財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響及區(qū)域差異

鄭 軍,秦 妍

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

黨的十九大報(bào)告提出，構(gòu)建和完善農(nóng)村養(yǎng)老保障體系，是我國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的重要支撐，也是提升農(nóng)村居民獲得感的重要途徑[1]。農(nóng)村養(yǎng)老保障是社會(huì)保障體系的基礎(chǔ)性組成部分，它的發(fā)展事關(guān)農(nóng)村居民的幸福[2]。農(nóng)村養(yǎng)老保障屬于公共物品領(lǐng)域，因而在其發(fā)展與完善過程中，政府承擔(dān)著不可或缺的財(cái)政責(zé)任[3]。近年來，隨著我國(guó)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，農(nóng)村養(yǎng)老方面的財(cái)政支出規(guī)劃也在不斷完善。截至2019年底，2019年基本養(yǎng)老保險(xiǎn)基金總支出達(dá)到了52342 億元，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)三項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)支出比2018年增加了5284億元[4]，政府相關(guān)財(cái)政支出壓力不斷增大。但由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異及政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的不同，我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障水平顯著低于城鎮(zhèn)地區(qū)，且農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異較為明顯。因此，對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)如何影響農(nóng)村養(yǎng)老保障水平，如何調(diào)整保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出以提高農(nóng)村養(yǎng)老保障水平，如何優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)以縮小農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異等問題進(jìn)行研究，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。為此，筆者從財(cái)政支出角度出發(fā)，依據(jù)生命周期理論，建立固定影響效應(yīng)模型，研究保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響，明晰財(cái)政支出結(jié)構(gòu)導(dǎo)致農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的原因。

1 文獻(xiàn)綜述

一直以來，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平都是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的重點(diǎn)。國(guó)外早期學(xué)者的研究成果，為當(dāng)今學(xué)者研究財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的關(guān)系指明了研究方向[5-7]。目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者基于財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化，主要研究農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的衡量標(biāo)準(zhǔn)、提升困境以及發(fā)展程度等方面，認(rèn)為政府資金投入不足與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)分配不合理是造成我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平整體比較落后的主要原因[8-10]。這些學(xué)者的研究成果，為今后研究財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平之間的關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。

隨著農(nóng)村養(yǎng)老壓力的增大，社會(huì)養(yǎng)老保障事業(yè)面臨巨大挑戰(zhàn)，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的關(guān)系引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。首先，在農(nóng)村養(yǎng)老保障水平衡量方面。國(guó)外有學(xué)者認(rèn)為，農(nóng)村養(yǎng)老保障水平可以用養(yǎng)老金相關(guān)變量衡量[11]；國(guó)內(nèi)學(xué)者則采用社會(huì)保障費(fèi)用支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值或養(yǎng)老金支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來衡量[12-13]。其次，在財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的作用機(jī)制方面。社會(huì)保障支出和醫(yī)療支出的增加，促進(jìn)了農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的提升[14]；教育支出及科學(xué)技術(shù)支出的增加，使農(nóng)村老年人口的生活水平明顯提高，農(nóng)村養(yǎng)老保障事業(yè)發(fā)展速度加快[15-16]。最后，在養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異方面。國(guó)內(nèi)學(xué)者多集中于研究我國(guó)東部、中部、西部三大地區(qū)的養(yǎng)老保障水平差異，認(rèn)為西部地區(qū)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平落后于中部地區(qū)，且同一地區(qū)的農(nóng)村養(yǎng)老保障水平也存在顯著差異[17-18]。國(guó)外學(xué)者的研究也表明，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)是農(nóng)村養(yǎng)老保障水平存在區(qū)域差異的主要原因[19]。

關(guān)于財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的關(guān)系，目前大多數(shù)學(xué)者對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的衡量標(biāo)準(zhǔn)、財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的作用機(jī)制、養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異給予了詳細(xì)的研究與分析。但對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)如何影響農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究成果還相對(duì)較少。因此，與已有研究相比，本研究主要探討以下問題：其一，嘗試從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，研究保障性財(cái)政支出和投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的作用機(jī)制；其二，結(jié)合生命周期理論，建立多元線性回歸模型，從總體上分析保障性財(cái)政支出和投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響程度；其三，從個(gè)體角度出發(fā)，引入固定影響模型，研究保障性財(cái)政支出和投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異影響。

2 理論依據(jù)與研究假設(shè)

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者采取多種方法對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)進(jìn)行了劃分[20-21]，結(jié)合本文的研究目的和前人的研究成果，筆者選擇保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出來分析地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響機(jī)制[22]。

結(jié)合我國(guó)農(nóng)村現(xiàn)狀，對(duì)于資源有限的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，增加保障性財(cái)政支出，不僅可以緩解經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異帶來的負(fù)面影響，提高農(nóng)村居民的經(jīng)濟(jì)生活品質(zhì)[23]，還可以推動(dòng)農(nóng)村醫(yī)療、教育等社會(huì)保障制度的發(fā)展，提高區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平[24]，帶動(dòng)農(nóng)村養(yǎng)老保障事業(yè)的發(fā)展。投資性財(cái)政支出的增加，能夠影響勞動(dòng)需求，可以提高技術(shù)進(jìn)步率，提高農(nóng)村人口的平均收入水平[25]。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)擁有較好的醫(yī)療水平和教育水平，投資性財(cái)政支出會(huì)偏向于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，這也加大了農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異。

為了更好地研究農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響因素，筆者在生命周期理論的基礎(chǔ)上，結(jié)合楊芷晴、楊斌、楊霞等人的研究[26-28]，嘗試構(gòu)建包含政府保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出影響農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的理論模型。

在生命周期理論下，消費(fèi)者一生消費(fèi)的現(xiàn)值取決于其一生收入的現(xiàn)值即：

(1)

其中，Ct、Yt、T、r分別表示個(gè)人的消費(fèi)、收入、生命周期以及銀行貼現(xiàn)率。從而，對(duì)于消費(fèi)者追求效用U(C1,C2，…,Ct)的最大化有：

MaxU(C1,C2，…,Ct)

(2)

結(jié)合李超、宮錫強(qiáng)、王烜等人的相關(guān)研究[25,29-30]，認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)居民在t時(shí)期的收入將受上一期收入Yt-1、儲(chǔ)蓄St-1和經(jīng)濟(jì)水平A的影響。當(dāng)將政府財(cái)政支出納入考量范圍時(shí)，政府保障性財(cái)政支出G與投資性財(cái)政支出I增大，解決了農(nóng)村人口部分醫(yī)療、教育、就業(yè)等方面的問題，影響了農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)民個(gè)人收入。因而有方程：

Yt=Y(Yt-1,St-1,A,Gt,It)

(3)

一般，農(nóng)村居民在60周歲之前，其工作收入大于消費(fèi)支出，因此可以得到正儲(chǔ)蓄；而60周歲之后，其工作收入少于消費(fèi)支出。因此，在生命周期理論的基礎(chǔ)上得出，農(nóng)村居民60周歲以后消費(fèi)總額的現(xiàn)值要與60周歲以前儲(chǔ)蓄總量的終值相等。假設(shè)農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄率為s，則農(nóng)村居民t期的儲(chǔ)蓄額為：

St=sYt=sY(Yt-1,St-1,A,Gt,It)

(4)

而60周歲之后，農(nóng)村居民一部分消費(fèi)支出還取決于養(yǎng)老金P的終值。結(jié)合(1)(3)(4)式，可得農(nóng)村居民消費(fèi)與儲(chǔ)蓄的關(guān)系為：

(5)

結(jié)合(5)式的約束條件，得出農(nóng)村居民效用最大化拉格朗日函數(shù)為：

L(C1，C2，…,Ct,λ)=U(C1，C2，…,Ct)+

(6)

將(4)式代入(6)式，并對(duì)(6)式進(jìn)行一階化求導(dǎo)，最終得出消費(fèi)水平與養(yǎng)老金水平的關(guān)系為：

Pt=P(Ct,Yt,St,A,Gt,It)

(7)

養(yǎng)老保險(xiǎn)金需求是為保證老年人口基本生活而支付的養(yǎng)老金總量，因而可以用農(nóng)村60周歲以上人口購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)的數(shù)量與農(nóng)村60周歲以上人口數(shù)量的乘積表示[31]。因此結(jié)合(7)式，考慮變量間的多重共線性因素，將消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和收入水平因素置于隨機(jī)干擾項(xiàng)中，最終得出理論模型如下：

Rpsl=α0+α1G+α2I+α3PW+α4A+μi

(8)

其中，Rpsl、P、W分別表示農(nóng)村養(yǎng)老保障水平、農(nóng)村60周歲以上老年人口數(shù)量及農(nóng)村60周歲以上居民購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)的數(shù)量。

基于以上理論分析，認(rèn)為保障性財(cái)政支出和投資性財(cái)政支出能夠影響農(nóng)村養(yǎng)老保障水平。因此，結(jié)合以上理論研究，筆者提出以下研究假設(shè)。

H1：增加保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出，有利于提高農(nóng)村養(yǎng)老保障水平。

H2：農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保障水平受保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出的影響，呈現(xiàn)出區(qū)域差異；減少投資性財(cái)政支出，能夠縮小地區(qū)間農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的差異。

3 變量選取與模型設(shè)定

3.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

首先，對(duì)于因變量的選取。我國(guó)學(xué)者在研究養(yǎng)老保障水平時(shí)，多采用社會(huì)保障支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值作為養(yǎng)老保障水平的度量標(biāo)準(zhǔn)[12]。因此，筆者選取農(nóng)村養(yǎng)老保障水平作為因變量，并用農(nóng)村居民養(yǎng)老金支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來表示[13]。

其次，對(duì)于自變量的選取。其一，在保障性財(cái)政支出方面。一直以來，社會(huì)保障與就業(yè)支出在我國(guó)財(cái)政支出中都占有很大比重，它的變化在一定層面上反映了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化[10]。而醫(yī)養(yǎng)結(jié)合的養(yǎng)老模式能夠在很大程度上解決農(nóng)村大量老年人的養(yǎng)老問題，對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障事業(yè)的發(fā)展具有促進(jìn)作用[32]。因此，筆者在衡量保障性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響程度時(shí)，將社會(huì)保障與就業(yè)支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出作為自變量。其二，在投資性財(cái)政支出方面。教育資金投入的增加，使貧困家庭子女能夠享受更優(yōu)質(zhì)的教育資源，從而使其長(zhǎng)期收入能夠得到較大程度的改善[33]，這將為老年人的生活提供更好的保障，進(jìn)而達(dá)到提高農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的目的。科學(xué)技術(shù)支出也是政府投資性財(cái)政支出的一個(gè)方面，科學(xué)技術(shù)支出的增加，可以提高技術(shù)進(jìn)步率，對(duì)勞動(dòng)力的需求產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響農(nóng)村居民的可支配收入，最終達(dá)到影響農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的目的[25]。因此，筆者在衡量投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響程度時(shí)，將教育支出和科學(xué)技術(shù)支出作為自變量。

最后，對(duì)于控制變量的選取，結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)[27,34]，筆者選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(X5)與農(nóng)村人口比重(X6)為控制變量。

筆者通過《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、EPS全球統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，收集了我國(guó)部分省區(qū)市(不包括香港、臺(tái)灣、澳門、海南、新疆和西藏)(以下簡(jiǎn)稱28省區(qū)市)的相關(guān)數(shù)據(jù)，并據(jù)此對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平進(jìn)行實(shí)證分析。

3.2 模型設(shè)定

3.2.1 運(yùn)用多元線性回歸模型分析財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響

基于楊斌等學(xué)者的研究[27]，筆者認(rèn)為財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平之間存在線性關(guān)系。為了研究財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的總體影響程度，筆者結(jié)合理論模型，建立如下計(jì)量模型：

Y=α0+α1X1+α2X2+α3X3+

α4X4+α5X5+α6X6+μi

(9)

其中，Y表示農(nóng)村養(yǎng)老保障水平，X1、X2、X3、X4、X5、X6分別表示不同地區(qū)的社會(huì)保障與就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、教育支出、科學(xué)技術(shù)支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)村人口比重。

3.2.2 運(yùn)用固定影響模型分析財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異影響

為了明晰財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的影響，筆者引入固定影響橫截面模型，用于區(qū)分各地區(qū)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的個(gè)體影響。建立模型方程為：

Yit=ai+biXit+μit

(10)

其中Yit表示不同地區(qū)的農(nóng)村養(yǎng)老保障水平，變量Xit(i=1,2，…，6)分別表示不同地區(qū)的社會(huì)保障與就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、教育支出、科學(xué)技術(shù)支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)村人口比重。

3.3 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

隨著社會(huì)保障事業(yè)的發(fā)展，我國(guó)各級(jí)政府紛紛加大了對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障方面的財(cái)政投入。結(jié)合以上理論假設(shè)以及變量選取結(jié)果，對(duì)2010年至2018年我國(guó)28省區(qū)市的各變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)(見表1)。

表1 2010—2018年各變量描述性統(tǒng)計(jì)表

4 模型估計(jì)與結(jié)果分析

4.1 財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平影響分析

筆者利用Stata軟件對(duì)2010—2018年我國(guó)總體數(shù)據(jù)以及28省區(qū)市面板數(shù)據(jù)(相關(guān)變量總數(shù)為252個(gè))進(jìn)行處理，建立多元線性回歸模型以及固定影響橫截面模型，結(jié)果表明政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平密切相關(guān)。

4.1.1 模型結(jié)果描述

表2反映了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的模型估計(jì)結(jié)果。結(jié)合表2可以看出，社會(huì)保障與就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出以及教育支出的P值都不超過0.05，通過了顯著性檢驗(yàn)。結(jié)果表明:保障性財(cái)政支出、投資性財(cái)政支出與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平之間存在密切聯(lián)系，并且保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響是正向的。

表2 財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平影響結(jié)果

4.1.2 模型結(jié)果分析

保障性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響程度，用社會(huì)保障與就業(yè)支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平影響的總效應(yīng)表示。投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響程度，用教育支出與科學(xué)技術(shù)支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的總效應(yīng)表示。從我國(guó)總體情況來看，保障性財(cái)政支出和投資性財(cái)政支出與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平之間存在正相關(guān)關(guān)系，因此假設(shè)H1成立。

隨著人口老齡化程度的加深，我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老保障問題變得更加嚴(yán)峻，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的關(guān)系變得十分密切。因此，明確財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平之間的關(guān)系，有利于我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的提高。2019年，中共中央關(guān)于《國(guó)家積極應(yīng)對(duì)人口老齡化中長(zhǎng)期規(guī)劃》指出，完善財(cái)政支出分配體制，健全更加公平、可持續(xù)的社會(huì)保障制度，持續(xù)增進(jìn)全體人民的福祉水平。在國(guó)家的強(qiáng)力號(hào)召下，從基礎(chǔ)養(yǎng)老金月標(biāo)準(zhǔn)看，東部地區(qū)高于中西部地區(qū)。其中，北京市農(nóng)村居民月基礎(chǔ)養(yǎng)老金最高，達(dá)到了800元；廣東省次之，為170元；中西部地區(qū)月基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)多在100元左右[35]。目前，我國(guó)在養(yǎng)老保障方面的投入總體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。隨著保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出的增加，一方面，農(nóng)村人口的就業(yè)技能不斷提高，減輕了農(nóng)村人口的養(yǎng)老壓力；另一方面，農(nóng)村老年人口的健康狀況得到了保障，生活水平顯著提高。因此，增加保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出，有利于農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的提高。

4.2 財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異關(guān)系分析

在研究財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異關(guān)系時(shí)，筆者通過建立固定影響橫截面模型，比較不同省份之間的固定效應(yīng)，判斷財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域影響差異。

4.2.1 模型結(jié)果描述

從表3結(jié)果可以得出，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異存在顯著相關(guān)關(guān)系。其中，社會(huì)保障與就業(yè)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出的系數(shù)分別為1.023、0.346，表明保障性財(cái)政支出與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異存在正相關(guān)關(guān)系；教育支出系數(shù)為0.172，科學(xué)技術(shù)支出系數(shù)為-0.207，表明投資性財(cái)政支出與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表3 財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的影響結(jié)果

4.2.2 模型結(jié)果分析

通過對(duì)以上結(jié)果的分析可以得出：保障性財(cái)政支出的變化是引起農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的主要原因，保障性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異存在程度為1.369的正向影響，投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異存在程度為0.035的負(fù)向影響。因此，假設(shè)H2成立。

從28省區(qū)市的具體情況來看，社會(huì)保障與就業(yè)支出、醫(yī)療支出是引起農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的主要原因。對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，適當(dāng)增加保障性財(cái)政支出能夠有效地改善農(nóng)村居民的生活條件和醫(yī)療衛(wèi)生條件，使農(nóng)村養(yǎng)老保障水平顯著提高，區(qū)域差異逐年縮小。科學(xué)技術(shù)支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的影響是負(fù)向的。市場(chǎng)主體經(jīng)營(yíng)的最終目的是為了追求自身利益的最大化，當(dāng)政府投資性財(cái)政支出增加時(shí)，技術(shù)進(jìn)步率的提高會(huì)促使企業(yè)雇傭具有高技能的工作者，而多數(shù)農(nóng)村居民靠勞動(dòng)力為生，面臨失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)更高，可支配收入變動(dòng)幅度變大，影響農(nóng)村家庭養(yǎng)老支出，進(jìn)而影響農(nóng)村養(yǎng)老保障水平。2012年西藏自治區(qū)人民政府制定《西藏自治區(qū)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)施辦法》，不僅有利于農(nóng)民養(yǎng)老保障水平的提高，還有利于縮小農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異[27]。之后，隨著各地區(qū)對(duì)政府政策的積極響應(yīng)，我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異有了明顯的縮小。

5 結(jié)論和政策建議

本文結(jié)合2010—2018年我國(guó)總體數(shù)據(jù)以及28省區(qū)市詳細(xì)數(shù)據(jù)，在生命周期理論的基礎(chǔ)上，建立多元線性回歸模型與固定影響橫截面模型，分別研究財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的關(guān)系以及財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的影響。結(jié)合實(shí)證研究，筆者得出以下結(jié)論與建議。

第一，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平之間存在密切聯(lián)系，且二者呈正相關(guān)關(guān)系。其中，保障性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響程度為3.688，投資性財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的影響程度為0.366。因此，可以通過增加社會(huì)保障與就業(yè)支出、醫(yī)療支出以及教育支出，提高保障性財(cái)政支出與投資性財(cái)政支出比例，促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的提高。

第二，農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的區(qū)域差異受財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響，且保障性財(cái)政支出是引起農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的主要原因。社會(huì)保障與就業(yè)支出、醫(yī)療支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的影響是正向的，它們對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的影響達(dá)到了1.369。由于發(fā)達(dá)地區(qū)有更好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，因此在縮小養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異時(shí)，政府應(yīng)當(dāng)適當(dāng)增加對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)保障性財(cái)政支出的投入。

第三，投資性財(cái)政支出與農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，其主要原因是科學(xué)技術(shù)支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異的影響程度達(dá)到了-0.207，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過教育支出對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老保障水平的正向影響。因此，在縮小農(nóng)村養(yǎng)老保障水平區(qū)域差異時(shí)，可以加大對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的科學(xué)技術(shù)與教育支出。