財(cái)富激勵(lì)與延遲退休行為*
——基于A市微觀實(shí)際數(shù)據(jù)的研究

申曙光, 孟 醒

一、引 言

養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)產(chǎn)生于非精算中性①精算中性即指個(gè)人退休時(shí)，其養(yǎng)老金總現(xiàn)值等于一生所繳保費(fèi)總額在該時(shí)點(diǎn)的總額。的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，當(dāng)養(yǎng)老金凈財(cái)富的增加小于由養(yǎng)老金領(lǐng)取年限減少所導(dǎo)致的損失，制度將會(huì)產(chǎn)生提前退休的財(cái)富激勵(lì)。近年來，養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)如何影響延遲退休行為是社會(huì)各界關(guān)注的焦點(diǎn)話題，同時(shí)也是政策制定者制度設(shè)計(jì)的難點(diǎn)。這是因?yàn)?任何養(yǎng)老保險(xiǎn)制度參數(shù)的改變都將通過養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)的變化來影響個(gè)人的退休決策(Rust and Phelan, 1997; Samwick, 1998; Coile and Gruber, 2000)。1997年，我國由完全的現(xiàn)收現(xiàn)付制轉(zhuǎn)向了部分積累的制度模式，并于2005年改革了制度參數(shù)，規(guī)定待遇水平與個(gè)人一生的繳費(fèi)工資、繳費(fèi)年限掛鉤，強(qiáng)調(diào)了個(gè)人貢獻(xiàn)與養(yǎng)老金收益之間的聯(lián)系，進(jìn)一步加強(qiáng)了積累制的程度，以體現(xiàn)公平與效率相結(jié)合的原則。

然而，2005年的改革并沒有從根本上解決養(yǎng)老金支付危機(jī)的問題；相反，基金平衡問題日趨嚴(yán)重。在這種背景下，延遲退休作為一種解決手段被頻繁提及。支持的理由看似非常充分：延遲退休一方面可以增加養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)；另一方面可以縮短領(lǐng)取養(yǎng)老金的年限，從而可以從收付兩方面有利于養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平衡。但是，強(qiáng)制性的延遲退休將涉及諸多社會(huì)經(jīng)濟(jì)問題，會(huì)遭遇較大的阻力。那么，我們能否采取一種更為靈活的做法，即通過養(yǎng)老金的財(cái)富激勵(lì)作用來促使職工“自覺自愿”地延遲退休？國外學(xué)者已針對這一問題做出了相關(guān)研究，結(jié)果均表明，通過制度參數(shù)的改變可以激勵(lì)職工延遲退休(Gruber and Wise, 2005; Berkel and Borsch-surpan, 2004; French, 2005)。由于缺乏高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù)，中國在這方面的研究較少，因此我們無法清楚地了解財(cái)富激勵(lì)如何影響中國職工的退休行為。

本文采用A市2000—2012年基本養(yǎng)老保險(xiǎn)數(shù)據(jù)庫的微觀實(shí)際數(shù)據(jù)，測算出不同制度參數(shù)設(shè)定下的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)，并檢驗(yàn)這種財(cái)富激勵(lì)對延遲退休行為的影響，其目的是考察以下幾個(gè)問題：(1)我國部分現(xiàn)收現(xiàn)付制下的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對退休行為的影響機(jī)制是什么？(2)2005年政策參數(shù)的改變是否對鼓勵(lì)延遲退休起到了決定性的作用？(3)不同收入、性別群體的延遲退休行為對養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)變化的敏感程度是否不同？厘清這些問題有利于政策制定者清楚地了解養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)與退休行為的關(guān)系，從而設(shè)計(jì)出公平有效的延遲退休政策。

文章接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是數(shù)據(jù)描述與養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)測算；第四部分是計(jì)量模型與實(shí)證結(jié)果；第五部分是總結(jié)與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)與延遲退休行為的研究框架主要是基于期權(quán)價(jià)值(option value)模型及其擴(kuò)展形式，斯托克和懷斯(Stock and Wise, 1990)利用該模型驗(yàn)證了養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)是決定退休行為的重要因素。然而，建立在這一模型基礎(chǔ)上的研究主要存在兩方面的問題：一是該模型忽略了收入因素，估計(jì)可能有偏誤，因此在Stock和Wise (1990)的基礎(chǔ)上，考里和格魯伯(Coile and Gruber, 2000)使用了峰值(peak value)模型，即未來退休養(yǎng)老金財(cái)富的最大貼現(xiàn)值與當(dāng)期退休財(cái)富的差值，來度量財(cái)富激勵(lì)變量，并發(fā)現(xiàn)，在一定約束條件下，估計(jì)結(jié)果與期權(quán)價(jià)值模型相一致；二是基于期權(quán)價(jià)值模型的研究存在養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)變量與退休行為的內(nèi)生性問題。為此，有研究采用面板數(shù)據(jù)去除不可觀察、不隨時(shí)變的異質(zhì)性因素影響(Chan，2004)，也有研究通過模擬養(yǎng)老金的制度改革，使其作為外生因素加以識(shí)別來消除內(nèi)生性影響(Gruber and Wise, 2002; Berkel and Borsch-surpan, 2004; Anderson et al., 1999)。近幾年，國際上關(guān)注已有制度改革所提供的實(shí)驗(yàn)機(jī)會(huì)，在實(shí)驗(yàn)或準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)的框架下研究人們的退休行為。這種做法區(qū)別于以制度模擬來消除內(nèi)生性，因?yàn)槿藗冎栏母飳?shí)際發(fā)生的時(shí)間，從而在更大程度上避免了內(nèi)生性問題所導(dǎo)致的偏差。布朗(Brown, 2013)利用一個(gè)準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了養(yǎng)老金制度改革對加利福尼亞教師退休行為的影響，結(jié)果表明制度改革的影響程度逐步加深，中期勞動(dòng)供給彈性為0.04，而長期上升到0.1。哈奈爾(Hanel, 2010)認(rèn)為養(yǎng)老金制度改革就是一種政策性自然實(shí)驗(yàn)，他研究了德國養(yǎng)老金水平的減少對延遲退休的作用，結(jié)果顯示永久性降低養(yǎng)老金水平可以將人們領(lǐng)取養(yǎng)老金的時(shí)間推遲14個(gè)月，同時(shí)離開勞動(dòng)力市場的時(shí)間也會(huì)推遲10個(gè)月。

值得一提的是，上述研究并未考慮制度改革對不同人群的影響程度，而哈奈爾和里普漢(Hanel and Riphahn, 2012)則彌補(bǔ)了這一缺陷。該研究檢驗(yàn)了1991年養(yǎng)老金制度改革對瑞士女工人退休行為的影響，改革的內(nèi)容是1991—2001年間，女性工人的法定退休年齡由62歲逐步提高到64歲，同時(shí)在原法定退休年齡退休的工人，其養(yǎng)老金水平將有所下降；結(jié)果表明，養(yǎng)老金水平下降3.4%會(huì)引致特殊退休年齡段的退休概率下降50%。擁有不同教育水平的人群對改革的反應(yīng)有所不同，低教育水平人群對“閑暇價(jià)格”變化的反應(yīng)更加敏感。

目前，國內(nèi)關(guān)于延遲退休問題的討論主要集中在以下三個(gè)方面：一是關(guān)于提前退休行為影響因素的研究。封進(jìn)、胡巖(2008)采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了2000年以來中國城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的提前退休行為。廖少宏(2012)基于2008年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)人口提前退休模式與行為及其影響因素進(jìn)行了分析。二是關(guān)于職工退休年齡的選擇問題。劉伯紅等(2011)和陽義南(2011)重點(diǎn)探討了中國職工退休年齡的影響因素。三是對養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)進(jìn)行測算。汪澤英等(2004)根據(jù)相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用“社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)收益激勵(lì)模型”進(jìn)行分析并發(fā)現(xiàn),現(xiàn)行的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度激勵(lì)職工正常或提前退休。彭浩然(2012)利用宏觀數(shù)據(jù)測算了九大行業(yè)代表性個(gè)體在不同退休年齡的養(yǎng)老保險(xiǎn)替代率和邊際隱性稅率，結(jié)果表明我國現(xiàn)行基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對個(gè)人退休行為存在普遍的負(fù)向激勵(lì)作用，且這種負(fù)向激勵(lì)作用存在著很大的行業(yè)差異性，低收入行業(yè)的職工面臨著更嚴(yán)重的負(fù)向激勵(lì)。由于缺乏高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù)，我國關(guān)于養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對延遲退休行為影響的相關(guān)研究較少。已有的研究也主要集中于對基本養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)的測算上，但是，一方面，測算所采用的數(shù)據(jù)年限較短，改革對財(cái)富激勵(lì)的影響尚未可知；另一方面，已有研究并未采用實(shí)證方法來檢驗(yàn)養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對不同群體退休行為的影響。

相比之下，本文將利用真實(shí)參保人的繳費(fèi)記錄、退休行為與養(yǎng)老金待遇記錄來進(jìn)行研究，以提高結(jié)論的可信性；并利用自然實(shí)驗(yàn)的機(jī)會(huì)，比較不同參數(shù)設(shè)定下養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對職工延遲退休行為的影響，在一定程度上避免了內(nèi)生性問題所導(dǎo)致的偏差，能夠更準(zhǔn)確地為下一步制度改革提供參考意見；更為重要的是，本文將對改革后的樣本按收入水平、性別來分類考察，以檢驗(yàn)養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對不同群體的影響效果。

三、數(shù)據(jù)與財(cái)富激勵(lì)測算

(一)數(shù)據(jù)介紹

為檢驗(yàn)養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對個(gè)人退休行為的影響，本文使用A市城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)數(shù)據(jù)庫2000年7月1日至2012年6月30日參保職工的個(gè)人基本信息。該數(shù)據(jù)包括兩個(gè)部分:第一部分為2000—2012年度個(gè)人繳費(fèi)記錄信息，該部分主要涉及在職職工的繳費(fèi)工資、性別、出生日期、參加工作時(shí)間、個(gè)人身份、工作單位的所有制性質(zhì)、文化程度等信息；第二部分為2000—2012年度退休職工待遇記錄信息，該部分主要涉及退休職工的月度養(yǎng)老金、性別、出生年月、參加工作時(shí)間、個(gè)人身份、工作單位的所有制性質(zhì)、文化程度等信息。經(jīng)過整理，該數(shù)據(jù)涵蓋324958人的信息，其中男性120227人，女性204731人。使用這一數(shù)據(jù)庫的優(yōu)點(diǎn)在于：第一，該數(shù)據(jù)庫所記載的信息為A市養(yǎng)老保險(xiǎn)基金管理中心的個(gè)人登記數(shù)據(jù)，其準(zhǔn)確度高于自我報(bào)告數(shù)據(jù)(Gustman and Steinmeier, 2001)。提供了精確的繳費(fèi)工資、繳費(fèi)年限以及政策變化前后的養(yǎng)老金待遇信息，為退休行為的研究提供了準(zhǔn)確的實(shí)驗(yàn)基礎(chǔ)。第二，該數(shù)據(jù)庫時(shí)間跨度長，記錄了2000—2012年間A市基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的重大改革歷程，為研究不同制度參數(shù)下養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對職工退休行為的影響提供了重要信息。第三，該數(shù)據(jù)庫提供了重要的人口特征，例如受教育程度、戶口性質(zhì)等，為實(shí)證檢驗(yàn)提供了豐富的變量。第四，該數(shù)據(jù)庫包含了女性職工的大量信息，為不同性別群體的退休政策制定提供了研究基礎(chǔ)。需要說明的是，這一數(shù)據(jù)庫并沒有提供個(gè)人的歷史工資，我們須根據(jù)相關(guān)的歷史信息以及假設(shè)對個(gè)人的歷史工資進(jìn)行估計(jì)，具體的估計(jì)方法見下文。

數(shù)據(jù)處理如下：由于男性職工61歲以后的樣本量過少，我們提取第二部分中60—61歲男性職工以及50—55歲女性職工退休當(dāng)年的數(shù)據(jù)，并將此與第一部分的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，篩選出職工退休前一年的繳費(fèi)數(shù)據(jù)以及退休當(dāng)年的待遇數(shù)據(jù)。根據(jù)本文研究對象的需要，我們對該數(shù)據(jù)進(jìn)一步篩選，標(biāo)準(zhǔn)為：(1)參保年限達(dá)到15年以上的企業(yè)職工，包括 60—61歲男性及50—55歲女性；(2)樣本內(nèi)職工退休前一年的繳費(fèi)數(shù)據(jù)以及退休當(dāng)年的待遇數(shù)據(jù)不能為缺失值；(3)樣本內(nèi)所需變量，即教育程度、年齡、繳費(fèi)年限、戶口性質(zhì)等不能為缺失值。

這樣，在刪除無效樣本后，我們選取的有效樣本共含12733人，其中男性2684人，女性10049人。表1分別對三個(gè)時(shí)期*不同時(shí)期分別指改革前、過渡期及改革后。2005年國發(fā)38號文頒布以前簡稱改革前，2005年國發(fā)38號文頒布至A市2007年15號文頒布簡稱過渡期，2007年15號文正式頒布后簡稱改革后。及改革后不同收入群體的退休狀況進(jìn)行描述。需要說明的是，按照我國基本養(yǎng)老金制度的規(guī)定，職工繳費(fèi)工資上限為社會(huì)平均工資的300%，下限則為社會(huì)平均工資的60%，因此，本文稱繳費(fèi)收入在60%以下的為低收入人群，而繳費(fèi)收入在市職工平均工資60%以上、300%以下的為中等收入人群，由于樣本中不含有繳費(fèi)工資高于市職工資300%以上的職工，因而，本文的考察對象不包括高收入人群。由于改革前及過渡期中等收入人群太少，因此本文僅對改革后進(jìn)行了分收入水平的考察。

表1 分時(shí)期的退休狀況描述

如表1所示，改革前，僅存在少量的延遲退休職工，而過渡期延遲退休職工的比例有所上升，改革后，更多的職工延遲退休。值得注意的是，改革后，女性延遲退休的比例隨收入的增加有所提高，低收入占比52.38%，中等收入占比63.30%。而男性延遲退休的比例與收入分布的相關(guān)性不高。

(二)養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)測算

要計(jì)算個(gè)人退休時(shí)的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì),首先要知道個(gè)人終身的養(yǎng)老金收益以及所繳保費(fèi)。而我國“統(tǒng)賬結(jié)合”的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革始于1997年,至今還不足以反映個(gè)人一生的繳費(fèi)和收益關(guān)系，必須在一定假設(shè)條件下進(jìn)行估計(jì)。本文的估計(jì)步驟如下：以2000年的物價(jià)水平為基準(zhǔn)，首先根據(jù)2000—2012年的連續(xù)繳費(fèi)數(shù)據(jù),計(jì)算企業(yè)職工實(shí)際工資增長率的平均值，其中男性為9.71%，女性為9.62%，并采用1990—2010年A市在崗職工實(shí)際年平均工資增長率的平均值9.845%*數(shù)據(jù)來源：《A市統(tǒng)計(jì)年鑒2011》。；在一定的貼現(xiàn)率及個(gè)人賬戶投資回報(bào)率的假設(shè)條件下,估計(jì)出每個(gè)人自參加工作到退休前的實(shí)際繳費(fèi)工資分布；再利用數(shù)據(jù)庫內(nèi)不同時(shí)期A市養(yǎng)老保險(xiǎn)制度下的繳費(fèi)工資以及養(yǎng)老金待遇信息,計(jì)算出每個(gè)人的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)變量,并以此討論不同時(shí)期的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對延遲退休行為的影響。

養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)測算的具體步驟如下：

在連續(xù)情況下:

(1)

將其轉(zhuǎn)化為便于計(jì)算的離散情形：

本文選擇4%作為貼現(xiàn)率水平，在計(jì)算企業(yè)職工的生存概率時(shí)，采用A省2000年市鎮(zhèn)人口生命表，同時(shí)，以28%作為繳費(fèi)率水平。

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文主要采用養(yǎng)老金財(cái)富增長率以及隱形稅率作為養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)變量。

養(yǎng)老金財(cái)富增長率，即職工從R推遲到R+1歲退休，其養(yǎng)老金財(cái)富的增長率。若該比率為正，即意味著晚退休一年的養(yǎng)老金總財(cái)富將有所增加；若該比率為負(fù)，即意味著晚退休一年的養(yǎng)老金總財(cái)富將有所減少。表達(dá)式為：

(2)

隱性稅率，即推遲一歲退休養(yǎng)老金財(cái)富變化的相反數(shù)除以推遲一年的工資水平。若該值為正，即意味著晚退休一年制度將產(chǎn)生一定的稅負(fù)；若該值為負(fù)，即意味著晚退休一年制度將產(chǎn)生一定的補(bǔ)貼。表達(dá)式為：

(3)

根據(jù)上述測算公式，本文將首先利用微觀數(shù)據(jù)測算出每個(gè)職工的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)；接著利用實(shí)證模型檢驗(yàn)不同時(shí)期的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對個(gè)人延遲退休行為的影響。

表2描述了各時(shí)期與改革后不同收入水平的財(cái)富激勵(lì)測算值，包括養(yǎng)老金財(cái)富增長率(accrual)及隱性稅率(taxr)。

表2 分時(shí)期的退休財(cái)富激勵(lì)

根據(jù)測算結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)：(1)改革前，個(gè)人延遲退休會(huì)導(dǎo)致養(yǎng)老金財(cái)富減少，邊際隱性稅率為正，我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度存在普遍的負(fù)向財(cái)富激勵(lì)，即會(huì)增加個(gè)人提前退休行為出現(xiàn)的概率。(2)改革后，經(jīng)過政策參數(shù)的調(diào)整，積累制的程度有所加強(qiáng)，負(fù)向的財(cái)富激勵(lì)有所減弱；同時(shí)，測算結(jié)果表明accrual的絕對值隨收入的提高而增加，taxr隨收入的增加而減少，即意味著，改革后低收入群體面臨著更嚴(yán)重的負(fù)向激勵(lì)。

四、計(jì)量模型與實(shí)證結(jié)果分析

(一)計(jì)量模型

在前文的研究基礎(chǔ)上，本文將對財(cái)富激勵(lì)與退休行為的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。在文獻(xiàn)中二元選擇模型是經(jīng)常使用的退休決策模型(Boskin, 1977; Hurd and Boskin, 1984; Fields and Mitchell, 1984; Samwick, 1998)。本文采用二元logistic模型，控制經(jīng)濟(jì)變量以及個(gè)人因素等估計(jì)財(cái)富激勵(lì)變量對退休行為的影響。具體估計(jì)方程如下：

logit(π)=α1+δ·incentive+Xβ+ε

(4)

其中，logit(π)代表延遲退休的概率，1代表延遲退休，0代表正常退休。incentive是財(cái)富激勵(lì)，本文使用了兩種養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)變量，分別是增長率accrual以及隱性稅率taxr。X包括了人口特征、經(jīng)濟(jì)變量等控制變量，主要有職工的年齡、受教育程度、繳費(fèi)年限、用工形式、養(yǎng)老金凈財(cái)富以及退休前一年的繳費(fèi)工資。

accrual為養(yǎng)老金財(cái)富的增長率，若accrual為正，其值越大，職工延遲退休的概率越大，若accrual為負(fù)，其絕對值越大，職工延遲退休的概率就越小，因此，理論上accrual的回歸系數(shù)應(yīng)當(dāng)為正；類似地，taxr為延遲一年退休的隱性稅率，若taxr為正，其值越大，職工延遲退休的概率就越小，若taxr為負(fù)，其絕對值越大，職工延遲退休的概率就越大，因此，理論上taxr的回歸系數(shù)應(yīng)當(dāng)為負(fù)。

表3對研究所需控制變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述：主要包含了兩類變量(個(gè)人信息與經(jīng)濟(jì)變量)，并分別對三個(gè)時(shí)期以及改革后不同收入等級的樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述。

該表中的變量為均值統(tǒng)計(jì)量或者是百分比統(tǒng)計(jì)量。

職工的個(gè)人信息包括平均退休年齡、繳費(fèi)年限、受教育水平及用工形式。如表3所示，男性及女性職工的平均退休年齡不斷提高，延遲退休意愿日趨增強(qiáng)。另外，職工的繳費(fèi)年限亦不斷增加。而過渡期職工的平均繳費(fèi)年限最長。改革后，職工的平均受教育水平有所提高；同時(shí)，合同工及原固定工占比較多。

經(jīng)濟(jì)水平包括退休前一年的繳費(fèi)工資水平以及退休當(dāng)年的養(yǎng)老金精算現(xiàn)值，即養(yǎng)老金凈財(cái)富。由表3可以看出：三個(gè)時(shí)期職工退休前一年的繳費(fèi)工資水平逐漸增加。從經(jīng)濟(jì)及制度背景來看，養(yǎng)老金凈財(cái)富的增加來源于兩方面：一是經(jīng)濟(jì)發(fā)展，實(shí)際工資上漲帶來繳費(fèi)工資的增加;另一方面則由養(yǎng)老金水平與繳費(fèi)年限、繳費(fèi)工資掛鉤的制度改革所引起的繳費(fèi)激勵(lì)。

表3 統(tǒng)計(jì)量描述

(二)實(shí)證結(jié)果

本文首先對不同改革時(shí)期的實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析，以考察2005年政策參數(shù)的改變是否對鼓勵(lì)延遲退休起到了決定性的作用。接著，根據(jù)繳費(fèi)收入對改革后的樣本進(jìn)行細(xì)分，以考察不同收入群體的延遲退休行為對養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)效應(yīng)的敏感程度是否不同。最后，針對低收入群體的延遲退休行為進(jìn)一步討論，以考察財(cái)富激勵(lì)變化對這類人群的影響，從而為此類人群的延遲退休政策提供理論支撐。

1.不同改革時(shí)期的實(shí)證結(jié)果分析

表4給出了養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對延遲退休行為的logistic參數(shù)估計(jì)結(jié)果，模型一與模型二分別是以養(yǎng)老金財(cái)富增長率、隱性稅率為激勵(lì)變量的回歸結(jié)果。本文分別報(bào)告了三個(gè)階段不同性別的邊際效應(yīng)結(jié)果。具體來看，可以得到以下結(jié)論：

表4 分階段回歸結(jié)果

我們對養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)、經(jīng)濟(jì)變量以及所有控制變量做了回歸，主要關(guān)注財(cái)富激勵(lì)的影響。為了節(jié)省篇幅，此表僅報(bào)告了幾個(gè)重要解釋變量的邊際效應(yīng)。

低養(yǎng)老金財(cái)富是啞變量，當(dāng)養(yǎng)老金財(cái)富分布在樣本平均值的20%以下時(shí)，該變量取1，否則取0。

改革前，養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)顯著地影響著職工的退休行為。如表4，在控制住其他變量后，改革前男性職工養(yǎng)老金財(cái)富增長率的系數(shù)為正，且在10%的水平上顯著，意味著養(yǎng)老金凈財(cái)富增長率的增加會(huì)鼓勵(lì)職工延遲退休，與理論預(yù)期一致。類似地，男性職工隱性稅率的系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，即職工養(yǎng)老金隱性稅率的增加會(huì)誘導(dǎo)職工正常或提前退休，進(jìn)一步證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。同時(shí)，女性職工有類似的結(jié)論，養(yǎng)老金財(cái)富增長率的系數(shù)在10%水平上顯著為正，隱性稅率的系數(shù)則在5%的水平上顯著為負(fù)。

過渡時(shí)期，養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對職工退休行為的影響不明確。這一時(shí)期，養(yǎng)老金財(cái)富增長率與隱形稅率的邊際效應(yīng)均為負(fù)，這意味著，兩種養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對職工延遲退休的影響方向不一致，參數(shù)估計(jì)結(jié)果不穩(wěn)健。有研究證實(shí)，當(dāng)人們在信息不完全的政策過渡時(shí)期做決策時(shí)，不能做出較準(zhǔn)確的行為調(diào)整，從而導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果的不正確(Bernheim, 1987a; Mitchell, 1987; Gustman and Steinmeier, 2001)。而一般來說，高收入或是高學(xué)歷人群可以掌握較完全的養(yǎng)老金信息，會(huì)做出更準(zhǔn)確的選擇(Bernheim, 1987b)。這就不難解釋本文出現(xiàn)的這一結(jié)果：這一時(shí)期，部分職工可以準(zhǔn)確地預(yù)期到財(cái)富激勵(lì)的變化，因而會(huì)做出相應(yīng)的行為調(diào)整；然而我們不能排除仍存在相當(dāng)一部分職工，他們無法準(zhǔn)確地預(yù)期到財(cái)富激勵(lì)的變化，不會(huì)做出準(zhǔn)確的行為調(diào)整，從而導(dǎo)致了結(jié)果的不穩(wěn)健。

改革后，養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對延遲退休的作用方向不明確。如表4所示，改革后養(yǎng)老金財(cái)富增長率與隱形稅率的邊際效應(yīng)均為負(fù)，且不顯著，這意味著我們無法判斷財(cái)富激勵(lì)對職工的影響方向。這一結(jié)果的出現(xiàn)有兩種可能性：一是閑暇對于不同收入人群的價(jià)格有所不同，因而人們對閑暇的需求也有所不同。具體來講，低收入人群放棄工作而選擇閑暇的機(jī)會(huì)成本要高于中等收入人群，因此他們對閑暇的需求相對較小，選擇延遲退休的概率相對較高。二是改革后職工收入水平差距拉大，而不同收入水平的人群對財(cái)富激勵(lì)的反應(yīng)方向與反應(yīng)的敏感度均有所不同(Mastrobuoni，2009)，從而導(dǎo)致了結(jié)果的不顯著。為此，本文將對改革后的樣本進(jìn)行細(xì)分，討論財(cái)富激勵(lì)對不同收入水平職工的作用方向與作用效果。

上述結(jié)果論證了財(cái)富激勵(lì)對職工退休行為的作用，并回答了本文關(guān)注的前兩個(gè)問題：2005年的制度改革對職工的延遲退休行為起到了一定的作用，當(dāng)制度中的某些參數(shù)設(shè)定發(fā)生變化時(shí)，養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)便會(huì)受到影響，從而作用于個(gè)人的退休行為。同時(shí)，制度變革的過渡時(shí)期，人們可能無法準(zhǔn)確地判斷其財(cái)富激勵(lì)的變化方向，因而職工這一時(shí)期的退休行為不受財(cái)富激勵(lì)的影響。但改革后財(cái)富激勵(lì)對退休行為的作用方向并不明確，需要進(jìn)一步按收入水平進(jìn)行實(shí)證分析。

2.改革后分收入等級的實(shí)證結(jié)果分析

如果政策制定者要通過財(cái)富激勵(lì)來促使職工“自覺自愿”地延遲退休，那么所有政策措施的執(zhí)行效果不僅取決于財(cái)富激勵(lì)是否對職工產(chǎn)生作用，還取決于對什么樣的職工產(chǎn)生作用。因此，厘清其對不同收入、性別群體的作用方向與作用效果也至關(guān)重要。表5、表6分別為改革后不同收入水平的男性及女性職工的回歸結(jié)果。模型一與模型二分別是以養(yǎng)老金財(cái)富增長率(accrual)、隱性稅率(taxr)為激勵(lì)變量的二元logistic回歸結(jié)果。我們報(bào)告了回歸系數(shù)及變量均值下的邊際效應(yīng)，并對財(cái)富激勵(lì)的影響進(jìn)行分析。

表5 改革后男性分收入等級的回歸結(jié)果

表6 改革后女性分收入等級的回歸結(jié)果

根據(jù)分收入等級的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)：養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)影響人們的延遲退休行為，但對不同收入群體的作用方向不同，低收入人群更傾向于延遲退休。如表5第(1)列所示，男性低收入人群養(yǎng)老金財(cái)富增長率的回歸系數(shù)為負(fù)，且在1%的水平上顯著，與理論預(yù)期不一致；第(2)列的邊際效應(yīng)結(jié)果表明，當(dāng)男性低收入人群的養(yǎng)老金財(cái)富增長率減少時(shí)，他們延遲退休的概率將有所增加。類似地，如(5)列所示，男性低收入人群隱性稅率的回歸系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，第(6)列的邊際效應(yīng)結(jié)果表明，男性低收入人群隱性稅率增加時(shí)，不但不會(huì)誘導(dǎo)這類人群提前退休，相反地，他們延遲退休的概率將有所增加。這一結(jié)果進(jìn)一步證明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。同樣地，低收入女性的回歸結(jié)果表明，負(fù)向的財(cái)富激勵(lì)增加時(shí)，不但不會(huì)誘導(dǎo)這類人群提前退休，相反地，女性低收入群體延遲退休的概率將有所增加。這意味著養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對低收入群體的作用方向在改革后發(fā)生了變化，與理論預(yù)期不一致。而對男性中等收入群體而言，養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)的作用方向與理論預(yù)期相一致，養(yǎng)老金財(cái)富增長率的系數(shù)為正，隱性稅率的系數(shù)為負(fù)，但是回歸結(jié)果不顯著，即財(cái)富激勵(lì)對男性中等收入人群的退休行為起到的作用并不明顯。

從分性別的回歸結(jié)果來看，我們發(fā)現(xiàn)：負(fù)向財(cái)富激勵(lì)的減弱更容易促使中等收入女性延遲退休。對比表5第(4)列與表6第(4)列，我們發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金財(cái)富增長率、隱性稅率對女性延遲退休的作用非常顯著，即養(yǎng)老金財(cái)富增長率增加或隱性稅率減少時(shí)，會(huì)明顯地激勵(lì)女性延遲退休，而對男性的效果則不明顯。這一結(jié)果并不難理解，中等收入女性一般從事于非體力勞動(dòng)的職業(yè)，身體素質(zhì)良好，再加之不斷提高的預(yù)期壽命，一旦負(fù)向的財(cái)富激勵(lì)有所減弱，這類人群便更加傾向于延遲退休。

上述結(jié)果回答了本文所關(guān)注的第三個(gè)問題：財(cái)富激勵(lì)對不同收入、性別職工退休行為的作用方向與作用效果有所不同。盡管存在負(fù)向的財(cái)富激勵(lì)，低收入群體仍然傾向于延遲退休；同時(shí)，中等收入女性對財(cái)富激勵(lì)的變化更加敏感，負(fù)向財(cái)富激勵(lì)的減弱更容易促使這類人群延遲退休。

3.低收入群體延遲退休行為的進(jìn)一步討論

前文已經(jīng)討論了不同改革時(shí)期和改革后不同收入水平的回歸結(jié)果。而在我國當(dāng)前貧富差距不斷擴(kuò)大的情勢下，為設(shè)計(jì)出公平有效的延遲退休政策，應(yīng)當(dāng)考慮對低收入群體的保護(hù)。因此，對低收入人群財(cái)富激勵(lì)變化敏感度的研究就顯得意義重大。表7對比了改革前、過渡期以及改革后低收入人群logistic回歸后的邊際效應(yīng)。

表7 不同時(shí)期低收入群體的邊際效應(yīng)對比

從表7的回歸結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)了一個(gè)有趣的結(jié)論：改革后激勵(lì)作用發(fā)生了方向性的變化。養(yǎng)老金財(cái)富增長率的系數(shù)由改革前的正向變?yōu)楦母锖蟮呢?fù)向，且結(jié)果非常顯著；同樣地，隱性稅率的系數(shù)由改革前的顯著為負(fù)變?yōu)楦母锖蟮娘@著為正，即在推遲一年退休便存在一定隱性稅收的情況下，低收入人群在改革后仍然傾向于延遲退休。我們將從國際對比與理論分析兩個(gè)角度對這一回歸結(jié)果進(jìn)行解釋。

第一，回歸結(jié)果的國際比較。國外現(xiàn)有文獻(xiàn)均表明，低入人群更傾向于提前退休。哈奈爾(Hanel, 2012)利用瑞典女性工人的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)受教育水平與提前退休的傾向呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，同時(shí)，低收入人群更傾向于提前退休。馬斯特羅博尼(Mastrobuoni, 2009)利用美國的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)不同人力資本的人群對養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)變化所作出的反應(yīng)不同，較低人力資本水平的人群對財(cái)富激勵(lì)變化的反應(yīng)更加明顯，更傾向于提前退休。而本研究中低收入群體對財(cái)富激勵(lì)的反應(yīng)與發(fā)達(dá)國家迥異，盡管存在負(fù)向激勵(lì)，低收入人群仍然更傾向于延遲退休。其原因可以從中國的實(shí)際國情來解釋。由于中國貧富差距現(xiàn)象嚴(yán)重，低收入勞動(dòng)者的工資收入很低，低收入人群，尤其是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的工人對閑暇的價(jià)格無法做出反應(yīng)，即使改革后養(yǎng)老金財(cái)富上漲，低收入人群仍然無法增加對閑暇的消費(fèi)，因此更傾向于延遲退休。這在18世紀(jì)處在工業(yè)化初始階段的國家是一種被普遍接受的解釋(Berg, 1961)。

第二，回歸結(jié)果的理論分析。假設(shè)窮人是理性的，與富人擁有相同的偏好結(jié)構(gòu)，且同樣會(huì)對閑暇的價(jià)格做出反應(yīng)。改革后，基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平與繳費(fèi)工資、繳費(fèi)年限掛鉤，個(gè)人賬戶養(yǎng)老金水平亦由在職時(shí)的繳費(fèi)所決定，那么在同等繳費(fèi)年限的情況下，低收入群體的養(yǎng)老金較其他人更低，若其退休后的養(yǎng)老金待遇水平低于最低必須消費(fèi)水平*即維持生命所需的最低消費(fèi)水平。，此時(shí)增加一單位閑暇所帶來的效用就為負(fù)，其退休行為則會(huì)發(fā)生方向性的變化。這一說法來源于低收入群體的勞動(dòng)供給行為理論：在欠發(fā)達(dá)或發(fā)展中國家，低收入群體的勞動(dòng)力供給與工資水平呈負(fù)向關(guān)系，這類群體的工作時(shí)間相對于高收入群體反而更長，這一現(xiàn)象在傳統(tǒng)勞動(dòng)力供給模型中無法得到解釋。已有大量的研究表明，傳統(tǒng)的勞動(dòng)力供給模型忽視了最低必須消費(fèi)的約束，而在這一約束條件下，那些退出勞動(dòng)力市場后便無法獲得生存所需收入的貧困群體，必須通過延長工作時(shí)間以維持生計(jì)(郭繼強(qiáng)，2005；Dessing, 2002)。那么，這就從理論上解釋了為什么盡管存在負(fù)向的財(cái)富激勵(lì)，低收入人群仍然更愿意選擇延遲退休。

五、結(jié)論及政策建議

本文根據(jù)2000—2012年A市城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)與待遇的個(gè)人微觀數(shù)據(jù)，利用2005年基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革提供的自然實(shí)驗(yàn)機(jī)會(huì)，克服內(nèi)生性問題，測算出不同制度模式下的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)，同時(shí)實(shí)證檢驗(yàn)了不同參數(shù)設(shè)定下的養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)對職工延遲退休行為的影響，并得到了穩(wěn)健的回歸結(jié)果。具體結(jié)論如下：

第一，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度存在普遍的負(fù)向激勵(lì)，即會(huì)增加提前退休行為出現(xiàn)的概率，并且這種負(fù)向激勵(lì)具有收入差異性，低收入群體面臨著更嚴(yán)重的負(fù)向激勵(lì)。

第二，2005年的制度改革確實(shí)對個(gè)人延遲退休行為產(chǎn)生了一定的激勵(lì)作用，其激勵(lì)機(jī)制是通過調(diào)整現(xiàn)收現(xiàn)付制下的某些政策參數(shù)，并利用養(yǎng)老金財(cái)富激勵(lì)的變化作用于個(gè)人的退休行為。

第三，不同收入、性別的職工對財(cái)富激勵(lì)變化的敏感程度有所不同。積累制的增強(qiáng)改變了財(cái)富激勵(lì)對個(gè)人退休行為的作用方向。改革后，盡管仍然存在負(fù)向激勵(lì)，但受人力資本以及收入水平約束，低收入人群反而更傾向于延遲退休；此外，中等收入女性對財(cái)富激勵(lì)的變化更加敏感，負(fù)向財(cái)富激勵(lì)的減弱更容易促使這類人群延遲退休。

與國內(nèi)外已有的相關(guān)研究結(jié)果相比較，本文的結(jié)論與其既具有一致性，也有差異性。一致性體現(xiàn)在本文利用參保人的實(shí)際微觀數(shù)據(jù)，測算出部分現(xiàn)收現(xiàn)付制下的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度存在負(fù)向的財(cái)富激勵(lì)，即會(huì)增加個(gè)人提前退休行為出現(xiàn)的概率，這一結(jié)論與國內(nèi)外學(xué)者在宏觀、微觀數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上得到的測算結(jié)果均是一致的。然而，本研究發(fā)現(xiàn)，低收入人群更傾向于延遲退休，這與發(fā)達(dá)國家現(xiàn)有的研究結(jié)果大相徑庭。如前所述，其原因或許可以從中國的實(shí)際國情來解釋——中國的貧富差距較大，導(dǎo)致低收入勞動(dòng)者在閑暇消費(fèi)和延遲退休等方面的選擇“脫離了”國外研究的“常規(guī)的預(yù)測”。由此，在我國貧富差距不斷擴(kuò)大的情勢下，我們應(yīng)更加關(guān)注不同群體的延遲退休行為，針對不同的收入群體采取不同的參數(shù)調(diào)整方式，在盡量減弱或消除負(fù)向激勵(lì)效應(yīng)的同時(shí)，保護(hù)低收入群體的利益，對低收入群體的延遲退休給予更高的補(bǔ)貼額度。具體政策建議如下：

第一，設(shè)計(jì)延遲退休的政策方向應(yīng)是在延續(xù)部分現(xiàn)收現(xiàn)付制模式的基礎(chǔ)上，改變政策參數(shù)以增強(qiáng)積累制，從而激勵(lì)個(gè)人延遲退休。

第二，在實(shí)行延遲制度時(shí)，對不同收入群體采取不同的調(diào)整方式及補(bǔ)貼機(jī)制。本文的研究結(jié)果表明，財(cái)富激勵(lì)對不同收入群體的作用方向與程度均有所不同。從消費(fèi)約束的角度來講，雖然低收入人群的負(fù)向激勵(lì)效應(yīng)較大，但受人力資本水平以及收入水平的限制，低收入人群往往選擇延遲退休以維持生計(jì)。因此，在實(shí)際操作中，我們建議，在消除養(yǎng)老金負(fù)向財(cái)富激勵(lì)的同時(shí)，鼓勵(lì)人力資本水平較高的個(gè)體延遲退休年齡，同時(shí)完善基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇計(jì)發(fā)公式，對于滿足規(guī)定并延遲退休年限的工作人員，政府增加其養(yǎng)老金的領(lǐng)取數(shù)額，并根據(jù)一定的比率，對收入水平較低的延遲退休職工給予更高的補(bǔ)貼額度。

第三，建議采取漸進(jìn)式的政策規(guī)劃推進(jìn)女性延遲退休。本文的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相對于較低收入女性而言，中等收入女性對財(cái)富激勵(lì)的變化更加敏感，兩類人群的延遲退休意愿不同，若強(qiáng)制性延遲女性退休年齡，會(huì)遭遇到較大的阻力。因此，筆者的建議是，首先控制女性職工不合法的提前退休行為，并在此基礎(chǔ)上適當(dāng)規(guī)定一個(gè)退休年齡區(qū)間，供退休者根據(jù)自身?xiàng)l件彈性選擇。同時(shí)，對一些收入水平較低的女性延遲退休職工給予更多的養(yǎng)老金補(bǔ)貼。隨后，再根據(jù)實(shí)際情況，將法定退休年齡彈性地延后。

[參 考 文 獻(xiàn)]

Anderson, P. M., Gustman, A. L., Steinmeier T. L., Trends in Male Labor Force Participation and Retirement: Some Evidence on the Role of Pensions and Social Security in the 1970s and 1980s, Journal of Labor Economics, 1999, 17, (4): 757—783.

Berkel, B., Borsch-Supan, A., Pension reform in Germany: The impact on retirement decisions. Finanz Archiv/Public Finance Analysis, 2004, 60, (3): 393—421.

Berg, E.J., Backward-sloping labor supply functions in dual economies: the Africa case. Quarterly Journal of Economics, 1961, 73, (3): 468—492.

Bernheim, B. Douglas, Social security benefits: an empirical study of expectations and realizations. NBER Working Paper, 1987b, No. 2257.

Bernheim, B. Douglas, The timing of retirement: a comparison of expectations and realizations. NBER Working Paper, 1987a, No. 2291.

Boskin, M. J., Social security and retireement decisions. Economic Inquiry, 1977, 15, (1): 1—25.

Brown, K. M., The link between pensions and retirement timing: Lessons from California teachers. Journal of Public Economics, 2013, 98, (1): 1—14.

Chan, S., Stevens, A. H., Do changes in pension incentives affect retirement? A longitudinal study of subjective retirement expectations. Journal of Public Economics, 2004, 88, (7): 1307—1333.

Coile, C., Gruber, J., Social security and retirement. National Bureau of Economic Research, 2000.

Dessing, M., Labor supply, the family and poverty: the S-shaped labor supply curve. Journal of Economic Behavior & Organization, 2002, 49, (4): 433—458.

Field,G.S., Mitchell. O.S., Retirement,pensions, and social security.MIT Press, 1984.

French, E., The effects of health, wealth, and wages on labour supply and retirement behavior. The Review of Economic Studies, 2005, 72, (2): 395—427.

Gruber, J., Wise, D. A., Social security programs and retirement around the world: fiscal implications, introduction and summary. National Bureau of Economic Research, 2005.

Gruber, J., Wise, D. A., Social security programs and retirement around the world: micro estimation. National Bureau of Economic Research, 2002.

Gustman, A. L., Steinmeier, T. L., Imperfect knowledge, retirement and saving. National Bureau of Economic Research, 2001.

Hanel, B., Financial incentives to postpone retirement and further effects on employment——Evidence from a natural experiment. Labour Economics, 2010, 17, (3): 474—486.

Hanel, B., The effect of disability pension incentives on early retirement decisions. Labour Economics, 2012, 19, (4): 595—607.

Hanel B., Riphahn, R. T., The timing of retirement-New evidence from Swiss female workers. Labour Economics, 2012, 19, (5): 718—728.

Hurd, M. D., Boskin, M. J., The effect of social security on retirement in the early 1970s. The Quarterly Journal of Economics, 1984, 99, (4): 767—790.

Mastrobuoni, G., Labor supply effects of the recent social security benefit cuts: Empirical estimates using cohort discontinuities. Journal of Public Economics, 2009, 93, (11): 1224—1233.

Mitchell, Olivia, Worker knowledge of pensions provisions. NBER Working Paper, 1987, No. 2414.

Rust, J., Phelan, C., How social security and medicare affect retirement behavior in a world of incomplete markets. Econometrica, 1997, 65, (4): 781—831.

Samwick, A., New evidence on pensions, social security, and the timing of retirement. Journal of public economics, 1998, 70, (2): 207—236.

Stock, J. H., Wise, D. A., Pensions, the Option Value of Work, and Retirement. Econometrica, 1990, 58, (5): 1151—1180.

封進(jìn), 胡巖. 中國城鎮(zhèn)勞動(dòng)力提前退休行為的研究. 中國人口科學(xué), 2008,(4).

郭繼強(qiáng). 中國城市次級勞動(dòng)力市場中民工勞動(dòng)供給分析——兼論向右下方傾斜的勞動(dòng)供給曲線.中國社會(huì)科學(xué), 2005, (5).

劉伯紅, 郭礫, 郝蕊. 她/他們?yōu)槭裁促澇苫蚍磳νg退休?——對選擇退休年齡影響因素的實(shí)證研究. 婦女研究論叢, 2011, (3).

廖少宏.提前退休模式與行為及其影響因素——基于中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析. 中國人口科學(xué), 2012, (3).

彭浩然. 基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對個(gè)人退休行為的激勵(lì)程度研究. 統(tǒng)計(jì)研究, 2012, (9).

汪澤英, 曾湘泉. 中國社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)收益激勵(lì)與企業(yè)職工退休年齡分析. 中國人民大學(xué)學(xué)報(bào), 2004, (6).

陽義南. 我國職工退休年齡影響因素的實(shí)證研究. 保險(xiǎn)研究, 2011, (11).