汪潤泉 王永念

摘? ?要：本文借鑒隱含稅收理論構建職工養(yǎng)老保險退休激勵精算模型，同時利用CFPS（中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)）建立退休決策計量模型，考察我國職工養(yǎng)老保險制度對勞動者提前退休的激勵效應。結果表明：養(yǎng)老保險存在顯著的提前退休激勵，代表性“中人”的最優(yōu)退休年齡早于53歲;“視同繳費”是促發(fā)提前退休激勵的重要制度原因;“繳費擠出效應”和“待遇拉動效應”是養(yǎng)老保險誘導勞動者提前退休的兩個核心機制;男性、低收入、低教育水平、非黨員勞動者面臨更強的提前退休激勵;降低繳費率、規(guī)范養(yǎng)老金增長機制、提高個人賬戶投資收益率是緩解養(yǎng)老保險制度提前退休激勵的有效舉措。

關鍵詞：城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險;提前退休;隱含稅收;邊際隱含稅率

中圖分類號：F840.61? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2022）01-0003-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2022.01.001

一、引言

老齡化與少子化已成為我國人口發(fā)展的基本趨勢。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國60歲及以上人口比重上升至18.7%，而2017年至今新生人口已連續(xù)四年下跌，2020年新生人口數(shù)量下降到1003.5萬人①。在此趨勢下勞動力規(guī)模的縮減將不可避免，2019年我國16—59歲勞動年齡人口為89640萬人，自2012年以來已連續(xù)多年下降。在經(jīng)濟高質量發(fā)展目標訴求下，勞動力總量下降提高了對勞動力資源利用效率的要求，然而，自20世紀80年代以來，我國勞動參與率卻下降了。研究表明，1990—2010年，我國城市人口預期壽命延長了約5.5歲，但55～65歲處于就業(yè)狀態(tài)的人口比重卻下降了（張川川和趙耀輝，2014）[1]。更有調查指出，45.7%的勞動者選擇了提前退休（陽義南和肖建華，2018）[2]。

在我國人口老齡化以及受教育水平延長的現(xiàn)實背景下，提前退休意味著勞動者工作年限的縮短和退休年限的延長。根據(jù)邵國棟等（2007）[3]的測算，我國勞動者的工作年限已從1982年的42.7年下降到2008年的38.8年，退休年限則從14.1年增加至22.5年。這一變化給經(jīng)濟建設以及養(yǎng)老保障事業(yè)帶來了嚴峻挑戰(zhàn)。一方面，勞動者提前退休會導致養(yǎng)老保險制度贍養(yǎng)率急劇上升，進而造成養(yǎng)老保險基金面臨沉重的支付與平衡壓力;另一方面，這也意味著勞動力資源的浪費，同時加大了政府推行延遲退休改革的難度。因此，厘清提前退休現(xiàn)象的發(fā)生機制，探討如何降低乃至消除其負面影響，具有重要的現(xiàn)實意義。

由于勞動者提前退休現(xiàn)象與發(fā)達國家養(yǎng)老保險制度發(fā)展、改革相伴發(fā)生，二者間的關系問題引起了學術界的關注與探究，學者試圖從理論和實證角度檢驗養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應。這類研究為探討我國養(yǎng)老保險制度與員工退休決策的關系提供了理論與方法上的借鑒。但鑒于制度環(huán)境的差異，其研究結論并不完全適用于解釋我國的社會現(xiàn)象。目前，針對我國養(yǎng)老保險制度退休激勵的研究成果逐漸增多，但研究的關注點分散于職工養(yǎng)老保險、新農(nóng)保等不同制度，且由于在方法和經(jīng)驗數(shù)據(jù)選擇上存在差異，難以形成一致的觀點與認識。

本文立足于我國勞動者存在普遍的提前退休行為這一基本事實，結合精算和計量兩種分析方法，以城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險制度為分析對象，借鑒國際慣用的隱含稅收理論，建立退休激勵精算模型，考察理想狀態(tài)下養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應，在此基礎上基于微觀調查數(shù)據(jù)，建立退休決策的計量模型，分析在外界干擾狀態(tài)下勞動者的提前退休決策。相比于已有研究，本文的主要創(chuàng)新與貢獻在于：（1）制度層面，通過精算模擬，指出我國職工養(yǎng)老保險制度中針對“中人”的“視同繳費年限”規(guī)定是引發(fā)提前退休的制度原因;（2）微觀機制方面，通過計量檢驗，驗證了“繳費擠出效應”和“待遇拉動效應”是我國職工養(yǎng)老保險制度誘使勞動者選擇提前退休的兩個作用路徑;（3）政策層面，為治理提前退休現(xiàn)象提供了可行思路，即可采取降低繳費率、規(guī)范養(yǎng)老金增長機制、提高個人賬戶投資收益率等方式緩解職工養(yǎng)老保險制度的提前退休激勵。

二、文獻綜述

退休是勞動者一生中的重要決策之一。20世紀70年代以來，在國際范圍內出現(xiàn)了普遍的提前退休現(xiàn)象，從而引發(fā)了學界的關注與探究。根據(jù)張熠（2015）[4]的梳理，經(jīng)濟學家主要從不完善年金市場、收入效應、家庭生產(chǎn)、社會保障制度等角度嘗試解釋提前退休現(xiàn)象。其中，不完善年金市場理論認為，如果缺乏年金市場，高死亡率會導致個體降低儲蓄而選擇一直工作至死亡;而當死亡率下降時，個體儲蓄動機恢復，并在生命后期留出退休時間，也即提前退休（Kalemli-Ozcan，2010）[5]。收入效應理論認為，預期壽命的延長增加了個體的時間稟賦和終生收入，從而提高了對“退休（閑暇）”的消費（Chang，1991）[6]。家庭生產(chǎn)理論認為，隨著年齡的增長，個體從事家庭生產(chǎn)的價值要大于從事社會生產(chǎn)的價值，因此，個體提前退休實際上是從社會生產(chǎn)轉向家庭生產(chǎn)（Rogerson和Wallenius，2009）[7]。

從歷史脈絡來看，提前退休現(xiàn)象與世界各國社會保障制度尤其是養(yǎng)老保險制度的蓬勃發(fā)展相伴而生，因此，從社會保障制度角度解釋提前退休現(xiàn)象成了這一領域文獻的重要一支。圍繞“養(yǎng)老保險是否激勵了員工提前退休”這一核心問題，學術界形成了三種不同的分析范式。以Feldstein（1974）[8]為代表的“引致退休”觀點認為，“退休（閑暇）”是一種正常商品，養(yǎng)老保險制度承諾在職工退休后給付養(yǎng)老金，這相當于提高了勞動者的終生收入水平，導致勞動者增加對“退休（閑暇）”的消費，從而誘使職工提前退休。但在隨后的實證研究中，“引致退休”效應并未完全得到經(jīng)驗數(shù)據(jù)的證實。Stock和Wise（1990）[9]則提出了期權價值模型，構建了包含工資、養(yǎng)老金和閑暇等要素的養(yǎng)老金財富函數(shù)，以此檢驗養(yǎng)老保險對退休行為的激勵作用。第三種分析思路則強調“隱含稅收”的作用，通過比較勞動者在不同年齡退休的邊際隱含稅率來判斷其退休激勵效應。當勞動者繼續(xù)工作產(chǎn)生的負效用大于正效用時即會作出退休決策，若對應的決策年齡早于法定退休年齡則為提前退休，反之則為延遲退休（Gruber和Wise，1998）[10]。

根據(jù)以上三種分析思路，學者基于各國的制度實踐和經(jīng)驗數(shù)據(jù)從實證角度檢驗了養(yǎng)老保險與員工勞動決策的關系。其中，部分研究表明，養(yǎng)老金收入會降低老年人的勞動參與率（Kaushal，2014）[11]，而降低養(yǎng)老金水平有助于增加勞動時間、延遲退休年齡（Vere，2011）[12]。更進一步的研究則指出，養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應與具體的制度設計有關，其中，待遇確定模式（DB）存在提前退休激勵，而繳費確定模式（DC）則存在延遲退休激勵。如一項基于美國養(yǎng)老保險制度改革的研究表明，在現(xiàn)收現(xiàn)付模式中引入財務激勵機制后，養(yǎng)老保險制度由鼓勵勞動者提前退休轉變?yōu)榧顒趧诱哐舆t退休（Coile，2018）[13]。與上述研究不同，宋帥和秦子洋（2020）[14]利用OECD跨國數(shù)據(jù)，從繳費維度檢驗了社會保障制度供款對勞動者退休年齡的影響，指出社保繳費負擔是導致勞動者提前退休的重要原因。

隨著我國勞動者提前退休現(xiàn)象的出現(xiàn)，針對我國養(yǎng)老保險制度與勞動者退休決策關系問題的研究也在逐步展開。由于我國養(yǎng)老保險制度存在“因人而異”的特點，相關研究也因具體對象的不同而形成了兩個研究模塊。其一是針對城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險制度的研究，這類研究以新農(nóng)保試點為政策實驗，檢驗養(yǎng)老保險對中老年人勞動參與的影響（吳海清等，2020;孫澤人等，2020）[15，16]。但由于在居民養(yǎng)老保險制度中，養(yǎng)老金領取年齡具有剛性，因此，這一模塊的研究無法反映養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應。其二是針對城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險制度的研究，這類研究與本文的主題更加貼近，且現(xiàn)有文獻主要朝著兩個方向推進。一是通過微觀調查數(shù)據(jù)，試圖驗證養(yǎng)老保險與勞動者提前退休之間的因果關系;二是探討?zhàn)B老保險制度設計的內在退休激勵。

在第一種研究方向上，研究人員主要采取計量模型進行分析，但由于采用的數(shù)據(jù)、方法存在差異，得出的結論也不一致。有的研究以“是否參加養(yǎng)老保險”為核心解釋變量，發(fā)現(xiàn)參加養(yǎng)老保險的職工更早退休（李昂和申曙光，2017;林熙和林義，2017）[17，18];有的研究以“養(yǎng)老金水平”為解釋變量，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金水平越高，男性職工的退休年齡越早（陽義南，2011）[19]?？傊@類研究認為我國職工養(yǎng)老保險制度存在提前退休激勵，且其激勵效應存在性別差異（申曙光和孟醒，2014）[20]。但結論相反的研究同樣存在。如廖少宏（2012）[21]基于中國綜合社會調查數(shù)據(jù)的研究表明，養(yǎng)老保險會降低男性職工提前退休的概率，并指出隨著我國養(yǎng)老保險制度覆蓋面的不斷擴大，男性提前退休的意愿可能會有所削弱。李琴和彭浩然（2015）[22]的研究則指出，養(yǎng)老保險對勞動者退休意愿無顯著影響。李銳和官小容（2020）[23]利用久期模型比較了中美兩國養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應，發(fā)現(xiàn)中國養(yǎng)老保險制度具有更強的提前退休激勵。

受到諸多現(xiàn)實因素的干擾，第一種研究方向難以得出一致的結論，且論證因果關系難以克服內生性問題。而第二種路徑上的研究則側重從養(yǎng)老保險制度設計本身出發(fā)，借助精算等政策模擬分析手段，在屏蔽外部因素的前提下探究其激勵效應。然而這一路徑的研究成果尚不多見，且由于學者立足的具體制度情境不同，得出的結論也有差異。楊俊和宋媛 （2008）[24]指出養(yǎng)老保險并沒有激勵提前退休，而是降低了提前退休的概率，平均而言勞動者提前退休的概率降低了7.6%，且男性早退概率下降的幅度大于女性。與此不同的是，彭浩然（2012）[25]認為養(yǎng)老保險制度對低收入者具有普遍的提前退休激勵;而陳鵬軍（2015）[26]認為提前退休激勵主要存在于“中人”，對于“新人”而言，養(yǎng)老保險的退休激勵效應并不明確。以上研究側重從養(yǎng)老保險現(xiàn)行的制度設計出發(fā)，楊?。?021）[27]則從養(yǎng)老保險制度調整的角度著手，其在養(yǎng)老保險模型中引入對退休的獎懲機制，發(fā)現(xiàn)獎懲機制延遲了女性勞動者的平均退休年齡，降低了其提前退休的概率。

綜上所述，在不同的制度情境和外部環(huán)境下，養(yǎng)老保險對勞動者退休決策的影響結果存在差異，且目前針對我國職工養(yǎng)老保險制度退休激勵效應的研究難以得出肯定的結論。從研究范式而言，探討?zhàn)B老保險制度的退休激勵效應，先要從具體制度設計的角度明確其對勞動者行為的內在激勵，然后才能結合勞動者自身因素分析養(yǎng)老保險制度的具體激勵效果。鑒于此，本文從我國養(yǎng)老保險制度改革的現(xiàn)實出發(fā)，采取精算和計量相結合的分析方法，立足于當前的具體制度設計構建隱含稅收精算模型，模擬分析職工養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應。在此基礎上利用微觀調查數(shù)據(jù)建立計量模型，以各地養(yǎng)老保險政策繳費率、平均養(yǎng)老金水平等外生因素為核心解釋變量，在克服內生性干擾的前提下，實證分析勞動者的提前退休決策行為。

三、制度背景與研究思路

（一）制度背景

我國的職工養(yǎng)老保險制度始于計劃經(jīng)濟時期的勞動保險，彼時職工個人無須承擔繳費責任。隨后，為配合國有企業(yè)進行合同制改革，我國職工養(yǎng)老保險制度也開啟了改革歷程。20世紀80年代以來，在地區(qū)試點的基礎上，我國養(yǎng)老保險制度經(jīng)歷了重大調整。1997年，《國務院關于建立統(tǒng)一的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》規(guī)定，我國采取統(tǒng)賬結合的改革思路，統(tǒng)籌賬戶堅持現(xiàn)收現(xiàn)付并由企業(yè)繳納保險費用，繳費比例不超過工資總額的20%，個人賬戶實行積累制并由個人繳費，繳費比例由4%逐步提升至8%，并要求勞動者繳費滿15年方可領取養(yǎng)老金。

1997年的制度改革將職工分成了三個群體②：改革之前已經(jīng)退休的人員被稱為“老人”，改革時已參加工作但尚未退休的為“中人”，改革之后才參加工作的被稱為“新人”。三類人員的養(yǎng)老金計發(fā)辦法存在區(qū)別，“老人”仍按改革之前的政策領取養(yǎng)老金;“新人”的養(yǎng)老金包括基礎養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金，其中，基礎養(yǎng)老金由統(tǒng)籌賬戶發(fā)放，待遇標準為職工退休前當?shù)仄骄べY的20%，個人賬戶養(yǎng)老金按賬戶總額除以139個月發(fā)放;“中人”除了基礎養(yǎng)老金和個人賬戶養(yǎng)老金外，還有過渡性養(yǎng)老金，這是對“中人”的補償性養(yǎng)老金，因為其在養(yǎng)老保險制度改革之前已參加工作，但由于彼時沒有建立個人賬戶，導致“中人”的個人賬戶實際繳費年限低于實際工作年限。

隨后，為強化養(yǎng)老保險制度的激勵作用，2005年的養(yǎng)老保險制度改革調整了養(yǎng)老金領取辦法，規(guī)定基礎養(yǎng)老金以職工個人指數(shù)化繳費工資和退休前一年社會平均工資的均值為發(fā)放基數(shù)，以職工繳費年限為發(fā)放比例，個人賬戶養(yǎng)老金發(fā)放年限根據(jù)退休年齡進行調整③。

至此，我國職工養(yǎng)老保險制度基本定型，但企業(yè)承擔的繳費比例歷經(jīng)幾次下調，至2019年國務院將企業(yè)養(yǎng)老保險繳費比例下調至16%，而職工個人的繳費比例一直維持在8%。

結合我國的養(yǎng)老保險制度改革與勞動者退休年齡可知，“老人”在1997年之前已退休，故不存在退休激勵問題;而年齡最大的“新人”在2020年僅為42歲，其已退休的概率很小，從當前實際發(fā)生提前退休行為的勞動者年齡來看，其主要為制度改革中的“中人”，故本文對養(yǎng)老保險退休激勵效應的精算分析主要針對“中人”。

（二）退休激勵效應的精算模型

依據(jù)前文的制度背景，本文借鑒養(yǎng)老金隱含稅收理論探討?zhàn)B老保險制度對“中人”的退休激勵效應。借鑒Brsch-Supan（2000）[28]的做法，將員工從[r]歲退休延遲到（[r+1]）歲退休的邊際隱含稅率Mtax定義為養(yǎng)老金財富變化值的相反數(shù)與員工[r]歲當年工資[wr]的比值，如（1）式所示。其中，養(yǎng)老金財富[SSEr]指[r]歲退休的勞動者終生領取的養(yǎng)老金精算現(xiàn)值與終生繳費精算現(xiàn)值之差。養(yǎng)老金財富越大，勞動者在養(yǎng)老保險制度中的獲益越大。

事實上，勞動者延遲退休不僅會造成養(yǎng)老金財富的變化，也會帶來額外的工資收入，二者的相對大小決定了勞動者是選擇延遲還是提前退休。當延遲1年退休帶來的養(yǎng)老金財富變化值[SSEr+1-SSEr]為負時，勞動者多工作一年獲得的實際收入將低于這一年的工資收入[wr]，這相當于對勞動者的工資收入征收了一筆隱含稅收。相反，如果延遲1年退休的養(yǎng)老金財富變化值為正，這表明推遲1年退休能夠獲得更多的養(yǎng)老金財富且還能獲得一筆額外的工資收入，此時養(yǎng)老保險制度存在工作激勵效應。從上述定義可知，隱含稅率越高表明勞動者繼續(xù)工作的實際收益越小，進而退出勞動力市場的激勵越大。根據(jù)各國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，養(yǎng)老保險制度的隱含稅率越大，勞動者的實際退休年齡越早，高齡勞動者退出市場的比例越高（Gruber和Wise，1998）[10]。

[Mtax=-SSEr+1-SSErw（r）]? ? ? ? （1）

本文假設“中人”勞動者參加工作的平均初始年齡為20歲，1997年制度改革時的年齡為[x]歲，實際退休年齡為[r]歲，則勞動者養(yǎng)老保險繳費年限為（[r-x]）年，視同繳費年限為（[x-20]）年④。在崗職工社會平均工資為[W]，勞動者個人工資為[w]，對應的工資增長率分別為[g1]、[g2]，養(yǎng)老保險個人賬戶的投資收益率為[i]，個人賬戶計發(fā)月數(shù)為[N]，養(yǎng)老金增長率為[g3]。根據(jù)我國的制度規(guī)定，“中人”的養(yǎng)老金由基礎養(yǎng)老金[Pen1]、個人賬戶養(yǎng)老金[Pen2]和過渡性養(yǎng)老金[Pen3]三部分組成。

勞動者[r]歲退休當年的基礎養(yǎng)老金如（2）式所示，其中[Wr-1]為勞動者退休前一年的社會平均工資，[I]為個人平均繳費工資指數(shù)。

[Pen1r=Wr-1×（1+I）2×r-x×1%]? ? （2）

[I=x=ur-1w（x）Wx-1/（r-u）=x=ur-1w（u）×1+g1x-uWu-1×1+g2x-u/（r-u）]

（3）

退休當年的個人賬戶養(yǎng)老金如（4）式所示，其中[c1]為養(yǎng)老保險個人賬戶繳費率，[N]為[r]歲退休對應的個人賬戶養(yǎng)老金計發(fā)月數(shù)。

[Pen2r=c1×w（u）×x=ur-1（1+g1）x-u（1+i）r-xN×12]? （4）

“中人”退休當年的過渡性養(yǎng)老金如（5）式所示，其中[f]為過渡性養(yǎng)老金的計發(fā)系數(shù)，[n=x-20]表示個人賬戶建立之前勞動者的工作年數(shù)，也即視同繳費年數(shù)。

[Pen3r=Wr-1×I×f×n%]? ? ? ? ?（5）

為方便表述，用[Penr]表示[r]歲退休職工在退休當年的養(yǎng)老金。則養(yǎng)老金財富[SSWr]可表示為：

[SSEr=x=rm-1Penr（1+g3）x-rδx-u-c×wux=ur-1（1+g1）x-uδx-u]

（6）

其中，[δ]為折現(xiàn)因子，[m]為預期壽命，[c]為養(yǎng)老保險總繳費率，將（6）式代入（1）式即可計算出不同年齡“中人”在各年齡退休的邊際隱含稅率。

本文以1997年和2005年的養(yǎng)老保險改革為制度基礎，構建養(yǎng)老保險的退休激勵效應模型。假設勞動者平均預期壽命為75歲，其中，男性預期壽命為72歲，女性為77歲⑤;職工通過比較繼續(xù)工作和退休的收益來選擇退休年齡，除死亡外不存在其他退保因素。為便于分析，本文假設勞動者的工資水平與職工社會平均工資保持同步增長，且勞動者的工資為社會平均工資的[a]倍。根據(jù)養(yǎng)老保險繳費基數(shù)規(guī)定，個人繳費基數(shù)為在崗職工平均工資的60%～300%，故[a]的取值為0.6～3。由此可得職工個人平均繳費工資指數(shù)[I]的取值為0.6～3。

在工資增長率方面，參考世界銀行對我國勞動者實際工資增長率的估計，2016—2020年為7.1%，2021—2025年為6.2%，2026—2031年為5.5%（World Bank和DRC，2013）[29]。參考Feng等（2011）[30]和封進等（2017）[31]的做法，本文將養(yǎng)老保險個人賬戶繳費的投資收益率定為4%，養(yǎng)老金增長率定為5.5%，并對其進行敏感性分析。

1997年制度改革之后的很長一段時期里，我國養(yǎng)老保險統(tǒng)籌賬戶的繳費率為20%，個人賬戶繳費率為8%，直到2015年開始統(tǒng)籌賬戶繳費率才有所下降。因此，本文在精算分析中將統(tǒng)籌賬戶繳費率定為20%，個人賬戶繳費率定為8%，并針對繳費率進行敏感性分析。在發(fā)放“中人”的過渡性養(yǎng)老金時，不同省份對計發(fā)系數(shù)的設定有所不同，其取值在1%～1.4%之間，本文賦值為1.2%。

（三）提前退休的計量模型

利用CFPS（中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)）匹配各省的宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文針對退休人員是否屬于提前退休建立如下計量模型：

[Early_retirementik=β0+β1pensionk+βiXi+βkXk+u]

（7）

上式中，[Early_retirementik]表示[k]省[i]個體是否提前退休;[pensionk]為反映[k]省養(yǎng)老保險制度設計的變量，主要包括養(yǎng)老保險名義繳費率和平均養(yǎng)老金水平;[Xi]為個體層面的控制變量，[Xk]為省層面的控制變量。

本文使用CFPS 2012年度的調查數(shù)據(jù)，該調查項目由北京大學中國社會科學調查中心實施，2010年正式開展訪問，每兩年進行一次追蹤調查⑥。依據(jù)問卷調查中涉及的被訪者是否退休、退休年份等關鍵信息，本文計算出勞動者退休時的年齡，再與法定退休年齡進行比較，將實際退休年齡早于法定退休年齡的視為提前退休。

我國退休政策規(guī)定，男性退休年齡為60周歲，女工人50周歲，女干部55周歲。由于調查數(shù)據(jù)中無法識別個體退休前的身份，本文在實證分析中先將男性實際退休年齡小于60周歲、女性小于50周歲的個體定義為提前退休，然后將男性小于60周歲、女性小于55周歲的定義為提前退休，通過調整變量賦值對模型結論進行穩(wěn)健性檢驗。對2012年CFPS調查數(shù)據(jù)進行處理，共得到1615個有效退休樣本。若按第一種方式定義提前退休，則樣本提前退休的比例為39.06%;若按第二種方式定義提前退休，則樣本提前退休的比例為65.55%。個體層面的控制變量包括性別、教育年限、健康狀態(tài)、黨員身份和被訪者退休前的工資水平。

本文還使用了省級層面的宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)。其中，名義繳費率數(shù)據(jù)來自各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市，以下簡稱省份）政府門戶網(wǎng)站，由作者手工收集得到;其他數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。平均養(yǎng)老金反映各省份職工養(yǎng)老保險制度的待遇水平，由各省份城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險基金支出除以退休職工人數(shù)得到;在省級控制變量方面，本文重點關注各省份國有經(jīng)濟比重，利用各省份國有及國有控股企業(yè)產(chǎn)值除以各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值得到。

四、退休激勵效應的測算結果分析

（一）代表性“中人”的激勵效應

假設代表性“中人”20歲參加工作，在1997年養(yǎng)老保險制度改革時的年齡為30歲，則其視同繳費時間為10年，個人工資與職工社會平均工資保持同步增長。在不考慮性別生存概率差異的情況下，測算出代表性個體在不同年齡退休的終生繳費精算現(xiàn)值與終生養(yǎng)老金精算現(xiàn)值，并以60歲作為法定退休年齡，得到其在各年齡退休的邊際隱含稅率，結果如表2所示。

從表中可以看出，代表性“中人”在45～52歲退休的邊際稅率為負值，這意味著養(yǎng)老保險對職工存在工作激勵，在這一年齡段里勞動者推遲退休能夠獲得正向收益。而從53歲開始各年齡的邊際稅率為正值，且隨著年齡的增加邊際稅率越大，這意味著從53歲開始，勞動者每延遲一年退休都將面臨實際收益的損失。舉例而言，該勞動者從52歲延遲到53歲退休面臨的邊際隱含稅率為37.7%，即勞動者晚退休一年損失的養(yǎng)老金財富占該年工作收入的37.7%。根據(jù)上述分析可知，我國的養(yǎng)老保險制度對“中人”確實存在提前退休激勵效應，激勵“中人”在法定退休年齡之前退出勞動力市場。

為考察養(yǎng)老保險制度對不同收入水平“中人”的退休激勵效應，本文以在崗職工社會平均工資的60%作為最低收入“中人”，以在崗職工社會平均工資的300%作為最高收入“中人”，測算二者在不同年齡退休的邊際隱含稅率，結果如圖1所示。

對于1997年參加養(yǎng)老保險制度的30歲“中人”，無論收入高低，在52歲以前均存在繼續(xù)工作的激勵，而在53歲以后均存在退休激勵，二者的最優(yōu)退休年齡均早于法定退休年齡。具體而言，在52歲以前，低收入者每推遲一年退休獲得的經(jīng)濟補償高于高收入者;而在53歲以后，低收入者每推遲一年退休的邊際隱含稅率均高于高收入者，也即在各年齡上，低收入受到的退休激勵效應強于高收入者。

（二）激勵效應的分群體檢驗

1. 激勵效應隨性別的變化。我國勞動者的法定退休年齡存在性別差異，對不同性別的職工而言，其提前退休的具體年齡是不同的，且女性預期壽命以及在各年齡上的生存概率均高于男性，這可能會導致養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應存在性別差異。對此，本文測算了社會平均工資水平職工男性（50～60歲）和女性（45～55歲）在各年齡退休的邊際隱含稅率，結果如表3所示。

根據(jù)測算結果可知，養(yǎng)老保險制度對男性職工存在明顯的提前退休激勵，男性從52歲推遲到53歲退休的邊際隱含稅率為32.4%，且退休年齡越晚邊際稅率越高。對女性職工而言，養(yǎng)老保險制度并不存在提前退休激勵，在法定退休年齡（50歲）之前，女性在各年齡退休的邊際隱含稅率為負值，這意味著養(yǎng)老保險激勵女職工繼續(xù)工作而非提前退休;但當年齡達到53歲之后，養(yǎng)老保險的退休激勵效應逐漸顯現(xiàn)出來。由此可見，在相同工資水平下，養(yǎng)老保險制度對男性職工的退休激勵要大于女性職工。

2. 激勵效應隨“視同繳費”時長的變化?！爸腥恕痹?997年之前的工作年限被認為“視同繳費”時間，并以此獲得過渡性養(yǎng)老金。理論上年齡越大的“中人”在1997年之前的工作時間越長，其“視同繳費”年限越長，對應的過渡性養(yǎng)老金規(guī)模越大。但是，其在1997年之后的個人賬戶積累較少、統(tǒng)籌賬戶養(yǎng)老金計發(fā)比例也相對較低，這對其總養(yǎng)老金規(guī)模的影響具有不確定性。此外，不同年齡“中人”的終生繳費規(guī)模也有差異，其繳費與養(yǎng)老金的相對大小會影響退休激勵效應的測算結果。

前文的分析假設職工在1997年的年齡為30歲，從而“視同繳費”時間為10年。為考察退休激勵效應隨“視同繳費”年限的變化關系，本文以1997年時25～35歲的代表性“中人”為對象，其“視同繳費”年限為5～15年，進一步測算該群體在60歲退休的邊際隱含稅率。所得結果如圖2所示，各年齡“中人”在60歲退休的邊際隱含稅率均為正值，且隨“視同繳費”年限的增加，其邊際稅率呈一定的上升趨勢。這進一步證實了養(yǎng)老保險制度對“中人”的提前退休激勵效應，且在養(yǎng)老保險制度改革時年齡越大的“中人”受到的提前退休激勵越大。舉例而言，1997年養(yǎng)老保險制度改革時，25歲的職工（視同繳費期為5年）若從59歲推遲至60歲退休，則其損失的養(yǎng)老金財富占59歲工資收入的11.4%，而改革時35歲的職工（視同繳費期為15年）若從59歲推遲至60歲退休，則其損失的養(yǎng)老金財富占59歲工資收入的14.7%。

（三）參數(shù)敏感性分析

前文的測算對模型中主要參數(shù)的取值做了嚴格地假定。為考察參數(shù)變動對測算結果的影響，本文從繳費率、養(yǎng)老金增長率、個人賬戶收益率三個方面進行參數(shù)敏感性分析，檢驗在參數(shù)不同取值情況下養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應。在測算時以代表性“中人”為例，即職工20歲參加工作，30歲參與養(yǎng)老保險制度，預期壽命為75歲。

1. 繳費率。我國職工養(yǎng)老保險制度的繳費包括企業(yè)繳費和個人繳費。其中，個人繳費率長期維持在8%;企業(yè)繳費率自2015年以來逐步降低至16%，而在此前一直保持在20%。結合我國當下的養(yǎng)老保險費率調整思路，本文假設個人繳費率保持8%不變，而企業(yè)繳費率在8%～22%，故總繳費率為16%～30%。測算在此費率區(qū)間內，代表性“中人”在60歲退休的邊際隱含稅率，所得結果如表4所示。

隨著養(yǎng)老保險繳費率的上升，代表性“中人”在60歲退休的邊際隱含稅率表現(xiàn)出上升趨勢。當繳費率為16%時，邊際稅率為9.9%，意味著該“中人”由59歲推遲至60歲退休損失的養(yǎng)老金財富占59歲工資收入的9.9%;而當繳費率上升至30%時，代表性“中人”損失的養(yǎng)老金財富占59歲工資收入的比重達到14.4%。由此可知，過高的繳費率會加劇養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應，而我國的職工養(yǎng)老保險長期處于高費率狀態(tài)，這是導致勞動者提前退休的一個重要原因。

2. 養(yǎng)老金增長率。養(yǎng)老金增長率是養(yǎng)老保險制度的一個重要參數(shù)。在其他條件不變時，提高養(yǎng)老金增長率能夠增加勞動者任一退休年齡對應的終生養(yǎng)老金財富值，但相鄰兩歲間養(yǎng)老金財富的變化情況具有不確定性。早在2005年，為提高退休職工養(yǎng)老金水平，國務院公布《關于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》，要求建立養(yǎng)老金正常調整機制，但這一調整機制至今仍為建立。此后的多年里，養(yǎng)老金增長率達到10%，而近年來養(yǎng)老金增長率逐步下調，至2019年為5%。故本文在測算不同養(yǎng)老金增長率對應的邊際隱含稅率時，對養(yǎng)老金增長率的取值范圍為5%～10%。

根據(jù)測算結果可知，養(yǎng)老金增長率越高對應的邊際隱含稅率越大，這意味養(yǎng)老金增長率的提高會加大制度的提前退休激勵效應，勞動者提前退休顯得更加“劃算”。具體而言，當養(yǎng)老金增長率為5%時，代表性“中人”由59歲推遲至60歲退休損失的養(yǎng)老金財富占59歲當年工資收入的12.9%;而當養(yǎng)老金增長率上升至10%時，同樣的退休決策將面臨26.7%的隱含稅率。從2005年至今，我國退休職工養(yǎng)老金已實現(xiàn)15連調，尤其是在2015年之前養(yǎng)老金增長率達到10%，這也是加劇勞動者提前退休的一個制度性原因。

3. 個人賬戶收益率。個人賬戶投資收益率是影響個人賬戶養(yǎng)老金水平的重要參數(shù)。相同條件下，收益率越高，對應的個人賬戶養(yǎng)老金越高，進而終生養(yǎng)老金現(xiàn)值越高，養(yǎng)老金財富上升，但相鄰兩歲間養(yǎng)老金財富的變化情況是未知的。本文將個人賬戶投資收益率的取值定為5%～10%，測算不同取值下代表性“中人”在60歲退休的邊際隱含稅率。

測算結果如圖4所示，個人賬戶投資收益率與邊際稅率具有明顯的負相關性，提高個人賬戶投資收益率有助于降低養(yǎng)老保險制度退休激勵效應。具體而言，當個人賬戶收益率為5%時，代表性“中人”由59歲推遲至60歲退休損失的養(yǎng)老金財富占退休前一年工資收入的13.2%;而當個人賬戶投資收益率提高至10%時，對應的養(yǎng)老金財富損失下降至7.8%。這表明強化養(yǎng)老保險制度的繳費激勵效應、提高待遇與繳費的關聯(lián)度能夠降低制度的提前退休激勵效應。

五、勞動者提前退休的計量檢驗

前文立足于個人養(yǎng)老保險的終身繳費與終身收益，通過精算模型構建了邊際隱含稅率指標，揭示了我國職工養(yǎng)老保險制度內在的提前退休激勵效應。本部分從繳費和待遇兩個維度，將養(yǎng)老保險制度的退休激勵效應拆解為“繳費擠出效應”和“待遇拉動效應”，并通過計量模型進行實證檢驗。

（一）繳費擠出效應

本文搜集了我國各省份社會保險名義費率，將其與CFPS數(shù)據(jù)匹配后，分析繳費對勞動者提前退休決策的影響。該費率由地方政府部門制定，具有足夠的外生性，能夠避免以往研究使用“個人是否參?！钡茸兞慷a(chǎn)生的內生性問題。根據(jù)表5展示的回歸結果可知，在控制其他因素后，名義繳費率越高，勞動者提前退休的概率越大。模型1的結果表明，名義繳費率每提高1個百分點，勞動者提前退休的概率比提升約5.3%（1-e^0.0516）;若以男性60周歲、女性55周歲重新定義提前退休變量，則根據(jù)模型2的結果，名義繳費率每提高1個百分點，勞動者提前退休的概率比提升約3.0%（1-e^0.0294）。

考慮到我國職工社會保險制度在征收保費的過程中存在逃費、漏繳等問題，名義繳費率無法體現(xiàn)企業(yè)與職工的實際繳費負擔，故本文使用各省社會保險實際征繳收入除以繳費基數(shù)，得到各地區(qū)實際繳費率。以實際繳費率替代模型中的名義繳費率，得到回歸結果如模型3和模型4所示，實際繳費率對勞動者提前退休具有顯著的正向作用。以上回歸結果驗證了社會保險繳費對個體退休決策的影響，繳費負擔越高的地區(qū)勞動者提前退休的概率越大。以往的研究已證實，社會保險繳費對就業(yè)具有擠出效應（呂學靜和何子冕，2019）[32]，而本文的研究進一步表明，在退休決策方面，社會保險繳費同樣存在擠出效應。事實上，在社會保險繳費率較高的制度環(huán)境下，企業(yè)為降低勞動力成本，也更容易解雇生產(chǎn)率偏低的高齡勞動者，在就業(yè)無望的情況下，提前退休成了這部分勞動者的自然選擇。

（二）待遇拉動效應

在養(yǎng)老保險的制度設計中，除了繳費會迫使勞動者提前退休外，養(yǎng)老金待遇也會誘導勞動者做出提前退休決策。根據(jù)表5展示的回歸結果，在模型1中，控制其他因素后，勞動者所在省份的月平均養(yǎng)老金每增加1元，提前退休的概率比上升約0.08%（1-e^0.0008），這意味養(yǎng)老金水平越高的地區(qū)勞動者更容易出現(xiàn)提前退休行為，表現(xiàn)為養(yǎng)老金待遇對勞動者提前退休的拉動效應。

同樣，在模型2中調整對提前退休的定義，得到新的回歸結果可知，養(yǎng)老金水平對勞動者提前退休依然存在顯著的正向作用。在模型3和模型4中控制社會保險實際繳費率后，養(yǎng)老金待遇對勞動者提前退休的拉動效應依然成立。以上結果表明，對勞動力市場而言，養(yǎng)老金水平的提高會誘導勞動者提前退休，因此，在建立養(yǎng)老金增長機制時，要綜合考慮老年人的生活水平以及勞動就業(yè)。

六、結論與討論

提前退休現(xiàn)象具有普遍性，我國眾多勞動者在達到法定退休年齡之前就已辦理了退休手續(xù)，這與我國職工養(yǎng)老保險制度內在的退休激勵有關。本文綜合使用精算和計量兩種分析方法，檢驗了養(yǎng)老保險制度對勞動者提前退休的激勵效應，并將其分解為“繳費擠出效應”和“待遇拉動效應”。

主要研究結論如下：（1）我國職工養(yǎng)老保險制度在很大程度上激勵了“中人”提前退休，代表性“中人”的最優(yōu)退休年齡在52～53歲，在52歲之前養(yǎng)老保險制度的邊際隱含稅率為負，即激勵就業(yè);而在53歲之后，養(yǎng)老保險制度的邊際隱含稅率為正，即激勵退休。（2）“視同繳費”安排是養(yǎng)老保險產(chǎn)生退休激勵的重要原因，“中人”的“視同繳費”期限越長，相應的過渡性養(yǎng)老金規(guī)模越大，對勞動者的提前退休激勵越明顯。（3）養(yǎng)老保險制度的參數(shù)設計對其退休激勵效應存在影響，養(yǎng)老保險的繳費率和養(yǎng)老金增長率的上升都會加強養(yǎng)老保險制度對代表性“中人”的提前退休激勵效應，而提高個人賬戶投資收益率有助于減輕制度對“中人”的提前退休激勵效應。（4）養(yǎng)老保險制度的提前退休激勵效應包括“繳費擠出效應”和“待遇拉動效應”。一方面，制度的繳費率越高，勞動者提前退休的概率越大;另一方面，制度的待遇水平越高，勞動者提前退休的概率越大。

本文的研究結論對我國養(yǎng)老保險制度改革具有良好的啟示價值。在老齡化與少子化的人口背景下，開發(fā)現(xiàn)有勞動力資源是促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的必然要求，這就需要積極治理當下嚴峻的提前退休問題。根據(jù)本文的研究，治理提前退休可以遵循以下思路：（1）優(yōu)化養(yǎng)老保險制度設計，降低養(yǎng)老保險繳費率、合理調整養(yǎng)老金增長率、提高個人賬戶收益率都是避免養(yǎng)老保險制度產(chǎn)生提前退休激勵的有效舉措，且這也正是我國養(yǎng)老保險制度改革的主要方向。（2）加強人力資本投資，提高勞動者就業(yè)競爭力。當前，我國代際間的教育水平差距逐漸拉大，高齡勞動者市場競爭力相對較弱，提前退休既可能是其在養(yǎng)老金財富誘導下的主動選擇，也可能是迫使市場競爭而做出的被動選擇。因此，通過人力資本投資、提高就業(yè)競爭力有助于勞動者延長職業(yè)生命。

注：

①根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2016年我國出生人口數(shù)為1786萬人，2017年為1723萬人，2018年為1523萬人，2019年則為1465萬人。

②假設勞動者20歲參加工作，則1997年“老人”的年齡在60歲以上（男）或50歲以上（女），“中人”的年齡區(qū)間為20～59歲（男）或20～49歲（女），“新人”的年齡在20歲以下。

③參見《國務院關于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》，此次改革加強了基礎養(yǎng)老金與職工個人繳費的關聯(lián)性，40～69歲退休對應的個人賬戶養(yǎng)老金計發(fā)月數(shù)為65～233個月不等。

④對男性勞動者有20

⑤根據(jù)第六次人口普查，我國人口平均預期壽命為74.83歲，男性為72.38歲，女性為77.34歲。

⑥CFPS自2010年以來已開展了5次追蹤調查，每次追蹤調查既會丟失一部分原樣本，也會補充一些新樣本。本文使用2012年度數(shù)據(jù)的原因在于該年度調查中關于勞動者退休情況的信息最為完整，有效樣本量最大。

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Employee Pension Insurance，Implicit Tax and Early Retirement Incentives

Wang Runquan1/Wang Yongnian2

（1.Institute of Social Security Research，Nanjing University of Finance and Economics，Nanjing? ?210046，Jiangsu，China;

2.School of Public Management，Nanjing University of Finance and Economics，Nanjing? ?210046，Jiangsu，China）

Abstract：This paper draws on the implied tax theory to construct an actuarial model of employee pension insurance retirement incentives，and also uses CFPS（China Household Tracking Studies data）to develop an econometric model of retirement decisions to examine the incentive effects of China's employee pension insurance system on workers' early retirement. The results show that pension insurance has played a significant early retirement incentive effect，there is a significant incentive to retire early，with the optimal retirement age for the representative "middle class" being earlier than 53;the "deemed contribution" is an important institutional incentive to retire early;the "contribution crowding-out effect" and the "treatment pulling-in effect" are the two core mechanisms by which pension insurance induces workers to retire early;male，low-income，low-education，and non-party workers face stronger incentives to retire early;lowering contribution rates，standardizing pension growth mechanisms，and increasing investment returns on individual accounts are effective measures to mitigate early retirement incentives in the pension system.

Key Words：endowment insurance for urban workers，early retirement; marginal implicit tax，marginal implicit tax rate