預(yù)期壽命對中國養(yǎng)老保險支出的影響效應(yīng)

周婭娜 林義

摘 要：利用1995—2014年我國31個省份的省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了預(yù)期壽命延長對我國養(yǎng)老金支出的影響效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：人口平均預(yù)期壽命對我國養(yǎng)老金支出水平具有顯著的正向影響。實證結(jié)果顯示：研究樣本期間內(nèi)人口平均預(yù)期壽命的增加導(dǎo)致了我國養(yǎng)老金支出水平增加了0.94個百分點，對養(yǎng)老金支出水平增加的貢獻度高達76%，成為了我國養(yǎng)老金支出增加的主導(dǎo)因素。隨著我國人口預(yù)期壽命延長模式逐漸進入到以老年人口死亡率下降為主導(dǎo)，這種人口增齡效應(yīng)對養(yǎng)老金支出的影響還會進一步增強和深入，在未來養(yǎng)老保險制度改革優(yōu)化過程中需對預(yù)期壽命這一因素加以重點關(guān)注。

關(guān)鍵詞： 預(yù)期壽命；養(yǎng)老保險；支出水平

中圖分類號：F840.612文獻標(biāo)識碼： A文章編號：1003-7217（2018）05-0037-07

一、引 言

1995年3月，國務(wù)院頒布了《關(guān)于深化企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度改革的通知》（國發(fā)[1995]6號），確立了我國企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度改革的目標(biāo)，此后我國養(yǎng)老保險進入全面改革的深入期[1]，經(jīng)過20多年的發(fā)展，我國養(yǎng)老保險制度取得了巨大的成就。隨著我國養(yǎng)老保險制度不斷完善并走向成熟，我國的養(yǎng)老保險基金支出規(guī)模也在大幅度提高。從圖1可以看出，在1990-2014年間我國的養(yǎng)老保險基金支出總量在不斷的提高，1990年我國基本養(yǎng)老保險支出總額為149億元，2000年達到2116億元，10年間養(yǎng)老金的支出增加了14.2倍，2010年養(yǎng)老金支出總額突破了萬億元大關(guān)，達到了10755億元，相對于2000年的水平來說翻了5倍，此后我國養(yǎng)老金支出總額一直保持萬億元規(guī)模，2014年支出總額已達到23325.8億元。

不僅養(yǎng)老金支出的絕對額在激增，養(yǎng)老金支出的相對額也呈現(xiàn)穩(wěn)步上升態(tài)勢（見圖2），從圖2可以看出，在1990-2014年間我國養(yǎng)老金支出占GDP的比重在整個樣本時間段上呈現(xiàn)總體上升的趨勢，1990年養(yǎng)老金支出水平僅為0.8%，2000年達到2.12%，2008年以來上升速度明顯加快，2010年達到2.63%，2014年支出水平進一步達到3.67%。

養(yǎng)老金支出的迅猛增加，對我國養(yǎng)老保險財務(wù)可持續(xù)帶來潛在威脅，是什么原因推動了我國養(yǎng)老金支出近些年來大幅度提高？國內(nèi)已有眾多學(xué)者進行了相關(guān)的研究并提出了不同的解釋。有些學(xué)者側(cè)重于對單一影響因素進行重點闡釋，例如劉貴平（1996），姜向群（2006），李旭東（2010），李敏等（2010），李紹泰（2013），蘇宗敏（2015）等學(xué)者主要研究了人口年齡結(jié)構(gòu)（人口老齡化）對我國養(yǎng)老保險基金支出的影響[2-7]；趙怡等（2015）學(xué)者研究了職工工資、養(yǎng)老金替代率對我國養(yǎng)老保險基金支出的影響[8]；封進等（2010）則聚焦于經(jīng)濟全球化對我國養(yǎng)老保險基金支出的影響[9]。而王鑒崗（2000），薛新東（2012）等學(xué)者則從綜合影響因素的視角對我國養(yǎng)老保險基金支出的增加進行了解釋[10，11]。通過對已有研究文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者大都基于人口結(jié)構(gòu)的視角來分析其對我國養(yǎng)老金支出的影響，而關(guān)于預(yù)期壽命與養(yǎng)老金支出關(guān)系的研究幾乎是一片空白，只是在有關(guān)的研究中零星地提及預(yù)期壽命延長會增加養(yǎng)老金支付壓力，但并沒有進行深入的理論和實證研究。

伴隨著我國人口轉(zhuǎn)變進入“三低”①的人口增長階段，人口平均預(yù)期壽命的延長已逐漸從人口老齡化、高齡化中蛻變出來，成為了一個不可逆轉(zhuǎn)的過程[12]。根據(jù)近四次的全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，1982年我國人口平均預(yù)期壽命僅為67.77歲，1990年小幅增長到68.55歲，2000年提高到71.4歲，2010年進一步增加到75.43歲。人口的這種增齡效應(yīng)是否促進了我國養(yǎng)老保險基金支出規(guī)模的增長？圖3給出了1990年、1995年、2000年、2005年和2014年我國養(yǎng)老金支出水平與我國人口的平均預(yù)期壽命的發(fā)展趨勢圖。從圖3可知養(yǎng)老金支出水平與預(yù)期壽命在這個時間段均呈現(xiàn)出平穩(wěn)增長趨勢，兩者之間簡單的相關(guān)系數(shù)達到了94.8%。在退休年齡和養(yǎng)老金目標(biāo)替代率保持不變的約束條件下，預(yù)期壽命的增加會改變養(yǎng)老保險制度的贍養(yǎng)率進而會影響到養(yǎng)老金支出的規(guī)模，其很可能是導(dǎo)致近些年來我國養(yǎng)老金支出水平不斷提高的主導(dǎo)原因。

基于上述分析，我們認為有必要對預(yù)期壽命增加與我國養(yǎng)老金支出的關(guān)系進行深入探討，找出影響?zhàn)B老金支出水平激增的主導(dǎo)因素，從而為養(yǎng)老保險制度優(yōu)化改革提供參考依據(jù)。

二、理論分析

達到退休年齡雇員的預(yù)期壽命延長，則不論哪一種養(yǎng)老保險模式，只要養(yǎng)老金給付水平保持不變，那么養(yǎng)老保險體制的成本負擔(dān)必然加重[13]，由于退休年齡保持不變，預(yù)期壽命延長已導(dǎo)致養(yǎng)老金支出嚴重膨脹[14]。國際貨幣基金組織的研究報告（IMF，2012）也顯示，如果2010-2050 年人口壽命比預(yù)期超出3歲，不同國家平均每年需要額外增加的養(yǎng)老金支出占當(dāng)年GDP的1%-2%[15]，這種影響是顯著而直接的。我國現(xiàn)行的養(yǎng)老保險制度設(shè)計，不論基礎(chǔ)養(yǎng)老金還是個人賬戶養(yǎng)老金其支付的方式都是采用終身年金的方式，這種年金支付方式對人口預(yù)期壽命因素比較敏感，加之事先確定的退休年齡和養(yǎng)老金待遇水平，在人口預(yù)期壽命延長下，三者相結(jié)合就會導(dǎo)致養(yǎng)老保險支出的增加，甚至?xí)霈F(xiàn)財務(wù)危機，威脅養(yǎng)老保險的可持續(xù)發(fā)展。在統(tǒng)籌賬戶中，預(yù)期壽命延長對養(yǎng)老金支出的影響比較隱蔽，主要是通過改變制度贍養(yǎng)率這個中間變量來實現(xiàn)。在制度覆蓋率、退休年齡不變的約束下，預(yù)期壽命延長會改變退休者與勞動者之間的比例，導(dǎo)致社會養(yǎng)老保險的制度贍養(yǎng)率發(fā)生變化，進而對養(yǎng)老金的收支平衡產(chǎn)生影響；而在個人賬戶中，預(yù)期壽命的延長對個人賬戶的影響是比較直接和明顯的，在退休年齡不變的約束下，預(yù)期壽命延長導(dǎo)致了工作期間與退休期間比值的變化，就理論上而言，在個人賬戶下，由于遵循嚴格的精算平衡，參保者預(yù)期壽命延長對個人賬戶基金平衡不會造成影響，只會導(dǎo)致個人養(yǎng)老金水平隨預(yù)期剩余壽命延長而降低。然而在我國現(xiàn)有制度設(shè)計下，個人賬戶的首年養(yǎng)老金待遇為個人賬戶儲存額除以對應(yīng)年齡的計發(fā)月數(shù)，如果參保人在計發(fā)月數(shù)內(nèi)死亡，個人賬戶余額將一次性返還給其繼承人，如果參保人在計發(fā)月數(shù)以后仍然存活，其還可以繼續(xù)領(lǐng)取個人賬戶養(yǎng)老金，而個人賬戶計發(fā)月數(shù)的確定并未與退休職工的剩余壽命相對應(yīng)，其計算程序是根據(jù)人口預(yù)期壽命減去退休年齡得來的②，從精算學(xué)的視角來說，統(tǒng)計局公布的人口預(yù)期壽命是0歲人口的預(yù)期剩余壽命，并非退休職工的預(yù)期剩余壽命。這種個人賬戶的待遇設(shè)計方式改變了預(yù)期壽命延長對個人賬戶基金平衡的影響路徑，一旦賬戶持有人退休后的剩余壽命超過養(yǎng)老金計發(fā)月數(shù)就會使個人賬戶出現(xiàn)收不抵支的情形，產(chǎn)生個人賬戶支付缺口，而這個缺口將由統(tǒng)籌賬戶買單?？傊?，在我國現(xiàn)有的統(tǒng)賬結(jié)合模式下，無論對統(tǒng)籌賬戶還是個人賬戶，預(yù)期壽命的延長都會導(dǎo)致養(yǎng)老金支出的增加。

具體來說，這種影響主要是通過以下兩條路徑傳導(dǎo)：同批人的時間效應(yīng)和同期人的人口效應(yīng)。同批人的時間效應(yīng)是指在原有退休年齡約束下預(yù)期壽命延長增加了同批人領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金的平均年限，引致養(yǎng)老金支出的增加。預(yù)期壽命的延長意味著完成一次世代更替人口所需的時間延長了，在既定的退休年齡和既定養(yǎng)老金待遇雙重約束下，老年人退休后將會擁有更長的存活時間，這也就意味著同一隊列老年人口領(lǐng)取養(yǎng)老金的持續(xù)時間延長了，必然會給養(yǎng)老金支付帶來壓力。同期人的人口效應(yīng)是指預(yù)期壽命延長增加了同一時期領(lǐng)取養(yǎng)老金的總?cè)藬?shù)，引致養(yǎng)老金支出的增加。人類預(yù)期壽命延長對人口的影響是顯著而直接的，會引起人口的凈增長[12]，這表明即使養(yǎng)老金領(lǐng)取人數(shù)每年以恒定的量增加，在既定的時空條件下，相應(yīng)的領(lǐng)取養(yǎng)老金的總?cè)丝跀?shù)和規(guī)模也會增加。劉貴平（1999）的研究表明：對于x歲的人來說，平均余壽每增加1歲，則x歲人口預(yù)期生存人年數(shù)增加原來平均余壽的倒數(shù)[16]。領(lǐng)取養(yǎng)老金總?cè)丝谝?guī)模的增加對于既定約束下的養(yǎng)老保險制度而言，也必然會增加養(yǎng)老金的支出規(guī)模。

關(guān)于同批人的時間效應(yīng)和同期人的人口效應(yīng)，我們可以采用列克西斯時間——年齡方格圖③（Lexis diagram）來加以直觀說明?？紤]一個簡單的情形，假設(shè)同批人A、B，退休年齡均為60歲，參保人退休后即可領(lǐng)取全額養(yǎng)老金，且養(yǎng)老金一直領(lǐng)取到參保者死亡為止。圖4直觀表示了預(yù)期壽命對養(yǎng)老金支出影響的時間效應(yīng)和人口效應(yīng)，從中可知當(dāng)同批人A的預(yù)期壽命為70歲時，該批人退休后領(lǐng)取養(yǎng)老金的時間跨度為CDE時間段（60-80年），現(xiàn)在如果該批人的預(yù)期壽命從70歲增加到了80歲，那么領(lǐng)取養(yǎng)老金的時間跨度將變?yōu)镃EF時間段（60-90年），原來退休后只需支付CDE時間段的養(yǎng)老金年限由于該A批人的預(yù)期壽命延長，現(xiàn)在卻需要支付CEF時間段，增加的EF時間段的養(yǎng)老金領(lǐng)取年限就是預(yù)期壽命增加對養(yǎng)老金支出影響的時間效應(yīng)，這種增加的時間效應(yīng)對于既定時間條件下的養(yǎng)老保險制度而言必然會導(dǎo)致養(yǎng)老金支出的增加。此外，從圖中還可以看到，60歲后同批人A、B已陸續(xù)進入了領(lǐng)取養(yǎng)老金的時段，在70-80年間，當(dāng)同批人A預(yù)期壽命為70歲時，該時段需要支付養(yǎng)老金的總?cè)丝跀?shù)為四邊形DGIE區(qū)域，如果同批人A的預(yù)期壽命增加到80歲，則相同的時間區(qū)間上需支付養(yǎng)老金的總?cè)丝跀?shù)變?yōu)樗倪呅蜠GHE區(qū)域，增加的三角形GHI區(qū)域就是由于同批人A的預(yù)期壽命延長10歲而增加的在相同時間區(qū)間上領(lǐng)取養(yǎng)老金人口的數(shù)量。在既定的時間軸上，養(yǎng)老金領(lǐng)取人數(shù)的增加對養(yǎng)老金支出增加的影響也是不言而喻的。誠然，上述分析只是純理論的推演，現(xiàn)實情況不可能這樣整齊劃一，但它直觀地向我們展示了預(yù)期壽命對養(yǎng)老金支出的影響機理。

三、實證模型、變量及數(shù)據(jù)

（一）模型構(gòu)建與變量選取

根據(jù)前面的理論分析，結(jié)合學(xué)者們的已有研究，我們構(gòu)建了一個簡化的多元線性方程模型，以檢驗預(yù)期壽命對我國養(yǎng)老金支出的影響效應(yīng)。實證模型如下：

PL是養(yǎng)老金支出變量，本文選取了具有可比性的“養(yǎng)老金支出水平”這一指標(biāo)，通過養(yǎng)老保險基金支出額占GDP的比重計算得到。

Life是人口平均預(yù)期壽命，本文的目的就是通過人口預(yù)期壽命變量來檢驗預(yù)期壽命延長對我國養(yǎng)老金支出的影響效應(yīng)，它是本文最核心的解釋變量。理論上與養(yǎng)老金支出密切相關(guān)的人口平均預(yù)期壽命應(yīng)該是享有養(yǎng)老金領(lǐng)取資格群體或老年群體的剩余平均預(yù)期壽命，但囿于我國官方數(shù)據(jù)的限制，本文所采用的人口平均預(yù)期壽命是新出生嬰兒人口的平均預(yù)期壽命，即0歲人口的平均預(yù)期壽命④。Wage是工資變量。根據(jù)《國務(wù)院關(guān)于深化企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度改革的通知》（國發(fā)[1995]6號）⑤、《國務(wù)院關(guān)于建立統(tǒng)一的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》（國發(fā)[1997]26號）⑥、《國務(wù)院關(guān)于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》（國發(fā)[2005]38 號）⑦以及《社會保險法》⑧的明確規(guī)定，從中可看出工資變量對我國養(yǎng)老保險支出具有重要影響，且兩者應(yīng)該呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。通常在經(jīng)濟發(fā)展較快、職工平均工資越高的地區(qū)，養(yǎng)老金的上調(diào)動力和幅度也越大，養(yǎng)老保險支出會越高。實踐中由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不一致導(dǎo)致了職工的平均工資在各地區(qū)也表現(xiàn)出了極大的差異，因此本文用平均工資水平來表示工資變量，通過各地平均工資與各地人均GDP的比值計算得到，以此來衡量一個地區(qū)是否提供了與其經(jīng)濟發(fā)展水平相一致的工資水平。

Demo是人口年齡結(jié)構(gòu)變量，一個地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)類型特別是人口老齡化程度會影響各地養(yǎng)老金支出的規(guī)模，一般情況下人口老齡化程度越深，表明需要贍養(yǎng)的老年人口越多，需要的養(yǎng)老保險支出規(guī)模會越大，兩者應(yīng)該呈現(xiàn)出正向關(guān)系。在研究人口年齡結(jié)構(gòu)對養(yǎng)老保險支出的影響時，通常有兩個變量指標(biāo)：老年人口撫養(yǎng)比和制度贍養(yǎng)率。老年人口撫養(yǎng)比是衡量人口老齡化程度最常用的指標(biāo)，通常一個地區(qū)的老年人口撫養(yǎng)比越高，意味著該地區(qū)人口老齡化程度越深，老年群體絕對數(shù)量的規(guī)模越大，但高的老年人口撫養(yǎng)比是否會帶來高的養(yǎng)老保險支出水平，則取決于老年人口中有多大比重的老年群體享有養(yǎng)老金領(lǐng)取資格，如果享有養(yǎng)老金領(lǐng)取資格的老年群體數(shù)量不變，那么即使老年人口絕對數(shù)量增加也不會對養(yǎng)老保險支出產(chǎn)生影響。由于我國城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險是一種“與工作相關(guān)聯(lián)的養(yǎng)老保險制度”，在研究我國養(yǎng)老金支出影響因素時，老年人口撫養(yǎng)比也許并不是人口年齡結(jié)構(gòu)變量的最優(yōu)表示⑨，因此，為了使數(shù)據(jù)更具代表性，同時也為了避免老年人口撫養(yǎng)比和制度贍養(yǎng)率之間的共線性，文中采用了養(yǎng)老保險制度贍養(yǎng)率（Sysup）作為人口年齡結(jié)構(gòu)變量的表示，養(yǎng)老保險制度贍養(yǎng)率是領(lǐng)取養(yǎng)老金人數(shù)占養(yǎng)老金供款人數(shù)的比重，它反映了平均供養(yǎng)每個退休老年人需要供款的在職職工人數(shù)，通常養(yǎng)老保險制度贍養(yǎng)率越高，說明領(lǐng)取養(yǎng)老金的老年人數(shù)越多，向養(yǎng)老金供款的人數(shù)越少，相應(yīng)的會增加養(yǎng)老保險的支出規(guī)模，給養(yǎng)老保險基金帶來的支付壓力也越大。

M是為了保證計量結(jié)果的穩(wěn)健性，本文加入反映其他一些影響?zhàn)B老保險支出水平的控制變量向量，結(jié)合已有研究，我們?nèi)∪缦聝蓚€控制變量：

（1）通貨膨脹率（用Inf表示）。通貨膨脹率反映了物價上漲情況，通常通貨膨脹率越高，物價上漲幅度也越快，為了維持養(yǎng)老金領(lǐng)取者的基本生活需求，客觀上要求提高養(yǎng)老金的待遇支付水平，從而會增加養(yǎng)老保險支出。此外，我國在2010年頒布的《社會保險法》也明確規(guī)定“根據(jù)物價上漲情況，適時提高基本養(yǎng)老保險待遇水平”。本文的通貨膨脹率是通過各省份環(huán)比城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（CPI）減去100計算得到。

（2）城鎮(zhèn)化水平（用Urb表示）。近年來全國各地城鎮(zhèn)化進程進一步加快，大量的農(nóng)村人口進入到城鎮(zhèn)工作，轉(zhuǎn)換為城鎮(zhèn)職工，城鎮(zhèn)職工人口數(shù)量的增加，潛在地增加了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的參保人數(shù)，參保人數(shù)的增加將會導(dǎo)致未來養(yǎng)老保險支出規(guī)模的增加。此外，在城市化的過程中為解決失地農(nóng)民的養(yǎng)老保障問題，在各地的安置實踐中存在用“土地”換“社?！钡哪Ｊ絒11]，這也會導(dǎo)致養(yǎng)老保險支出的增加。本文用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋嚷蕘砗饬扛鞯氐某擎?zhèn)化水平⑩。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以我國城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險支出為研究樣本，收集了我國31個省、直轄市、自治區(qū)1995-2014年的有關(guān)數(shù)據(jù)，利用面板數(shù)據(jù)B11模型進行實證檢驗，考察預(yù)期壽命增加對我國養(yǎng)老金支出水平的影響效應(yīng)。由于到目前為止，我們在官方的統(tǒng)計年鑒中只能夠收集1990年、2000年和2010年的分省份人均預(yù)期壽命，對此參照劉生龍等（2012）[17]的做法，將收集的1995-2014年的面板數(shù)據(jù)分成4個5年期的區(qū)間面板數(shù)據(jù)，即1995-1999年、2000-2004年、2005-2009年和2010-2014年，對養(yǎng)老金支出水平、預(yù)期壽命、制度贍養(yǎng)率、平均工資水平、通貨膨脹率、城鎮(zhèn)化水平取5年的平均值B12。所有變量的描述性統(tǒng)計見表1。

文中相關(guān)人口變量的數(shù)據(jù)主要來源于《中國人口統(tǒng)計年鑒》以及《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，鄉(xiāng)村人口數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》；與城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險變量相關(guān)的數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，其余變量的數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》或依據(jù)上述年鑒數(shù)據(jù)整理計算得到。

四、實證結(jié)果與分析

本文首先對數(shù)據(jù)進行了混合OLS回歸、固定效應(yīng)回歸和隨機效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果根據(jù)F 檢驗、LM 檢驗和Hausman 檢驗后發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)模型要優(yōu)于隨機效應(yīng)模型和混合回歸，因此本文最終采用固定效應(yīng)模型進行估計B13，表2給出了基于固定效應(yīng)模型估計的預(yù)期壽命對我國養(yǎng)老金支出水平影響的實證結(jié)果。

模型（1）中包含了人口平均預(yù)期壽命和平均工資水平兩個解釋變量，從回歸結(jié)果可以看到，人口平均預(yù)期壽命對我國養(yǎng)老保險支出水平有著顯著的正向影響，這個結(jié)果符合預(yù)期的理論分析。平均工資水平對養(yǎng)老保險支出也具有正向影響，且通過了顯著性檢驗，這個結(jié)果與我國養(yǎng)老保險待遇計發(fā)辦法也是相一致的。

模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上引入了制度贍養(yǎng)率變量，發(fā)現(xiàn)人口平均預(yù)期壽命和平均工資水平仍然與我國養(yǎng)老金支出水平有著顯著的正向關(guān)系，相對于模型（1），兩者前面的系數(shù)均有所下降，制度贍養(yǎng)率對我國養(yǎng)老保險支出水平具有正向影響，且通過了顯著性檢驗，這與預(yù)期的分析也是一致的。

模型（3）中僅包含了人口平均預(yù)期壽命和制度贍養(yǎng)率，可以看出兩者對我國養(yǎng)老金支出水平都具有正向影響，且都通過了顯著性檢驗。

模型（4）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了城鎮(zhèn)化水平變量，我們發(fā)現(xiàn)人口平均預(yù)期壽命、平均工資水平和制度贍養(yǎng)率仍然與我國養(yǎng)老金支出水平有著顯著的正向關(guān)系，相對于模型（2）而言，人口平均預(yù)期壽命和平均工資水平兩者前面的系數(shù)均有所下降，但制度贍養(yǎng)率前面的系數(shù)有所上升。城鎮(zhèn)化水平對我國養(yǎng)老金支出水平產(chǎn)生正向影響，但是沒有通過顯著性檢驗，這可能與本文選取的面板數(shù)據(jù)年限有關(guān)，城鎮(zhèn)化是近些年來各地才開始大力推進的，由于城鎮(zhèn)化而加入城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險制度的群體大多應(yīng)該還是處于繳費階段，所以采用的數(shù)據(jù)樣本并不能完全反映出城鎮(zhèn)化水平對養(yǎng)老保險支出的影響。

模型（5）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入了表示物價水平的通貨膨脹率，引入該變量后，人口平均預(yù)期壽命、平均工資水平和制度贍養(yǎng)率仍然與我國養(yǎng)老保險支出水平有著顯著的正向關(guān)系，但三者前面的系數(shù)均有所下降。通貨膨脹率對我國養(yǎng)老保險支出水平產(chǎn)生負向影響，并且通過了顯著性檢驗，這個結(jié)果看上去與我國《社會保險法》規(guī)定的養(yǎng)老保險待遇計發(fā)辦法背道而馳，不太合符法律規(guī)定，原因可能是與我們選取的時間樣本數(shù)據(jù)有關(guān)，文中的數(shù)據(jù)涉及1995-2014年20年的時間跨度，而《社會保險法》是在2010年頒布，在此之前的歷次養(yǎng)老保險待遇計發(fā)辦法改革中都只強調(diào)發(fā)放待遇水平與工資掛鉤。此外，國家已連續(xù)十年上調(diào)了養(yǎng)老保險待遇水平，但從國家二十年的通貨膨脹率數(shù)據(jù)來看，上調(diào)待遇期間的通貨膨脹率卻遠低于20世紀90年代，所以該實證結(jié)果也合符我國養(yǎng)老保險發(fā)展的實際歷程。

模型（6）在模型（5）的基礎(chǔ)上加入了城鎮(zhèn)化水平變量，從結(jié)果可以看出，人口平均預(yù)期壽命對養(yǎng)老保險支出水平仍然具有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化水平前面的系數(shù)仍然為正，但沒通過顯著性檢驗，通貨膨脹率對我國養(yǎng)老金支出水平具有顯著的負向影響。此外，在模型（5）的基礎(chǔ)上加入城鎮(zhèn)化水平變量后，模型的解釋力增強了，達到了75%，說明人口平均預(yù)期壽命、制度贍養(yǎng)率、平均工資水平、通貨膨脹率和城鎮(zhèn)化水平這五個變量可以在很大程度上解釋我國養(yǎng)老保險支出水平上升的原因。

通過對表2中六個模型的分析，可以看出預(yù)期壽命對我國養(yǎng)老保險支出水平具有顯著的正向影響，研究結(jié)論與國際機構(gòu)的研究報告是一致的B14。對估計結(jié)果進行簡單的計算可以得到新生嬰兒平均預(yù)期壽命每增加1年將會使我國養(yǎng)老保險基金支出占GDP的比重提高約0.194%B15。在所研究的樣本期間內(nèi)，我國人口的平均預(yù)期壽命從第一階段的69.98歲上升至第四階段的74.83歲，意味著人口平均預(yù)期壽命的增加導(dǎo)致我國養(yǎng)老金支出水平上升了0.94個百分點，而樣本期間內(nèi)，我國的養(yǎng)老金支出水平從第一階段的1.39%上升至第四階段的2.63%，共增加了1.24個百分點，這表明在此期間內(nèi)，由于預(yù)期壽命延長對我國養(yǎng)老金支出增加的貢獻度高達76%。

五、研究結(jié)論與啟示

本文利用我國1995-2014年31個省份、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，從實證維度驗證了預(yù)期壽命延長對我國養(yǎng)老金支出水平的影響。實證研究結(jié)果表明：人口預(yù)期壽命對我國養(yǎng)老保險支出水平具有顯著的正向影響，研究樣本期間內(nèi)，人口平均預(yù)期壽命的增加導(dǎo)致了我國養(yǎng)老保險支出水平增加了0.94個百分點，對我國養(yǎng)老保險支出水平增加的貢獻度高達76%，已成為近些年來我國養(yǎng)老金支出增加的主導(dǎo)因素。研究結(jié)果還表明工資水平和制度贍養(yǎng)率對我國養(yǎng)老保險支出增加有著顯著的正向影響，城鎮(zhèn)化水平對養(yǎng)老保險支出水平也具有正向影響，但是沒有通過顯著性檢驗，而通貨膨脹率對我國養(yǎng)老保險支出具有顯著的負向影響，這說明過去十年我國養(yǎng)老保險的待遇調(diào)整還是一種粗放型的調(diào)整，并未與實際的物價上漲情況相掛鉤。

伴隨著先進醫(yī)療技術(shù)的廣泛采用，人們生活觀念、方式的改變以及覆蓋城鄉(xiāng)居民的基本醫(yī)療衛(wèi)生制度的建立必然會帶來我國人口平均預(yù)期壽命的進一步增加。據(jù)聯(lián)合國人口司的中國方案預(yù)測數(shù)據(jù)顯示，在未來我國人口平均預(yù)期壽命還有大幅度提升的空間，預(yù)計2045-2050年間我國人口平均預(yù)期壽命將會達到82.52歲，65歲老年人口的平均剩余壽命將會達到20.22歲[18]。在人們欣喜于活得更長久的同時，預(yù)期壽命延長對我國養(yǎng)老保險支出的影響效應(yīng)在未來還會進一步增強，若保持現(xiàn)有養(yǎng)老保險制度設(shè)計不變，那么預(yù)期壽命的這種延長趨勢將會對我國養(yǎng)老保險支出帶來極大的沖擊與挑戰(zhàn)，進而有可能威脅到養(yǎng)老保險制度的可持續(xù)發(fā)展。

為了應(yīng)對預(yù)期壽命延長對我國養(yǎng)老保險制度的沖擊和挑戰(zhàn)，在未來應(yīng)當(dāng)將養(yǎng)老保險制度的改革與我國人口預(yù)期壽命的變化相關(guān)聯(lián)，這也是國外一些典型國家養(yǎng)老保險制度改革的實踐經(jīng)驗，這種關(guān)聯(lián)取向和措施正呈現(xiàn)出迅速蔓延趨勢，并成為近些年來養(yǎng)老保險政策的重大創(chuàng)新[19]。而對我國現(xiàn)存的養(yǎng)老保險制度，可在以下三個重點方面進行改革和優(yōu)化：其一，將養(yǎng)老金待遇與預(yù)期壽命變動相關(guān)聯(lián)，考慮將人口預(yù)期壽命指數(shù)化并納入養(yǎng)老金指數(shù)調(diào)節(jié)機制中，特別是在個人賬戶養(yǎng)老金的初始待遇確定上應(yīng)改變現(xiàn)有固定的養(yǎng)老金計發(fā)月數(shù)標(biāo)準，應(yīng)建立根據(jù)同批退休年齡組別剩余壽命相關(guān)聯(lián)的養(yǎng)老金初始待遇動態(tài)調(diào)整機制。其二，將養(yǎng)老金領(lǐng)取資格與預(yù)期壽命變動相關(guān)聯(lián)，探索建立與預(yù)期壽命相關(guān)聯(lián)的動態(tài)領(lǐng)取全額養(yǎng)老金的資格年齡和繳費年限，可考慮將養(yǎng)老金領(lǐng)取的資格年齡進行健康預(yù)期壽命指數(shù)化，同時將養(yǎng)老保險繳費年限與預(yù)期壽命直接掛鉤，可考慮根據(jù)預(yù)期壽命增長的百分比調(diào)整養(yǎng)老保險的繳費年限。其三，加快推進我國多層次養(yǎng)老保險體系的建設(shè)，減緩預(yù)期壽命延長對我國單板發(fā)展的基本養(yǎng)老保險支出的沖擊。針對目前我國企業(yè)年金發(fā)展的困境，應(yīng)將撬動我國補充養(yǎng)老保險市場發(fā)展的突破口放在具有補貼性質(zhì)的個人儲蓄養(yǎng)老保險產(chǎn)品上，通過合理設(shè)計稅收優(yōu)惠比例、政府補貼比例等激勵杠桿合力推進補充養(yǎng)老保險市場的發(fā)展。

注釋：

① 低出生率、低死亡率、低自然增長率。

② 以男性職工為例，2000年全國人口預(yù)期壽命為71.5歲，個人賬戶的計發(fā)月數(shù)等于（71.5-60）×12。

③ 列克西斯圖是在人口分析中使用最早和使用最多的工具圖，它因德國統(tǒng)計學(xué)和人口學(xué)家列克西斯（W. Lexis）最先使用而得名。它是一種把人口事件的時間與年齡聯(lián)系起來考察的直觀工具圖，因此也稱為時間年齡方格圖，借助它可以更清楚地了解人口事件隨時間與年齡或期間變化的情況。

④ 最近的二三十年，我國嬰幼兒死亡率已經(jīng)降低到一個較低的水平，人口平均預(yù)期壽命的延長主要得益于老年人口死亡率的降低，因此采用該數(shù)據(jù)也能在很大程度上反映出老年人群體剩余壽命延長的趨勢。

⑤ 規(guī)定：建立基本養(yǎng)老金正常調(diào)節(jié)機制，基本養(yǎng)老金可按當(dāng)年職工上一年平均工資增長率的一定比例進行調(diào)整。

⑥ 規(guī)定：基礎(chǔ)養(yǎng)老金月標(biāo)準為當(dāng)?shù)芈毠ど夏甓仍缕骄べY的20%。

⑦ 規(guī)定“退休時的基礎(chǔ)養(yǎng)老金月標(biāo)準以上年度在崗職工月平均工資和本人指數(shù)化月平均繳費工資的平均值為基數(shù)”。

⑧ 第十八條規(guī)定“國家建立基本養(yǎng)老金正常調(diào)整機制，根據(jù)職工平均工資增長、物價上漲情況，適時提高基本養(yǎng)老保險待遇水平”。

⑨ 本文在實證研究之前也檢驗了老年人口撫養(yǎng)比對養(yǎng)老金支出水平的影響，與薛新東（2012））得出的結(jié)果一致，老人人口撫養(yǎng)比對我國養(yǎng)老金支出水平的影響通不過顯著性檢驗，因此在后面的實證分析中我們沒有將老人人口撫養(yǎng)比這一變量引入進來，而是用制度贍養(yǎng)率表示人口老齡化變量。

⑩ 城鎮(zhèn)人口用各省的總?cè)丝跍p去鄉(xiāng)村人口而得到。

B11 與單純的時間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)相比，面板數(shù)據(jù)在控制不同地區(qū)之間的異質(zhì)性，減少解釋變量之間的多重共線性方面具有優(yōu)勢，能顯著提高參數(shù)估計的有效性。

B12 預(yù)期壽命的估計方法，1995年各省的人均預(yù)期壽命是1990年和2000年的均值，2005年各省的人均預(yù)期壽命是2000年和2010年的均值。

B13 在混合回歸和隨機效應(yīng)回歸中預(yù)期壽命對養(yǎng)老金支出水平也都具有顯著影響。

B14 在歐盟委員會和經(jīng)濟政策委員會2009 年的老齡化報告中也指出新生兒的平均預(yù)期壽命每增加1 年，將使英國公共養(yǎng)老金支出占 GDP 的比重平均增加 0. 3%。

B15 對表2中模型（1）～（6）中l(wèi)ife前面的系數(shù)求簡單平均值而得到。

參考文獻：

[1] 林義.社會保險[M].北京：中國金融出版社，2009：154.

[2] 劉貴平. 人口年齡結(jié)構(gòu)對養(yǎng)老保險的影響[J]. 人口與經(jīng)濟，1996（5）：23-28.

[3] 姜向群. 人口老齡化對退休金負擔(dān)影響的量化研究[J]. 人口研究，2006（2）：51-55.

[4] 李旭東. 貴州人口老齡化，經(jīng)濟增長對養(yǎng)老保險支出影響實證研究[J]. 西北人口，2010（6）：87-92.

[5] 李敏，張成. 中國人口老齡化與養(yǎng)老金支出的量化分析[J]. 社會保障研究，2010（1）：17-23.

[6] 李紹泰. 人口老齡化下合理養(yǎng)老金支出研究[J]. 人口與經(jīng)濟，2013（5）：98-106.

[7] 蘇宗敏，王中昭. 人口老齡化背景下中國基本養(yǎng)老保險支出水平的探析[J]. 宏觀經(jīng)濟研究，2015（7）：59-64+79.

[8] 趙怡，司文晴. 職工工資、養(yǎng)老金替代率與養(yǎng)老保險基金支出——基于因素分析法的分解分析[J]. 社會保障研究，2015（2）：18-22.

[9] 封進，張馨月，張濤. 經(jīng)濟全球化是否會導(dǎo)致社會保險水平的下降：基于中國省際差異的分析[J]. 世界經(jīng)濟，2010（11）：37-53.

[10]王鑒崗. 養(yǎng)老保險收支平衡及其影響因素分析[J]. 人口學(xué)刊，2000（2）：9-14.

[11]薛新東. 我國養(yǎng)老保險支出水平的影響因素研究——基于2005～2009年省級面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 財政研究，2012（6）：7-10.

[12]羅淳.從老齡化到高齡化——基于人口學(xué)視角的一項探索性研究[M].北京：中國社會科學(xué)出版社，2001.

[13]（美）勞倫斯.湯普森著，孫樹菡等譯.老而彌智：養(yǎng)老保險經(jīng)濟學(xué)[M].北京：中國勞動社會保障出版社，2003.

[14]蘇潘.名義賬戶制及其對改革戰(zhàn)略的影響，載羅伯特.霍爾茨曼等.名義賬戶制的理論與實踐——社會保障改革新思想[R].鄭秉文等譯.北京：中國勞動保障社會出版社，2009：38.

[15]王曉軍，姜增明. 長壽風(fēng)險對城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的沖擊效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計研究，2016（5）：43-50.

[16]劉貴平.養(yǎng)老保險的人口學(xué)研究[M].北京：中國人口出版社：1999：82.

[17]劉生龍，胡鞍鋼，郎曉娟. 預(yù)期壽命與中國家庭儲蓄[J]. 經(jīng)濟研究，2012（8）：107-117.

[18]張士斌，張安琪，宋金城.中國退休年齡政策調(diào)整的目標(biāo)序列、方向路徑和框架體系[J].經(jīng)濟社會體制比較，2017（6）：128-137.

[19]Whitehouse ER. Life-expectancy risk and pensions： who bears the burden？[R].Social， Employment and Migration Working Paper，2007：60.

（責(zé)任編輯：王鐵軍）