人口結構變遷與財政社會保障支出水平研究

劉呂吉 李橋 張馨丹

收稿日期：2014-04-02

摘 要：

綜合運用靜態面板與動態面板模型考察中國1998—2012年人口結構變遷對財政社會保障支出水平的影響。固定效應、系統廣義矩估計（SYS-GMM）方法實證分析結果均顯示：老年人口撫養比對人均財政社會保障支出存在正的顯著影響，即老齡化是導致財政社會保障支出壓力的原因；而少年兒童撫養比與人均財政社會保障支出之間存在顯著的負相關關系；此外，財政社會保障支出表現出較強的慣性?；诖耍瑸榫徑庳斦鐣Ｕ现С鰤毫Σ⒂行獙θ丝诶淆g化，應提高財政支出配置效率和財政社會保障支出水平。

す丶詞：

人口老齡化；人均財政社會保障支出；動態面板；系統GMM

の惱鹵嗪牛2095-5960（2014）04-0091-07；中圖分類號：F810；文獻標識碼：A

一、引言

黨的十八屆三中全會明確提出，要積極應對人口老齡化，加快建立社會養老服務體系和發展老年服務產業。實現這一目標，需要相應的財政支出傾斜保障，這既是我國現實國情的迫切需要，也是人口老齡化與財政社會保障支出之間的內生要求。自實施計劃生育政策以來，我國人口結構發生了巨大變化，人口老齡化加劇、少年兒童撫養比不斷下降，人口增長模式已從“高出生、低死亡，高增長”轉向“低出生、低死亡、低增長”。2013年底我國60周歲以上老年人口已接近2億，2020年將達到2.43億，2025年將突破3億①①數據來自《國務院關于加快發展養老服務業的若干意見》。。與人口老齡化相伴的是財政社會保障支出的不斷上升(如圖1所示)，但無論人均絕對數量還是其在財政支出中所占相對比例中國都還遠小于發達國家［1][2][3］。隨著老齡化的加劇，一方面，財政的社會保障支出正面臨供不應求。另一方面，存在財政支出結構不合理、財政支出配置效率低下等突出問題；2013年，為貫徹中央“八項規定”，厲行縮減“三公經費”，年底上萬

圖1 人口結構（CDR、ODR）與財政社會保障支出變化趨勢②

②數據來自《中國統計年鑒》、《中國財政年鑒》，其中CDR表示少年兒童撫養比（%），ODR表示老年人口撫養比（%），SSE表示財政社會保障支出（千億）。

億的財政資金結余就是明證，這既表明了盤活財政存量、優化財政支出結構的必要性，也為提高財政社會保障支出水平提供了可能性。本文實證分析人口老齡化與財政社會保障支出水平之間的關系，繼而說明提高財政支出配置效率與財政社會保障支出水平的必要性與可行性。

二、文獻綜述

國外研究人口結構與財政社會保障支出的文獻較多，但結論不盡相同。Razin等［4］(2002)開啟了人口老齡化與社會保障水平問題的討論，他利用美國和12個東歐國家的靜態面板數據，并采用OLS方法估計發現撫養比與財政社會保障支出水平存在顯著的負相關關系。然而，Bryant［5］（2003）指出如果將撫養比分為老年人口撫養比和少年兒童撫養比，老年人口撫養比的上升將顯著促使財政社會保障支出水平上升，少年兒童撫養比的上升將顯著導致財政社會保障支出水平下降。

Avelino［6］等(2005) 在研究開放度、民主對于社會福利支出水平的影響時，將65歲以上人口比重作為控制變量，發現其在1%的顯著性水平上與社會保障支出水平正相關。A.Shelton［7］（2007）在研究影響財政支出的因素時發現，15歲以下人口比重與財政社會保障支出水平之間存在負相關關系，65歲以上人口比重與財政社會保障支出水平之間存在正相關關系，但估計結果均不顯著。Sanz 和J.Velazquez［8］（2007）利用OECD國家（除4個成員國）1970—1997年的面板數據和ECM模型研究發現，人口老齡化導致財政支出增加主要是由于人口老齡化促使財政社會保障支出增加引起的，且這種關系無論在長期還是短期均存在。

Galasso和Profeta［9］（2007）指出在研究人口老齡化對社會福利支出水平的影響時，政治因素和經濟因素存在完全相反的作用，因此總的影響是取決于兩者的相對強弱；Disney［10］ (2007)則認為人口老齡化將導致更高的人均福利支出。J.Sorensen［11］（2013）將人口分為8個年齡段，利用 OLS方法對22個國家的面板數據估計發現51歲以上人口傾向于更少的教育支出，更多的醫療衛生支出和養老保險支出。

國內這方面的研究總體較少。張天芳［12］（2006）建立非參數回歸模型，分析了人口老齡化與社會保障支出之間的動態關系，研究表明隨著我國人口老齡化的加劇，政府財政在社會保障支出方面將面臨更大的壓力。童玉芬、劉廣?。?3］（2008）以北京市為例，建立二元線性回歸方程發現65歲以上人口比重每提高1個百分點，社會保障支出占GDP的比重就會提高約2.029個百分點。李洪心、李?。?4］（2012）利用時間序列數據以老齡人口撫養比為控制變量并建立回歸模型，指出人口老齡化通過促進財政社會保障支出增加從而使財政支出增加。王云多、徐振興（2013）通過將生育偏好選擇異質性加入簡化的三期迭代模型，分析人口老齡化背景下生育偏好異質性對現收現付養老金繳費率選擇的影響。[15]

本文與已有研究主要有以下區別：第一，文章采用省級面板數據實證分析了人口結構與財政社會保障支出之間的關系，這在國內目前還沒有；而國外相關文獻主要是通過研究人口結構與財政支出之間的關系來間接研究，直接研究兩者之間關系的文獻較少。第二，為了驗證老齡化是財政社會保障支出水平增長的原因，本文綜合采用了靜態與動態模型。動態面板數據模型能夠更好地克服內生性問題，而以往的研究大多使用靜態模型。第三，本文更多地考慮了人口因素，即以人口結構（老年人口撫養比、少年兒童撫養比）為核心解釋變量，同時還考慮了人口密度。

三、模型、變量和數據

（一)建立模型

建立計量模型的目的是為了考察人口結構與財政社會保障支出之間的關系，考慮到影響財政社保支出的因素很多，在控制了其他可能因素的情況下，我們建立如下的基準模型：

LnPSSE﹊t=β0+β1LnODR﹊t+β2LnCDR﹊t+β3Π﹊t+ν璱+ε﹊tВ1）

式（1）中，下標 i、t表示省份、年份；Е陋1АⅹЕ陋2АⅹЕ陋3Х直鷂各變量的系數矩陣，Е弄﹊t是隨機干擾項，Е酮璱Т表不可觀測的地區效應，用于控制省份的固定效應。Е藹П硎居跋觳普社會保障支出的控制變量矩陣，本文選取了失業率（UNEM）、財政分權度(FD)、人口密度(PD)、人均國內生產總值(PGDP)、對外開放度(OPEN)五類。老年人口撫養比（CDR）與少年兒童撫養比（ODR）是本文關注的核心解釋變量。

（二）變量選取

（1）財政社會保障支出水平（PSSE），衡量財政社會保障支出水平分為絕對指標和相對指標。絕對指標是指剔除了人口總量影響的人均財政社會保障支出，相對指標指財政社會保障支出占GDP或財政支出的比重。本文采用的是絕對指標。（2）人口結構，本文選用老年人口撫養比（CDR）和少年兒童撫養比(ODR)來衡量。前者等于65歲以上人口占15—64歲人口的比重，后者等于0—14歲人口占15—64歲人口的比重。（3）控制變量包括五類：失業率（UNEM），由于我國只公布城鎮登記失業率，雖然這無法準確衡量我國的失業情況，但是沒有其他更好的替代數據，我們只好選擇該指標作為失業率的度量；財政分權度（FD），衡量財政分權度的指標較多，本文將采用省本級預算內財政收入占省本級預算內支出與中央轉移支付之和的比重來衡量；人口密度（PD），即剔除了各省份人口總量影響的每平方公里人口數；人均國內生產總值（PGDP），即人均GDP，是反映地區經濟發展水平的指標；對外開放度（OPEN），等于各省當年以美元兌人民幣中間價折算的進出口總額占當年地區GDP的比例。

（三）數據來源

考慮到我國社會保障事業的建立與發展主要是在1997年以后［16］，因此本文選取1998—2012年31個省、自治區、直轄市的共465個省級面板數據；數據分別來自《中國統計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國人口統計年鑒》。此外為了保持數據結構的平穩以及盡可能地消除異方差問題對實證結果的影響，本文對所有的指標都進行了對數化處理。

需要說明的是，我國的財政支出統計口徑在2007年進行了較大調整，1998—2007年財政社會保障支出為撫恤和社會福利救濟費、行政事業單位的離退休費、社會保障補助支出等三項支之和，而2007年以后是指社會保障和就業支出?？偟膩砜矗隆⑴f統計口徑之間雖然存在一定的差異，但主體內容是一致的。根據《中國財政年鑒》公布的按照新的口徑重新計算的1998—2006年財政社會保障支出，發現2002年以后新、舊口徑的統計結果之間僅相差2%左右，表現出了較強的連續性［15］，因此，本文選取1998—2012年的數據進行實證研究是合理的。各變量描述性統計見表1。

ケ1變量的描述性統計

變量

觀測值

平均值

標準方差

最小值

最大值〖BHD〗 PSSE

465

443.8430

451.2636

17.0908

3365.959ODR（%）

465

11.5851

2.5236

6.13

21.88CDR（%）

465

27.7549

8.6078

9.64

57.78PGDP

465

19478.30

16740.07

2301.476

93173PD

465

369.5779

441.0441

2.0964

2888.696FD

465

0.3587

0.2127

0.0250

2.7050OPEN

465

0.3083

0.3965

0.0320

1.7215UNEM（%）

465

3.5843

0.7483

0.6

6.5

四、計量分析及討論

為了使計量結果更加準確和穩健，本文做了三方面分析：一是分時段分析，考慮到2007年財政支出統計口徑發生了較大調整，為使估計結果更加穩健，本文分1998—2006，2007—2012，1998—2012三個時段進行分析，并與以下兩種分析結合；二是基準回歸分析，主要采用固定效應和隨機效應兩種方法進行分析；三是穩健性分析，為了克服內生性對估計結果穩健性的影響，本文采用SYS-GMM方法進行穩健性檢驗。本文所有估計均采用Stata 12.0軟件進行。

（一）基準回歸分析

根據靜態計量模型（1），對其進行固定效應和隨機效應模型估計。表2報告了基準回歸估計的結果。從表2分時段回歸結果可以看出：ィ1）根據Hausman檢驗的伴隨P值均小于1%可知，模型采用固定效應均優于隨機效應。

（2）1998—2012年和1998—2006年兩個時段的固定效應結果均表明老年人口撫養比與人均財政社會保障支出之間存在正相關關系。（雖然模型3中固定效應估計結果不顯著，但老年人口撫養比的系數為正與模型1中固定效應模型的估計結果保持了較好的一致性，此外，隨機效應中其系數變為負。該結果是否穩健，還需要進一步的審慎檢驗進行判斷，見表3）。ィ3）模型1與模型3中少年兒童撫養比與人均財政社會保障支出均在1%的顯著性水平上負相關，這與我們的預期一致。

（4）在模型2中，不論是固定效應還是隨機效應，少年兒童撫養比與人均財政社會保障支出之間的負相關關系均不顯著，這可能是由于2007年財政支出統計口徑調整引起的。ィ5）從控制變量來看，人均GDP、失業率均顯著地促進了人均財政社會保障支出增加，這與我們的預期一致?？赡艿慕忉屖?，人均GDP越大，相應的地方經濟越發達，地方政府擁有更多的資金可用于財政社會保障支出；失業率越高，用于補助失業保險的財政社會保障支出也相應越多，從而人均財政社會保障支出上升。財政分權度在1%的水平上與人均財政社會保障支出負相關，這與我們的預期相悖，可能的解釋是：財政分權度越高，地方政府支配財政支出的權利越大，在主要以GDP為政績考核標準的情況下，地方政府傾向于追求GDP的增長，這就可能導致地方財政支出偏向能夠提高GDP的方向而不是社會保障支出，同時財政分權引起的地方腐敗也可能導致人均財政社會保障支出降低。對外開放度、人口密度對財政社會保障支出水平也存在著不同程度的影響。

ケ2人口結構變遷與財政社會保障支出水平的基準回歸結果

變量

模型1 1998—2006年 模型2 2007—2012年 模型3 1998—2012年

FEREFEREFERE

LnODR

0.3031**

(0.1756)

0.1629

(0.1763)

0.0459*

(0.1168)

0.0278*

(0.0991)

0.0706

(0.1174)

-0.2115**

(0.1070)LnCDR

-1.2948***

(0.2272)

-1.1753***

(0.1977)

-0.0352

(0.1712)

-0.1394

(0.1372)

-0.8294***

(0.1385)

-0.9211***

(0.1321)LnPGDP

0.9139***

(0.0953)

1.0192***

(0.0988)

1.0666***

(0.0443)

1.0434***

(0.0418)

1.0232***

(0.0383)

1.0879***

(0.0391)LnUNEM

0.1924*

(0.1075)

0.3363***

(0.1041)

-0.1606*

(0.1334)

-0.2012*

(01234)

0.13 43*

(0.0795)

0.2654***

(0.0813)LnPD

0.2909

(0.4946)

-0.2017***

(0.0591)

0.0820

(0.3385)

0.0198

(0.5493)

1.0143***

(0.2486)

-0.1601***

(0.0519)LnFD

-0.5358***

(0.0644)

-0.5812***

(0.0677)

-0.8287***

(0.1300)

-0.8066***

(0.1069)

-0.5363***

(0.0560)

-0.5815***

(0.0585)LnOPEN

0.2495***

(0.0772）

0.0218

(0.0652)

0.0270

(0.0480)

-0.0001

(0.0414)

0.3110***

(0.0402)

0.1651***

(0.0384)C (常數項)

-1.5764

(3.2749)

-0.6861

(1.4867)

-5.4585***

(1.9196)

-4.5953***

(0.9047)

-7.1816***

(1.7361)

-1.1352*

(0.886)年份變量

是

是

是

是

是

是R2：within

0.8922

0.8866

0.9044

0.9038

0.9454

0.9405 F或 Wald檢驗 P值

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

Hausman檢驗P值

0.0000

0.0029

0.0001

觀測值

279

279

186

186

465

465注：FR、RE分別表示固定效應模型、隨機效應模型；***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。（）中的數值是估計系數的標準差。

（二）穩健性（動態回歸）分析

雖然在前面的計量檢驗中我們控制了一系列可能影響財政社會保障支出水平的其他因素，但方程（1）仍然存在一些因素可能導致人口結構與隨機誤差項之間存在高度相關的因素。第一，我們可能沒有控制住一些同時影響人口結構與財政社會保障支出的變量，這可能導致方程存在內生性問題。第二，財政社會保障支出水平與人口結構和控制變量可能存在雙向因果關系，如老齡化會對財政社會保障支出產生壓力，反過來財政社會保障支出水平的上升有利于人口壽命延長從而導致老年人口撫養比進一步上升，對此必須處理聯立內生性問題。

考慮到人均財政社會保障支出可能具有長期的影響，同時考察基準回歸結論的穩健性，本文在回歸方程（1）的基礎上加入被解釋變量的滯后一期 LnPSSE_1 。此時計量方程實際上是一個動態的面板模型，這將導致被解釋變量 LnPSSE 受其滯后一期值的影響而產生自相關。

為了克服自相關與內生性問題，我們將采用動態廣義矩估計（GMM）方法進行分析，包括差分廣義矩估計（DIF-GMM）與系統廣義矩估計（SYS-GMM）。為此建立如下動態回歸方程（2）：

LnPSSE﹊t=β0+β1PLnPSSE﹊,t－1+β2LnCDR﹊t+β3LnODR﹊t+β4Π﹊t+ν璱+ε﹊t （2）

下面我們要考慮采用DIF-GMM還是SYS-GMM。DIF-GMM的思路是首先對方程（2）進行差分變換，消除固定效應Е酮璱У撓跋歟得到如下的差分方程（3）：

ЕLnPSSE﹊t=β1ΔLnPSSE﹊,t－1+β2ΔLnCDR﹊t+β3ΔLnODR﹊t+β4ΔΠ﹊t+Δε﹊tВ3）

然而此時滯后被解釋變量的一階差分項△ LnPSSE﹊,t-1 與差分誤差項Еう弄﹊tе間存在較強的相關性，這可能導致內生性問題；為了克服內生性，將用解釋變量的滯后期作為上述差分方程（3）中相應變量的工具變量。但在上述差分過程中會導致部分樣本信息的損失，同時在解釋變量具有時間持續性的情況下，DIF-GMM的滯后工具變量與差分項內生變量之間的相關性較小，這將導致工具變量的有效性減弱，而DIF-GMM估計量易受弱工具變量的影響而產生有限樣本偏誤。

為了克服DIF-GMM方法的不足，Arellano和Bover［17］（1995）、Blundell和Bond［18］（1998）提出了SYS-GMM估計量。他們指出SYS-GMM估計量充分利用了差分方程和水平方程，同時還增加了差分變量滯后期作為水平方程中相應變量的工具；通常情況下系統廣義矩估計（SYS-GMM）比差分廣義矩估計（DIF-GMM）更有效，能更好地控制內生性。此外根據表3中模型4、模型5及模型6中DIF-GMM與SYS-GMM方法估計后的AR（2）與Sargan檢驗伴隨P值可知，同一模型中SYS-GMM估計的AR(2)與Sargan檢驗伴隨P值均大于DIF-GMM估計的AR（2）與Sargan檢驗伴隨P值，因此在本文中選取DIF-GMM方法優于SYS-GMM方法。一般情況下，兩步法估計（Tow-step SYS-GMM）優于一步法估計(One-step SYS-GMM)。綜上，本文宜采用兩步法系統廣義矩估計。

ケ3〖JZ（〗人口結構變遷與財政社會保障支出水平的動模型回歸結果（穩健性分析）

變量

模型4 1998—2006 模型5 2007—2012 模型6 1998—2012

DIF-GMMSYS-GMMDIF-GMMSYS-GMMDIF-GMMSYS-GMM

LnPSSE_1

0.3459***

(0.0260)

0.4144***

(0.0169)

-0.3086***

(0.0302)

-0.3099**

(0.2100)

0.2257***

(0.0272)

0.3125***

(0.0226)LnODR

0.0852*

(0.0524)

0.5147*

(0.0375)

0.1160

(0.0930)

0.0521

(0.0546)

0.1418***

(0.2723)

0.0621***

(0.0210)LnCDR

-0.6437***

(0.1021)

-0.5044***

(0.0734)

-0.1303

(0.1350)

-0.0594

(0.1054)

-0.6614**

(0.0455)

-0.4258***

(0.0365)LnPGDP

0.6195***

(0.0643)

0.5766***

(0.0313)

1.3644***

(0.0779)

1.3117***

(0.0499)

0.7503***

(0.0415)

0.7282***

(0.0320)LnUNEM

0.2111***

(0.0901)

0.2130***

(0.0788)

-0.0193

(0.1928)

-0.1109

(0.1731)

0.1945***

(0.0362)

0.2048***

(0.0430)LnPD

-0.2748

(0.3406)

-0.0680**

(0.0326)

0.4503

(0.3155)

0.0156

(0.0670)

0.8198***

(0.2033)

-0.0499***

(0.0137)LnFD

-0.3602***

(0.1114)

-0.3230***

(0.0523)

-0.6280***

0.1660

-0.6593***

(0.0916)

-0.3506***

(0.0407)

-0.3801***

(0.0469)LnOPEN

-0.0134

(0.0333)

-0.1040**

(0.0297)

-0.1123***

(0.0448)

-0.1460***

(0.0513)

-0.0114

(0.0117)

-0.0499***

(0.0137)C （常數項）

0.4297

(1.9224)

-0.8407

(0.5630)

-8.9220***

(1.7727)

-5.8036***

(0.7631)

-5.9603***

(1.0050)

-2.3440***

(0.3597)年份變量

是

是

是

是

是

是Wald 檢驗 P 值

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00AR(2)

0.0314

0.0404

0.2138

0.2409

0.8095

0.7626Sragan

0.0249

0.1149

0.0962

0.1322

0.2520

0.9066 觀測值

217

248

124

155

403

434

注：DIF-GMM、SYS-GMM分別表示差分廣義矩估計、系統廣義矩估計；Sargan、AR（2）分別用于判斷動態面板模型工具變量的選取是否存在過度識別和殘差是否存在二階序列相關。其他同表2。オ

下面將對表3的估計結果進行分析。模型5中部分估計結果不顯著可能是由于2007年財政支出統計口徑變化引起的，因此我們主要關心模型4和模型6即1998—2006年和1998—2012年的SYS-GMM估計結果。根據模型4、模型6的SYS-GMM即第二、第四列估計結果可知：

（1）從動態估計方法可以得到老年人口撫養比顯著地促使人均財政社會保障支出上升，少年兒童撫養比顯著導致人均財政社會保障支出下降的結論，這也在很大程度上說明了本文的計量結果具有較強的穩健性。這意味著老齡化顯著地促使財政社會保障支出水平上升，這與財政社會保障支出的方向有關。因為財政社會保障支出包括撫恤和社會福利救濟費、行政事業單位的離退休費、社會保障補助支出，其中后兩項主要用于老年人口，隨著老齡人口的上升從而造成財政社會保障支出增加。這里我們主要關心1998—2012年即模型6的回歸結果，具體地：以模型6中SYS-GMM估計結果為例，在控制住其他變量的情況下，老年人扶養比上升1%，將導致財政社會保障支出上升00621%；少年兒童撫養比上升1%，人均財政社會保障支出會下降04258個百分點。

（2）由AR（2）和Sargan test檢驗伴隨P值可知，各方程均不存在二階序列相關且工具變量的選擇合理；模型整體顯著性Wald檢驗伴隨P值表明模型整體非常顯著。

（3）動態模型的回歸結果表明 LnPSSE_1 的系數均在1%的水平下顯著為正，說明上一期財政社會保障支出對本期財政社會保障支出存在正的慣性影響，同時也表明模型中沒有出現的因素影響著財政社會保障支出水平的上升。

通過對比以上6個模型的估計結果可以發現：除模型2與模型4可能由于2007年數據統計口徑變化導致部分估計結果不顯著外，其余4個模型無論是分時段靜態模型1(FE)、模型3(FE)還是分時段動態模型4(SYS-GMM)、模型6(SYS-GMM)，其估計結果均表明老年人口撫養比、少年兒童撫養比與人均財政社會保障支出之間的正負關系、顯著程度上均保持了較好的一致性?？刂谱兞恐?，人均GDP、失業率、財政分權度與人均財政社會保障支出在靜態和動態模型中的正負關系與顯著性水平上也都保持了較好的一致性。因此，計量結果具有很好的穩健性。

五、結論與建議

本文綜合運用靜態、動態面板模型考察了我國1998—2012年人口結構（老年人口撫養比、少年兒童撫養比）變遷對財政社會保障支出水平的影響；對模型分別采用固定效應和隨機效應、系統廣義矩估計（SYS-GMM）方法。實證分析結果顯示：老年人口撫養比對人均財政社會保障支出存在正的顯著的影響，而少年兒童撫養比與人均財政社會保障支出之間存在顯著的負相關關系。這說明了人口結構與財政社會保障支出水平之間的因果關系，為解決財政社會保障支出壓力、人口老齡化問題提供了理論基礎。同時，2013年末上萬億的財政支出節余表明了改革和優化財政支出結構的必要性，也為提高財政社會保障支出水平提供了可能性。因此，隨著老齡化的到來，為滿足老齡人口對養老服務體系和老年服務產品的有效需求，應盤活財政存量、提高財政支出效率，提高財政社會保障支出水平，在緩解財政社會保障支出不足的同時有效解決老齡化問題。

根據以上分析，本文就影響財政社會保障支出的供需兩方面提出對策建議：

從供給方面看。首先，應該改革財政支出結構，繼續壓縮“三公經費”，進一步提高財政社會保障支出占比。我國是世界上行政成本最高的國家之一，每年的行政管理開支占財政支出的1/4，而美國、日本等國的行政管理開支僅為財政支出的1/10［1］，因此壓縮不必要的財政開支還有很大的空間。在節約不必要的財政支出的同時使財政支出向社會保障傾斜，既可提高財政支出效率，又可提高財政社會保障支出水平。其次，在財政社會保障支出中，特別要加大老齡事業費投入，為充分滿足老齡人口對養老服務體系和老年服務產品的需求提供可持續的資金支持。最后，應加快健全社會保障基金自動平衡機制，降低財政對社會保險基金的缺口補助。要改變財政社會保障資金主要依靠國家財政的局面，應發揮各級養老基金會的作用，引導民營資本和外資投入老齡事業，形成多元化的投入機制。

從需求方面看?？芍贫u進式延遲退休年齡政策，在一定程度上放松計劃生育政策，促進人口長期均衡發展。從實證分析結論可知老齡人口增加會對財政社會保障支出產生巨大的壓力，而少年兒童撫養比的上升可在一定程度上緩解這種壓力；我國長期實施計劃生育導致了老齡化的加速到來，導致對財政社會保障支出的需求快速上升。因此，可適當延遲退休年齡，以減少被撫養人口數量；應在一定程度上放松計劃生育政策，提高少年兒童撫養比，降低老年人口撫養比的上升速度，在緩解老齡化對財政社會保障支出的壓力的同時有效地解決老齡化┪侍?。?/p>

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Evolution of the Demographic Age Structure and Fiscal Social Security Expenditure level

- Based on the Empirical Analysis of Provincial Panel Data.

LIU Lü瞛i1, LI Qiao1, ZHANG Xin瞕an2

(1.School of Economics, Southwest University of Political Science and Law, Chongqing 401120; 2.School of Law, Southwest University, Chongqing 400700)

Abstract：

This paper using static panel and dynamic panel model analyses the effect of evolution of the demographic age structure to ゝiscal social security expenditure level of 1998—2012 fiscal years. The fixed effects model and the system GMM empirical ﹔esults show that: Firstly, the elderly dependency ratio has a significant positive impact on per capita fiscal social security expenditure. Secondly, there is a significant negative correlation between child dependency ratio and per capita social ﹕ecurity 猠xpenditure .Therefore, in order to reduce the pressure on fiscal social security expenditure and effectively deal with ageing, it is necessary to improve the efficiency of fiscal spending, further improve fiscal social security expenditure level.

Key words：

ageing; fiscal social security expenditure; dynamic panel; the system GMM

責任編輯：吳錦丹

蕭敏娜 常明明