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。

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