢(shì)，如人口老齡化的加深為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金財(cái)務(wù)可持續(xù)帶來(lái)了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，隨著繳費(fèi)人數(shù)的減少，待遇領(lǐng)取人數(shù)的增加，社保基金保持收支平衡的壓力增大，政府財(cái)政隱性負(fù)擔(dān)增加[2122]。另外，隨著制度老齡人群不斷擴(kuò)大，為滿足社保管理與運(yùn)營(yíng)需要，與基金相關(guān)運(yùn)營(yíng)管理支出也將不斷增加，由此帶來(lái)政府行政支出擴(kuò)張[5]。Sambt基于斯洛文尼亞低生育率、低死亡率和嬰兒潮一代退休三個(gè)典型事實(shí)，運(yùn)用隊(duì)列模型進(jìn)行預(yù)測(cè)，發(fā)現(xiàn)隨著老年人口不斷上升，公共養(yǎng)老金壓力將增大，其中人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)情況是最為重要的影響因素[23]。人口紅利的逐漸消失使我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)失去勞動(dòng)力要素支撐，經(jīng)濟(jì)下行壓力增加，導(dǎo)致財(cái)政收入增收更加困難，間接影響了財(cái)政可持續(xù)發(fā)展[24]。

為了弄清未來(lái)農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)公共財(cái)政狀況影響方向和程度，很多學(xué)者嘗試從定量角度評(píng)價(jià)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與財(cái)政負(fù)擔(dān)關(guān)系，大致分為兩種思路，一種是在當(dāng)前制度模式下測(cè)算政府在農(nóng)保中所承擔(dān)的補(bǔ)貼責(zé)任大小，以此評(píng)價(jià)農(nóng)保與財(cái)政可持續(xù)性之間的關(guān)系，屬于靜態(tài)預(yù)測(cè)[2527]；另一種是在系列合理假設(shè)基礎(chǔ)上，考慮各變量動(dòng)態(tài)變化，測(cè)算農(nóng)?；鹞磥?lái)運(yùn)行狀況，由政府未來(lái)承擔(dān)的出口補(bǔ)貼、入口補(bǔ)貼以及基金收支缺口三個(gè)方面來(lái)確定農(nóng)保財(cái)政負(fù)擔(dān)水平大小，屬于動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)[2830]。以上兩種思路都是將政府養(yǎng)老保險(xiǎn)支出責(zé)任視為政府隱性負(fù)債和或有債務(wù)，測(cè)度未來(lái)債務(wù)缺口與政府未來(lái)支付壓力，考察政府債務(wù)狀況和償債能力，進(jìn)而評(píng)價(jià)農(nóng)保的財(cái)政負(fù)擔(dān)狀況。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與地方財(cái)政可持續(xù)性關(guān)系展開了較為豐富的研究，但也存在進(jìn)一步深化之處。已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)保與地方財(cái)政可持續(xù)性關(guān)系的探討大多著眼于未來(lái)，即通過(guò)合理預(yù)測(cè)農(nóng)?；鹗罩?lái)評(píng)價(jià)財(cái)政負(fù)擔(dān)，但預(yù)測(cè)分析中涉及變量過(guò)多，特別是在預(yù)測(cè)期較長(zhǎng)的情況下難以做到準(zhǔn)確。從變量設(shè)計(jì)來(lái)說(shuō)，已有變量設(shè)計(jì)往往忽略了權(quán)重因素，變量在不同地區(qū)的橫向?qū)Ρ炔豢茖W(xué)；關(guān)于財(cái)政可持續(xù)的衡量較為粗泛，財(cái)政可持續(xù)性好壞不僅與債務(wù)水平相關(guān)，也與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展等外部因素相聯(lián)系，測(cè)算財(cái)政可持續(xù)性應(yīng)充分考慮各種因素，并對(duì)各因素設(shè)置合理權(quán)重。從模型選取來(lái)看，基于簡(jiǎn)單線性回歸忽視了變量間的雙向關(guān)系產(chǎn)生了嚴(yán)重的內(nèi)生性問(wèn)題，使得回歸結(jié)果有偏且不一致，影響實(shí)證結(jié)論的科學(xué)性。本文將從解決以上問(wèn)題入手，優(yōu)化該主題研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

財(cái)政可持續(xù)性是對(duì)經(jīng)濟(jì)體財(cái)政存續(xù)能力的表述，重點(diǎn)關(guān)注的是在長(zhǎng)期內(nèi)財(cái)政支出需要是否超出財(cái)政收入能力[31]。地方政府負(fù)債除了由法律、合同、契約所約定的顯性負(fù)債，還包括不反映在法律、合同、契約上，不包含在地方政府財(cái)政收支賬戶上，但政府承諾承擔(dān)或迫于公眾期望和壓力被迫承擔(dān)支付責(zé)任的隱性負(fù)債。中國(guó)農(nóng)保制度實(shí)質(zhì)上由政府主導(dǎo)，農(nóng)民自愿參與的一種養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，具有顯著的社會(huì)福利色彩。農(nóng)保制度持續(xù)健康運(yùn)營(yíng)離不開地方政府財(cái)政支持，地方政府在其中至少擔(dān)負(fù)兩類責(zé)任，一是財(cái)政補(bǔ)貼責(zé)任，地方政府承擔(dān)入口補(bǔ)貼和部分出口補(bǔ)貼責(zé)任，財(cái)政補(bǔ)貼是農(nóng)?；鹬饕I資來(lái)源；二是財(cái)政救助責(zé)任，當(dāng)農(nóng)?；鹗詹坏种r(shí)，地方政府需承擔(dān)財(cái)政“兜底”責(zé)任，保證農(nóng)?；鸪掷m(xù)運(yùn)行。在財(cái)政收入能力既定的情況下，農(nóng)保對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的影響取決于農(nóng)保的財(cái)政負(fù)擔(dān)水平即農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼與補(bǔ)助支出占地方財(cái)政收入的比例，農(nóng)保財(cái)政負(fù)擔(dān)水平與地方財(cái)政可持續(xù)性成正比。農(nóng)保財(cái)政負(fù)擔(dān)主要取決于多種因素，包括農(nóng)保保障水平、農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)、農(nóng)?；鹜顿Y運(yùn)營(yíng)狀況、農(nóng)保行政管理支出等，最重要的是農(nóng)保保障水平與農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)。

（一）農(nóng)保保障水平與地方財(cái)政可持續(xù)性

農(nóng)保保障水平主要用來(lái)衡量為參保農(nóng)民所提供保障水平高低，目前并無(wú)統(tǒng)一衡量標(biāo)準(zhǔn)，一般表現(xiàn)為農(nóng)保支付的資金與GDP之比或農(nóng)保待遇給付水平。農(nóng)保保障水平對(duì)地方財(cái)政負(fù)擔(dān)影響可以從存量負(fù)擔(dān)與增量負(fù)擔(dān)兩個(gè)方面來(lái)考察。存量方面，農(nóng)保保障的絕對(duì)水平越高，為參保農(nóng)民提供的絕對(duì)保障程度越高，由此造成的農(nóng)保財(cái)政絕對(duì)負(fù)擔(dān)越重。增量方面，農(nóng)保保障水平調(diào)整速度越快，幅度越大，對(duì)參保農(nóng)民提供的相對(duì)保障程度越高，由此帶來(lái)的農(nóng)保財(cái)政增量負(fù)擔(dān)越重。農(nóng)保保障水平的增量調(diào)整對(duì)其存量水平具有累加效應(yīng)，因?yàn)樯绫１Ｕ纤秸{(diào)整具有棘輪效應(yīng)，保障水平易于向上調(diào)整，難以向下調(diào)整，不斷進(jìn)行的增量調(diào)整會(huì)持續(xù)推高農(nóng)保的絕對(duì)保障水平。

中國(guó)農(nóng)保制度所提供的保障水平以“?；尽睘榛鶞?zhǔn)。表1給出了中國(guó)農(nóng)保制度建立以來(lái)歷年替代率水平基本維持在10%左右，處于較低水平。較低的替代率水平使得當(dāng)前農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼規(guī)模占地方財(cái)政收支的比重很低；表2為農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼支出占地方財(cái)政一般公共預(yù)算支出的比重，歷年占比在0.5%左右。

農(nóng)保保障水平的確定除了要“保基本”，還要“有彈性”，即保障水平應(yīng)根據(jù)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r，適時(shí)進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整。農(nóng)保保障水平的增量調(diào)整原則上應(yīng)綜合考慮農(nóng)村居民收入水平或消費(fèi)水平與通貨膨脹水平。近年來(lái)，政府試圖從個(gè)人和財(cái)政兩個(gè)方面提高農(nóng)保基金的籌資水平進(jìn)而不斷提高保障水平。在個(gè)人籌資來(lái)源上，對(duì)個(gè)人選擇較高繳費(fèi)檔次的入口補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)；在政府籌資來(lái)源上，各地結(jié)合經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷上調(diào)基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)。但在農(nóng)保保障水平增量調(diào)整中地方政府的邊際貢獻(xiàn)有限。從入口補(bǔ)貼看，農(nóng)民選擇最低繳費(fèi)檔次的激勵(lì)最大，各地均面臨“最低繳費(fèi)檔次困境”[32]，選擇最低繳費(fèi)檔次的農(nóng)民占繳費(fèi)總?cè)藬?shù)的85%；從出口補(bǔ)貼看，地方政府出口補(bǔ)貼大體仍停留在最低補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，大多數(shù)省份仍參照中央所確定基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)。圖1為中國(guó)31個(gè)省份基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)，可以看出，中國(guó)大多數(shù)省份基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)基本參照最低標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行。由于目前基礎(chǔ)養(yǎng)老金（出口補(bǔ)貼）主要由中央財(cái)政負(fù)擔(dān)，其中中西部地區(qū)中央財(cái)政負(fù)擔(dān)100%，東部地區(qū)中央財(cái)政負(fù)擔(dān)50%，因而地方政府的基礎(chǔ)養(yǎng)老金財(cái)政增量負(fù)擔(dān)有限。

農(nóng)保待遇給付水平除了按農(nóng)民收入或消費(fèi)進(jìn)行調(diào)整，還會(huì)根據(jù)通貨膨脹進(jìn)行指數(shù)化調(diào)整。待遇給付水平指數(shù)化調(diào)整是所有養(yǎng)老保險(xiǎn)制度共有特征，確保實(shí)際保障水平在不同時(shí)期里保持相對(duì)不變。表3為中國(guó)歷年名義基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)運(yùn)用CPI進(jìn)行平減以后的實(shí)際值，從中國(guó)農(nóng)保實(shí)際基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)來(lái)看，中央政府確定的基礎(chǔ)養(yǎng)老金基準(zhǔn)基本保持不變，雖然名義標(biāo)準(zhǔn)不斷提高，但實(shí)際標(biāo)準(zhǔn)仍保持在55元/月/人左右，目前中國(guó)基礎(chǔ)養(yǎng)老金調(diào)整主要是依據(jù)通貨膨脹因素；從調(diào)整速度來(lái)看，基礎(chǔ)養(yǎng)老金基準(zhǔn)大約每5年調(diào)整一次。由于中國(guó)基礎(chǔ)養(yǎng)老金指數(shù)化調(diào)整周期較長(zhǎng)，而在調(diào)整周期內(nèi)如2009—2013年和2014—2018年實(shí)際基礎(chǔ)養(yǎng)老金標(biāo)準(zhǔn)在下降，所以，在調(diào)整周期內(nèi)存在通貨膨脹因素反而有利于減輕地方政府農(nóng)保財(cái)政實(shí)際負(fù)擔(dān)水平，對(duì)地方財(cái)政負(fù)擔(dān)有削減效應(yīng)。從表2中可以看出，不考慮農(nóng)保覆蓋率因素，農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼在地方財(cái)政支出占比增長(zhǎng)速度比較緩慢。基于以上分析可知，雖然中國(guó)農(nóng)保資金來(lái)源中政府財(cái)政補(bǔ)貼所占比例較大，但當(dāng)前農(nóng)保存量保障水平低，且農(nóng)保保障水平增量調(diào)整速度慢、幅度小，即農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼支出在地方財(cái)政支出占比小且入口補(bǔ)貼與出口補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)增長(zhǎng)緩慢，地方政府農(nóng)保財(cái)政存量和增量負(fù)擔(dān)均較輕。綜上所述，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：在當(dāng)前農(nóng)保保障水平下，中國(guó)農(nóng)村社保制度不會(huì)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性造成顯著影響。

（二）農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)與地方財(cái)政可持續(xù)性

農(nóng)保作為一項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)制度具有自我保障的特點(diǎn)，農(nóng)保中個(gè)人繳費(fèi)是其資金重要來(lái)源。農(nóng)保制度中參保群體年齡結(jié)構(gòu)為農(nóng)保制度中領(lǐng)取待遇人數(shù)與繳費(fèi)人數(shù)的比值。農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)對(duì)地方政府農(nóng)保財(cái)政入口與出口補(bǔ)貼規(guī)模以及農(nóng)?；鹭?cái)務(wù)平衡狀況有重要影響。當(dāng)農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)老化即待遇領(lǐng)取人數(shù)與參保人數(shù)的比值增大時(shí)，農(nóng)保基金就會(huì)多支少收；反之則會(huì)多收少支；相應(yīng)的，農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼和救助支出規(guī)模將相對(duì)增大，農(nóng)保財(cái)政負(fù)擔(dān)增加。表4描述了中國(guó)歷年農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)不斷老化的趨勢(shì)，農(nóng)保繳費(fèi)人數(shù)相對(duì)減少，領(lǐng)取待遇人數(shù)相對(duì)增加。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為了研究中國(guó)農(nóng)保與地方財(cái)政可持續(xù)性之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了面板VAR模型（PVAR），PVAR模型的優(yōu)點(diǎn)在于不受既有假設(shè)和理論的限制，以變量的統(tǒng)計(jì)關(guān)系為依據(jù)考察變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，實(shí)現(xiàn)“讓數(shù)據(jù)說(shuō)話”，有助于提高實(shí)證估計(jì)的客觀性；同時(shí)運(yùn)用變量的歷史信息，可以有效克服一般線性回歸模型估計(jì)所產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題。在模型設(shè)定上本文借鑒Love關(guān)于面板向量自回歸模型設(shè)定[34]，模型如下：Xnit=φnt+fni+ΦXnit-j+εnit（1）

其中，下標(biāo)i和t表示截面（省份）和時(shí)間（年份），n為變量標(biāo)識(shí)（n=1，2）Xit為內(nèi)生變量，Xit-j是Xit的滯后j期，φt表示個(gè)體效應(yīng)，fi表示時(shí)間效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。PVAR具有面板模型的一般優(yōu)勢(shì)，既能控制個(gè)體效應(yīng)與時(shí)間效應(yīng)解決不可觀察的差異，又能研究變量之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)。同時(shí)相比于傳統(tǒng)時(shí)間序列VAR，PVAR能克服時(shí)間序列長(zhǎng)度的問(wèn)題，在較短的時(shí)序下也能較穩(wěn)定的估計(jì)參數(shù)。根據(jù)本文的研究?jī)?nèi)容加之考慮到PVAR模型對(duì)變量個(gè)數(shù)的限制，本文選取農(nóng)保保障水平（RLS）、地區(qū)人口結(jié)構(gòu)（PAS）、地方財(cái)政可持續(xù)性（RFS）三個(gè)變量作為模型中的變量，其中，X1it={RSLit，RFSit}為模型1，X2it={PASit，RFSit}為模型2。

（二）變量設(shè)計(jì)與說(shuō)明

1.農(nóng)保保障水平（RSL）。

農(nóng)保保障水平表示參保農(nóng)民提供保障程度高低。中國(guó)農(nóng)保屬于省級(jí)統(tǒng)籌，各省份根據(jù)自身發(fā)展實(shí)際制定農(nóng)保具體政策規(guī)則，如個(gè)人繳費(fèi)檔次以及財(cái)政補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)。農(nóng)?；鹉甓戎С鰜?lái)源于個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助與財(cái)政補(bǔ)貼，個(gè)人、集體、財(cái)政三種資金來(lái)源的多寡決定了年度農(nóng)?；鹬С鏊?，進(jìn)而決定地區(qū)農(nóng)保保障水平的高低。本文利用農(nóng)?；鹉甓戎С雠c待遇領(lǐng)取人數(shù)之比作為衡量農(nóng)保年人均待遇水平指標(biāo)，考慮到中國(guó)區(qū)域發(fā)展水平差異以及各地區(qū)物價(jià)水平變動(dòng)差距，將待遇水平除以地區(qū)農(nóng)民純收入并用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）進(jìn)行平減，使各地農(nóng)保保障水平可以在替代率水平下進(jìn)行比較。故：

農(nóng)保保障水平（RSL）=農(nóng)保年人均待遇水平農(nóng)村居民年人均收入×CPI（2）

2.農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)（PAS）。

在農(nóng)?；緦?shí)現(xiàn)全覆蓋的情況下，農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)與農(nóng)村地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)具有高度一致性。地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)變化主要取決于自然性因素與社會(huì)性因素，自然性因素一般是人口老齡化速度，社會(huì)性因素則是城鎮(zhèn)化速度。人口老齡化和城鎮(zhèn)化速度越快地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)越劇烈，地區(qū)農(nóng)村人口老齡化速度越快。除了人口年齡結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)調(diào)整外，還應(yīng)考慮農(nóng)村地區(qū)人口存量因素。由于中國(guó)農(nóng)村存量人口地區(qū)分布不均，故需要對(duì)不同地區(qū)賦予不同的權(quán)重，因?yàn)橄嗨评淆g化與城鎮(zhèn)化增速下，農(nóng)村人口較多的地區(qū)其人口年齡結(jié)構(gòu)變化的相對(duì)影響力更大，應(yīng)賦予更大權(quán)重。本文以農(nóng)村地區(qū)總撫養(yǎng)比來(lái)衡量農(nóng)村地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)，以各省份農(nóng)村人口與全國(guó)農(nóng)村人口的比值作為權(quán)重。故：

農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)（PAS）=總撫養(yǎng)比×農(nóng)村地區(qū)總?cè)丝跀?shù)全國(guó)農(nóng)村地區(qū)總?cè)丝跀?shù)（3）

3.地方財(cái)政可持續(xù)性（RFS）。

財(cái)政可持續(xù)性是對(duì)一國(guó)或地區(qū)財(cái)政存續(xù)能力的表述，直接或間接影響地方財(cái)政可持續(xù)性的因素很多，因此準(zhǔn)確測(cè)度地方財(cái)政可持續(xù)性是一個(gè)比較復(fù)雜的工作。鑒于此，本文運(yùn)用綜合指標(biāo)評(píng)價(jià)法，以期提高測(cè)度的科學(xué)性和準(zhǔn)確性。借鑒洪源的方法，基于風(fēng)險(xiǎn)因子和層次分析法（AHP）構(gòu)建非參數(shù)綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)[35]。具體分以下幾步：

第一步，建立地方財(cái)政可持續(xù)性評(píng)價(jià)函數(shù)模型，如下：

RFS*m=f（Am，k）=∑nk（RFSm，k×Pm，k）（4）

其中，RFS表示地方財(cái)政可持續(xù)性綜合評(píng)價(jià)值，RFSk為第k類財(cái)政可持續(xù)性影響因子Ak的評(píng)價(jià)值，Pk為第k類財(cái)政可持續(xù)性影響因子Ak的權(quán)重，m表示樣本省份標(biāo)識(shí)（m=1，2，…，31），k表示影響因子標(biāo)識(shí)。

第二步，將地方財(cái)政可持續(xù)性進(jìn)行因子分解，建立如表5所示地方財(cái)政可持續(xù)性評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，包括2個(gè)一級(jí)影響因子和8個(gè)二級(jí)影響因子。根據(jù)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系建立指標(biāo)矩陣。

RFS*=（RFSm，2RFSm，3RFSm，4RFSm，5RFSm，6RFSm，7RFSm，7RFSm，8）

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度發(fā)軔于2009年，于2010年開始在全國(guó)范圍內(nèi)逐漸推廣。本文將中國(guó)大陸地區(qū)31個(gè)省份2010—2016年相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)樣本同時(shí)包含截面維度與時(shí)序維度，屬于面板數(shù)據(jù)。本文所采用的原始數(shù)據(jù)分別來(lái)源于2011—2017年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、2011—2017年《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、2011—2017年《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》、2010—2017年人社部《人力資源和社會(huì)保障統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。對(duì)于全樣本中出現(xiàn)的零星缺漏值采用線性插值方法填補(bǔ)。本文所使用的數(shù)據(jù)處理軟件為Stata 13.0。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)

對(duì)PVAR模型進(jìn)行估計(jì)的前提是各變量是平穩(wěn)的，否則會(huì)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題和估計(jì)偏誤，本文選取LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)，ADFFisher檢驗(yàn)和Hadri LM檢驗(yàn)對(duì)各變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)以驗(yàn)證各變量的平穩(wěn)性。結(jié)果如表7所示。RSL、PAS、RFS水平值均沒(méi)有通過(guò)ADFFisher檢驗(yàn)和Hadri LM檢驗(yàn)，說(shuō)明它們水平值是非平穩(wěn)的。我們將各變量進(jìn)行一階差分處理，檢驗(yàn)各變量一階差分單位根，發(fā)現(xiàn)所有變量一階差分都可在1%顯著水平下接受“不存在單位根”假設(shè)，故可認(rèn)為RSL、PAS與RFS均為一階單整序列。

（二）面板協(xié)整檢驗(yàn)

判斷變量間是否存在因果關(guān)系，需進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Westerlund（2007）提出的基于誤差修正模型的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法構(gòu)造出4個(gè)統(tǒng)計(jì)量分別對(duì)模型1即{FSL，RFS}和模型2即{PAS，RFS}進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)。為了克服樣本量較小導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在估計(jì)中進(jìn)行了400次Bootstrap，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。由表8中檢驗(yàn)結(jié)果可知，所構(gòu)造的四個(gè)統(tǒng)計(jì)量（Gt、Ga、Pt、Pa）均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，因此可以認(rèn)定RLS與RFS、PAS與RFS之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。農(nóng)保保障水平與地方財(cái)政可持續(xù)性、農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)與地方財(cái)政可持續(xù)性之間存在“長(zhǎng)期均衡關(guān)系”。

由表9中檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型（7）—（10）的自變量差分項(xiàng)系數(shù)值（γ）均不存在顯著拒絕為零的原假設(shè)，故認(rèn)為RSL與RFS、PAS與RFS短期因果關(guān)系不成立；模型（7）—（9）的ECM項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)且均在1%顯著性水平下顯著，誤差修正機(jī)制存在，說(shuō)明當(dāng)滯后期為1時(shí)，RSL與RFS、PAS與RFS存在長(zhǎng)期因果關(guān)系，長(zhǎng)期中農(nóng)保保障水平和農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是地方財(cái)政可持續(xù)性變動(dòng)的Granger原因。模型的ECM項(xiàng)系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明長(zhǎng)期中地方財(cái)政可持續(xù)性（RFS）不是農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)（PAS）的Granger原因。

（四）PVAR模型估計(jì)

1.滯后階數(shù)的選取。

在估計(jì)PVAR模型之前，需要確定PVAR模型的自回歸階數(shù)。本文選取赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨信息準(zhǔn)則（BIC）與漢南—奎因信息準(zhǔn)則（HQIC）來(lái)確定PVAR模型的滯后階數(shù)，計(jì)算結(jié)果如表10所示。滯后階數(shù)為1時(shí)AIC、BIC與HQIC值最小，故選擇滯后一階為PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。

2. 模型估計(jì)與脈沖響應(yīng)分析。

本文運(yùn)用GMM方法對(duì)PVAR模型進(jìn)行估計(jì)，以呈現(xiàn)變量間的回歸關(guān)系。為了保證估計(jì)系數(shù)的有效性，消除樣本的時(shí)間固定效應(yīng)與個(gè)體固定效應(yīng)，解決模型中不隨時(shí)間而變但隨個(gè)體而異的遺漏變量問(wèn)題，本文采用Arellano（1995）提出的前向均值差分法。這種處理方法使得內(nèi)生變量的當(dāng)前值、滯后項(xiàng)與干擾項(xiàng)均不相關(guān)，估計(jì)結(jié)果如表11所示?？紤]到中國(guó)農(nóng)保制度模式以及政府財(cái)力存在顯著的區(qū)域差異，除了對(duì)全樣本進(jìn)行估計(jì)外，本文還對(duì)全樣本進(jìn)行區(qū)域分類，分為東部地區(qū)樣本和中西部地區(qū)樣本東部地區(qū)省份包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中西部地區(qū)省份包括：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，以進(jìn)行區(qū)域?qū)Ρ龋烙?jì)結(jié)果如表12所示。

由表11和表12的估計(jì)結(jié)果，可得以下結(jié)論：

以H_RFS為被解釋變量，以滯后一期H_RSL為解釋變量，H_RSL的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，這一結(jié)果無(wú)論在全國(guó)、東部地區(qū)、中西部地區(qū)均成立。這說(shuō)明中國(guó)農(nóng)保保障水平的變動(dòng)不會(huì)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生影響。中國(guó)農(nóng)保保障水平仍處于較低水平，且調(diào)整速度和幅度都比較?。笠黄贖_RLS對(duì)本期H_RLS的影響高達(dá)90%），農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼支出對(duì)地方財(cái)政存量和增量負(fù)擔(dān)都很小，在當(dāng)前保障水平下，農(nóng)保制度不會(huì)威脅地方財(cái)政可持續(xù)發(fā)展。從區(qū)域?qū)用婵?，東部地區(qū)農(nóng)保保障水平高于中西部地區(qū)，但東部地區(qū)政府財(cái)力比中西部地區(qū)更雄厚；中西部地區(qū)政府雖然財(cái)力弱于東部，但中西部地區(qū)政府只需提供入口補(bǔ)貼，其農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)貼責(zé)任小于東部地區(qū)，東部和中西部地區(qū)農(nóng)保保障水平均不會(huì)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生顯著影響。假設(shè)1得以驗(yàn)證。

以H_RFS為被解釋變量，以滯后一期H_PAS為解釋變量，H_PAS的系數(shù)為負(fù)且在1%水平下顯著，這一結(jié)果無(wú)論在全國(guó)、東部地區(qū)、中西部地區(qū)均成立。這說(shuō)明農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)與農(nóng)村地區(qū)老齡化的加深，農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)不斷趨于老化，農(nóng)保領(lǐng)取待遇人數(shù)與繳費(fèi)人數(shù)之比不斷上升，農(nóng)保的財(cái)政補(bǔ)貼與救助責(zé)任增大，財(cái)政負(fù)擔(dān)增加，不利于地方財(cái)政可持續(xù)發(fā)展。從估計(jì)的系數(shù)值來(lái)看，中西部地區(qū)的參保群體年齡老化對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的沖擊大于東部地區(qū)，這是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)農(nóng)村人口比例大于東部地區(qū)，城鎮(zhèn)化的推進(jìn)和老齡化的加深對(duì)中西部地區(qū)的影響要甚于東部地區(qū)。假設(shè)2得以驗(yàn)證。

分別以H_RSL和H_PAS為被解釋變量，以滯后一期H_RFS為解釋變量，H_RSL系數(shù)為正且在10%水平下顯著，H_PAS系數(shù)為正，但不顯著。這說(shuō)明地區(qū)農(nóng)保保障水平的高低會(huì)受到地方財(cái)政可持續(xù)性狀況的影響。農(nóng)保實(shí)質(zhì)上是一項(xiàng)福利性很強(qiáng)的社會(huì)保障制度，地方政府財(cái)政可持續(xù)性越好就越能動(dòng)員更多財(cái)政資源來(lái)提高民生福利。以上海市為例，其農(nóng)保基礎(chǔ)養(yǎng)老金高達(dá)850元/月，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)其他地區(qū)，這無(wú)疑是以強(qiáng)大的政府財(cái)力作為支撐。

圖2為模型1和模型2的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，其中，圖11至13描述了全國(guó)、東部地區(qū)、中西部地區(qū)

地方財(cái)政可持續(xù)性受農(nóng)保保障水平?jīng)_擊時(shí)的響應(yīng)情況。從三幅圖可以看出，財(cái)政可持續(xù)性對(duì)農(nóng)保沖擊響應(yīng)不存在區(qū)域差異，從全國(guó)、東部地區(qū)與中西部地區(qū)響應(yīng)函數(shù)值的95%置信區(qū)間包含RFS=0，即無(wú)法接受農(nóng)保保障水平與地方財(cái)政可持續(xù)性有沖擊響應(yīng)關(guān)系。圖21至23描述了全國(guó)、東部地區(qū)、中西部地區(qū)地方財(cái)政可持續(xù)性受農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)沖擊時(shí)的響應(yīng)情況。從三幅圖可以看出，給RSL一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，RFS會(huì)作出負(fù)向回應(yīng)，且響應(yīng)函數(shù)值的95%置信區(qū)間不包括RFS=0，說(shuō)明農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)與地方財(cái)政可持續(xù)性存在脈沖響應(yīng)關(guān)系。對(duì)比東部地區(qū)和中西部地區(qū)發(fā)現(xiàn)，中西部地區(qū)RFS對(duì)RSL的脈沖響應(yīng)具有長(zhǎng)期性，其影響可延伸到5期以后；東部地區(qū)RFS對(duì)RSL的脈沖響應(yīng)則只發(fā)生在當(dāng)期，2期以后其響應(yīng)值迅速減少，這主要是因?yàn)槌擎?zhèn)化導(dǎo)致大量青壯年人口從中西部地區(qū)遷往東部地區(qū)，東部地區(qū)參保群體人口老化速度和幅度低于中西部地區(qū)。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

通過(guò)對(duì)模型1和模型2的估計(jì)，得出了RSL與RFS、PAS與RFS之間的數(shù)量關(guān)系，但這種估計(jì)結(jié)果有效的前提是模型1和模型2是平穩(wěn)的，即RSL與RFS、PAS與RFS兩組變量的協(xié)方差平穩(wěn)。為此，本文通過(guò)計(jì)算模型1和模型2的伴隨矩陣特征根來(lái)檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，計(jì)算結(jié)果如圖3所示。圖3中的菱形表示方程的特征根，發(fā)現(xiàn)模型1和模型2的方程特征根值均小于1，即菱形均包含在直徑為1的單位圓內(nèi)。這說(shuō)明隨著時(shí)間推移一個(gè)變量沖擊對(duì)另一個(gè)變量影響將會(huì)逐漸減弱，乃至消失，系統(tǒng)將趨于穩(wěn)定狀態(tài)。RSL與RFS、PAS與RFS所構(gòu)成的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有穩(wěn)定性，以它們?yōu)榛A(chǔ)所構(gòu)建的PVAR模型是平穩(wěn)的，其估計(jì)結(jié)果是有效的。

4.方差分解。PVAR模型可以用于變量的向前預(yù)測(cè)，方差分解就是通過(guò)對(duì)PVAR模型中擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)變量預(yù)測(cè)誤差的貢獻(xiàn)度來(lái)推測(cè)模型中各變量對(duì)自身及其他變量波動(dòng)的影響程度。本文將分別計(jì)算前推5期、10期，模型1中RSL與RFS和模型2中PAS與RFS方差分解結(jié)果，以預(yù)測(cè)各變量面對(duì)沖擊時(shí)的敏感度。表13給出了方差分解結(jié)果。對(duì)比第5個(gè)預(yù)測(cè)期和第10個(gè)預(yù)測(cè)期的方差分解結(jié)果可知，各變量的方差分解結(jié)果自第5個(gè)預(yù)測(cè)期后基本趨于穩(wěn)定。各變量預(yù)測(cè)方差主要來(lái)自自身，貢獻(xiàn)度達(dá)到80%以上。模型1中RSL對(duì)RFS波動(dòng)貢獻(xiàn)度為0.3%，模型2中PAS對(duì)RFS波動(dòng)貢獻(xiàn)度為19.6%，說(shuō)明相對(duì)于農(nóng)保保障水平，農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的解釋力更強(qiáng)。RFS對(duì)RSL和PAS波動(dòng)貢獻(xiàn)度為9.5%和0.8%，說(shuō)明地方財(cái)政可持續(xù)性狀況可以部分解釋農(nóng)保保障水平，但幾乎不影響農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用2010—2016年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，建立PVAR模型，研究中國(guó)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性影響。具體的，本文將農(nóng)保影響地方財(cái)政可持續(xù)性的因素分解為農(nóng)保保障水平與農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)，分別從理論和實(shí)證的角度探討兩種因素對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性的影響方向和程度。鑒于中國(guó)區(qū)域間農(nóng)保保障水平、人口結(jié)構(gòu)、財(cái)政狀況及經(jīng)濟(jì)實(shí)力等因素存在明顯差異，故進(jìn)一步將樣本進(jìn)行區(qū)域劃分。由PVAR模型估計(jì)結(jié)果可知，全國(guó)、東部地區(qū)和中西部地區(qū)農(nóng)保保障水平均不對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生影響，但從全國(guó)來(lái)看地方財(cái)政可持續(xù)性與地區(qū)農(nóng)保保障水平正相關(guān)；全國(guó)、東部地區(qū)和中西部地區(qū)農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)地方財(cái)政可持續(xù)性產(chǎn)生影響，從影響程度上看，中西部地區(qū)大于東部地區(qū)。在當(dāng)前保障水平下，地方政府對(duì)農(nóng)保的財(cái)政補(bǔ)貼不會(huì)影響財(cái)政可持續(xù)性，但農(nóng)村地區(qū)人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)，使農(nóng)保參保群體年齡結(jié)構(gòu)老化，會(huì)為地方財(cái)政可持續(xù)性帶來(lái)不利影響。

根據(jù)研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：（1）適度提高農(nóng)保保障水平，建立健全農(nóng)保保障水平的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。當(dāng)前中國(guó)農(nóng)保制度提供的保障水平較低，難以滿足老年農(nóng)民基本生活需要，應(yīng)從“?；尽背霭l(fā)，以地方財(cái)力為依據(jù)，既盡力而為又量力而行，適度提高農(nóng)保保障水平。保障水平還應(yīng)有“彈性”，健全農(nóng)保保障水平的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，使保障水平與農(nóng)民收入或消費(fèi)水平以及通貨膨脹水平保持聯(lián)動(dòng)。（2）建立農(nóng)保補(bǔ)償橫向轉(zhuǎn)移支付體系

[36]

，抵消城鎮(zhèn)化所帶來(lái)的負(fù)外部性。目前農(nóng)保對(duì)地方財(cái)政的壓力主要來(lái)自于農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)，特別是年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)。由于城鎮(zhèn)化[37]推進(jìn)過(guò)程中存在“年齡篩選機(jī)制”，中西部農(nóng)村地區(qū)青壯年勞動(dòng)力大規(guī)模向東部城鎮(zhèn)地區(qū)遷移，為東部地區(qū)源源不斷輸送“人口紅利”，但這一過(guò)程“人為”加速了中西部地區(qū)農(nóng)村人口老齡化進(jìn)程，加重了中西部地區(qū)社保負(fù)擔(dān)。本文估算也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)引起的農(nóng)保財(cái)政壓力，中西部地區(qū)大于東部地區(qū)?；谑》蓍g地理緊密程度，建立省際農(nóng)保補(bǔ)償橫向轉(zhuǎn)移支付體系，可以均衡省際間農(nóng)保財(cái)政負(fù)擔(dān)壓力，緩解由人口區(qū)域流動(dòng)所帶來(lái)的外部性問(wèn)題，抵消城鎮(zhèn)化所帶來(lái)的負(fù)外部性。

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【責(zé)任編輯吳姣】

Abstract： Financial subsidies have always been one of the main sources of income for Chinas new rural social endowment insurance fund. Will the establishment of a new type of agricultural insurance system have an impact on the sustainability of local finances？ Based on the relevant empirical data since the establishment of Chinas new rural social endowment insurance system， this paper empirically studies the impact of security level and the age structure of Countryside on local fiscal sustainability. The study found that under the current security level of Chinas new rural social endowment insurance， the local governments financial security burden is relatively light and will not affect the local fiscal sustainability. This conclusion is not only correct nationwide， but also in the eastern and midwest regions. Changes in the age structure of the group have had a negative impact on local fiscal sustainability. In terms of impact， the midwest regions are larger than the eastern region. According to the research conclusions， the paper puts forward a dynamic adjustment mechanism for moderately improving the level of agricultural insurance security， establishing and improving the level of insurance security， establishing a horizontal transfer payment system for insurance compensation， and offsetting the negative effect brought about by urbanization.

Key words： rural social endowment insurance； financial sustainability； level of security； age structure of population