龍朝陽,李昱坤

(湘潭大學 公共管理學院,湖南 湘潭 411105)

一 引言及文獻綜述

在養(yǎng)老保險制度收入再分配公平性的研究中,性別利益是重要內(nèi)容。一方面,相比男性勞動者而言,由于生養(yǎng)與撫育子女,女性勞動者在家庭關(guān)系中承擔更多照顧家庭的責任,進而可能使得她們在勞動力市場處于不利地位,在勞動入職與初次收入分配中均處于劣勢。另一方面,由于生養(yǎng)子女需要耗費大量勞動時間,進一步影響她們在養(yǎng)老保險制度中的參與程度,進而影響她們的再分配利益。從這兩方面而言,為了維護社會公平、促進家庭和諧,女性勞動者作為獨立的個體,其在養(yǎng)老保險制度中的再分配利益需要特別予以重視。在人口老齡化趨勢下,對于一個給定社會的養(yǎng)老保險制度,研究不同退休年齡下制度成員養(yǎng)老金收益的性別差異,并提出相應(yīng)的完善舉措,具有特別重要的現(xiàn)實意義。

在全球各國養(yǎng)老金支柱多元化改革趨勢下,不少國家建立了個人賬戶養(yǎng)老金制度,該制度收入再分配的性別公平性引起國內(nèi)外學者廣泛關(guān)注。站在參保成員的角度,通常用個體的養(yǎng)老金財富作為衡量養(yǎng)老金制度收入分再配結(jié)果的重要指標。其中,養(yǎng)老金財富指參保人一生所能獲得的養(yǎng)老金領(lǐng)取額,而養(yǎng)老金凈財富則指參保人一生所能獲得的養(yǎng)老金領(lǐng)取額與繳費額之差。

一般而言,女性職工在勞動力市場上的劣勢將轉(zhuǎn)化為養(yǎng)老金方面的弱勢,女性的養(yǎng)老金收入要低于男性。OECD國家2021年的養(yǎng)老金數(shù)據(jù)顯示,男性和女性在就業(yè)收入的巨大差異導致養(yǎng)老金待遇的巨大差異,在34個OECD國家中,男性的養(yǎng)老金給付要比女性高出26%[1]。然而,在個人賬戶養(yǎng)老金計劃中,諸多研究表明,女性成員由于壽命更長將獲得更多的養(yǎng)老金凈財富。如Simonovits[2]對匈牙利固定繳款養(yǎng)老金制度的研究表明,壽命最短者的制度成員養(yǎng)老金收入約為最低凈工資的59%,而壽命最長者的養(yǎng)老金收入約是最高凈工資的108%,養(yǎng)老金計劃的累進性實現(xiàn)了富人男性向窮人女性的收入轉(zhuǎn)移。Caselli &Lipsi[3]考察意大利個人賬戶養(yǎng)老金計劃發(fā)現(xiàn),精算公平使得男性和女性年金收入差額超過4%,個人賬戶年金從預(yù)期壽命較低的男性群體向預(yù)期壽命較高的女性群體進行再分配。

國內(nèi)文獻方面,研究表明女性職工由于工資收入水平較低,她們的養(yǎng)老金收入更低,僅占男性職工的約80%[4]。就養(yǎng)老金凈財富而言,諸多文獻通過精算分析研究發(fā)現(xiàn)[5][6][7][8],女性職工由于預(yù)期壽命更長、退休年齡更早,她們的養(yǎng)老金凈財富要多于男性職工。此外,中國由于人口老齡化程度迅速提高,養(yǎng)老基金支付壓力日益增大。大量研究認為[9][10][11][12],延長法定退休年齡能夠通過減少職工個人的養(yǎng)老金凈財富,減輕養(yǎng)老基金的支付壓力,緩解支付危機。

綜上所述,現(xiàn)有研究得到兩個主要結(jié)論:第一,女性職工的養(yǎng)老金凈財富要多于男性職工;第二,延長退休年齡會通過減少個人的養(yǎng)老金凈財富,增強養(yǎng)老基金支付的可持續(xù)性。然而,上述文獻忽略了制度成員在勞動力市場的收入特征。并且,中國城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老金個人賬戶具有獨特的制度特征,它沒有采取精算公平的計發(fā)公式。在中國城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險制度中,參保成員個人賬戶養(yǎng)老金的月領(lǐng)取額為退休之際賬戶積累額除以計發(fā)月數(shù),終生領(lǐng)取。參保人的賬戶資金領(lǐng)取完畢時由政府財政負擔養(yǎng)老金給付,參保人死亡時個人賬戶的資金余額可以繼承。這一給付規(guī)定既不同于統(tǒng)籌賬戶的待遇確定型(Defined Benefit, DB)給付公式,又不同于個人賬戶典型的繳費確定型(Defined Contribution, DC)給付方式?？紤]到這些因素,對中國個人賬戶的養(yǎng)老金財富分配狀況有必要單獨加以研究。

基于上述認識,本文使用兩個微觀數(shù)據(jù)庫,考察勞動力市場個體初始工資水平的性別特征,較為真實地反映中國勞動力市場的性別工資差異狀況。然后將所估計的繳費工資水平性別差異納入個人賬戶養(yǎng)老金財富精算模型,分別測算現(xiàn)行退休規(guī)定和延遲退休政策下男女職工的養(yǎng)老金凈財富,以較為全面地反映中國城鎮(zhèn)職工退休后所獲得的個人賬戶養(yǎng)老金凈財富及其性別差異。迄今為止,尚未有文獻研究中國內(nèi)地勞動力市場初始工資水平的性別差異及其對個人賬戶養(yǎng)老金受益的影響,文章研究結(jié)果能夠為中國完善城鎮(zhèn)職工個人賬戶養(yǎng)老金制度提供經(jīng)驗證據(jù)與決策依據(jù)。

文章余下部分的內(nèi)容:第一部分進行勞動力工資水平的計量分析,考察個體工資收入的性別特征;第二部分建立個人賬戶養(yǎng)老金精算模型,比較分析制度成員的個人賬戶養(yǎng)老金凈財富;第三部分是結(jié)論與建議。

二 勞動力市場個體工資收入的性別特征

大量國內(nèi)文獻研究表明,中國勞動力市場存在性別工資差異。研究思路大多是通過Mincer方程回歸得到性別工資的平均差異,然后采用某種形式的統(tǒng)計分解。研究發(fā)現(xiàn),工資差異的主要原因在于性別歧視與兩性職工在能力和稟賦上的差異,并且在總差異中,市場歧視部分遠高于稟賦特征差異[13][14],對中低收入女性勞動力的影響更為嚴重[15]。這些研究結(jié)果啟發(fā)我們,由于性別歧視,兩性勞動者可能在參與工作初期即存在工資差異,這一差異形成他們在繳費能力上的差別,最終產(chǎn)生二者在養(yǎng)老金權(quán)益與制度受益上的差別?；谶@一認識,我們建模估計兩性勞動者進入勞動力市場的初始工資差異。

(一)模型與數(shù)據(jù)

為了獲得勞動力個體初始參加工作時的性別工資差異,我們利用Mincer方程建立以下模型進行回歸:

lny=α+QTX+ε

(1)

在公式(1)中l(wèi)ny表示為工資收入的對數(shù)值,α為截距項,ε為隨機誤差項,Q表示解釋變量系數(shù)向量,X為影響工資收入的變量向量,包括核心解釋變量性別?？刂谱兞渴芙逃晗蕖⑸眢w健康狀況、婚姻狀況、全職工作經(jīng)歷與工作單位類型等影響工資收入的個體特征與社會基本特征因素。

文章研究數(shù)據(jù)來源于北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies,CFPS)2018年和2020年兩期調(diào)查數(shù)據(jù),同時我們利用西南財經(jīng)大學實施的中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey,CHFS)2017年調(diào)查數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。CFPS以中國居民微觀個體為調(diào)查對象,詳細調(diào)查關(guān)于居民基本信息情況、勞動參與情況、經(jīng)濟活動等內(nèi)容,調(diào)查覆蓋中國25個省(自治區(qū)、直轄市),使用該數(shù)據(jù)庫研究勞動力個體工資水平具有一定代表性。

根據(jù)研究所需,對CFPS個體問卷中的原始數(shù)據(jù)進行預(yù)處理,為了獲得勞動力個體初始參加工作的樣本數(shù)據(jù),我們通過“年齡-受教育年限-6”的計算方式得到勞動力個體工作年限,刪除工作年限大于1的樣本數(shù)據(jù)。我們對2018年和2020年兩期數(shù)據(jù)中的個體年工資收入進行均值化處理,分年度進行計算,以消除年度工資變化差異,再提取研究中所需要的變量數(shù)據(jù),刪除遺漏缺失值和異常值。經(jīng)過以上預(yù)處理得到研究總樣本數(shù)426,其中男性樣本量為205,女性樣本量為221。

本文根據(jù)研究主題、CFPS個體問卷和相關(guān)文獻研究選取以下變量對勞動力個體的初始工資水平進行回歸分析,變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量名稱、定義及描述性統(tǒng)計

(1)被解釋變量。

勞動力個體年工資收入(對數(shù)):選取問卷中的工資性收入(包括所有的工資、獎金、現(xiàn)金福利、補貼,扣除個人所得稅和五險一金)來反映勞動力個體間的收入差距。

(2)解釋變量。

①性別:以女性為對照組,男性取值為1,女性取值為0。

②受教育年限:選取問卷中教育史板塊中“最高學歷”和數(shù)據(jù)集中“受訪者已完成的受教育年限”內(nèi)容,其中未上過學取0,小學/私塾取6,初中取9,普通高中、職業(yè)高中、技校和中專取12,大學?？迫?5,大學本科取16,碩士取19,博士取22。

③自評身體健康:根據(jù)問卷中“您認為自己的健康狀況如何?”進行虛擬變量設(shè)定,其中非常健康、很健康、比較健康取1,其他取0作為對照組。

④全職工作經(jīng)歷:為了控制臨時性短暫就業(yè)對初始工資的影響,我們將“是否有過全職工作的經(jīng)歷”設(shè)定為虛擬變量,其中是取1,否取0。

⑤非農(nóng)工作屬性:工農(nóng)業(yè)產(chǎn)品可能存在價格剪刀差,進而影響員工工資水平,將調(diào)查對象的工作單位產(chǎn)業(yè)歸屬分為農(nóng)業(yè)工作(農(nóng)、林、牧、副、漁)和非農(nóng)工作,其中非農(nóng)工作取1,農(nóng)業(yè)工作取0。

⑥婚姻狀況:將問卷中“請問您當前的婚姻狀態(tài)是?”進行虛擬變量設(shè)定,其中已婚取1,其余取0。

⑦工作單位類型:將問卷中被訪者所在的單位類型分成5類,分別為政府機構(gòu)及黨政機關(guān)、事業(yè)單位、國有企業(yè)、私營企業(yè)(包括民營企業(yè)、外資企業(yè)、個體工商戶),其余類別統(tǒng)一歸為其他單位類型,其中其他單位類型作為對照組。

(二)回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

我們對所建立的勞動力工資水平模型進行回歸分析,詳細結(jié)果如表2所示。根據(jù)研究目的,我們只需要得到一個統(tǒng)計意義上的男女勞動力初始工作的工資水平差異代表數(shù)值,其他變量和回歸系數(shù)并未一一列出。從回歸分析結(jié)果來看,性別對工資水平有顯著影響,男性勞動力的初始工資水平比女性勞動力大約高出24.1%。

表2 勞動力工資水平回歸結(jié)果

本文嘗試采用以下兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗。1)更換微觀數(shù)據(jù)。參考潘麗群等[16]的做法,我們將數(shù)據(jù)更換成2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)進行勞動力工資水平回歸分析,并對該數(shù)據(jù)集進行相同方式的數(shù)據(jù)預(yù)處理。2)更換被解釋變量衡量方法。參考孫早等[17]的做法,采用被訪者個體小時工資替換年度工資水平重新進行回歸分析,其中每月按4周計算,小時工資=月工資/(4×每周工作小時數(shù))。

根據(jù)表3,不同數(shù)據(jù)源和替換被解釋變量的回歸結(jié)果顯示,男性勞動力的工資水平均比女性勞動力高,性別系數(shù)在統(tǒng)計水平上均顯著,這在一定程度上說明本文的回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。值得注意的是,使用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)回歸的性別系數(shù)為0.182,低于前文我們使用CFPS數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果0.241,這可能是由于CFPS和CHFS調(diào)查樣本和數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)不同,經(jīng)過數(shù)據(jù)預(yù)處理,我們發(fā)現(xiàn)CFPS勞動力個體初始參加工作的樣本集中分布在我國經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部城市,兩性勞動者在大城市就業(yè)可能存在更大的初始收入差別?？紤]到這一差異,本文同時將中國家庭收入調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果納入精算模型加以研究。

表3 不同微觀數(shù)據(jù)及替換被解釋變量勞動力工資水平回歸結(jié)果

三 個人賬戶養(yǎng)老金凈財富的精算分析

(一)精算模型構(gòu)建

接下來,我們根據(jù)上述回歸結(jié)果與個人賬戶的養(yǎng)老金計發(fā)規(guī)則建立精算模型,考察參保職工個人賬戶的養(yǎng)老金凈財富。養(yǎng)老金計發(fā)辦法直接關(guān)系參保職工的切身利益,也是本文建立養(yǎng)老金凈財富精算模型的重要參考依據(jù)。我國現(xiàn)行個人賬戶計發(fā)辦法規(guī)定見表4。

表4 中國城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老金個人賬戶繳費和發(fā)放辦法

在養(yǎng)老保險個人賬戶的收支測算中,研究所涉及的參數(shù)主要有三類:第一類為養(yǎng)老保險制度參數(shù),主要包括職工參保年齡a與退休年齡R,以及個人賬戶繳費率θ與養(yǎng)老金計發(fā)月數(shù)m;第二類參數(shù)為人口參數(shù),包括n歲的職工在k歲仍然活著的概率k-npn與n歲的職工在一年內(nèi)死亡的概率qn以及最大生存年齡T;第三類為經(jīng)濟環(huán)境參數(shù),包括職工參保當年的繳費工資wa、工資增長率gw與利率r。個人賬戶養(yǎng)老金不存在群體間年度收入調(diào)節(jié),不需要進行群體測算,本文按性別分別進行個體測算。

1.繳費積累

本文以中國城鎮(zhèn)企業(yè)職工為考察對象,參保職工每年按照工資一定比例θ繳費,以職工退休當年為計算時點,繳費和養(yǎng)老金發(fā)放時刻均假定為年初。設(shè)F為職工從參保年齡a到退休年齡R歲的個人賬戶累計繳費的精算積累值,則有如下公式:

(2)

其中v為貼現(xiàn)率,v=(1+r)-1。對于一直存活到退休年齡的職工來說,在退休年齡的繳費積累值為

(3)

2.養(yǎng)老金發(fā)放

個人賬戶養(yǎng)老金月標準為個人賬戶儲存額除以計發(fā)月數(shù),令參保職工在退休當月領(lǐng)取的個人賬戶養(yǎng)老金為b,則有b=C/m。參保職工于退休當年開始,每月領(lǐng)取個人賬戶養(yǎng)老金金額b,直至死亡。該參保職工養(yǎng)老金領(lǐng)取額在退休時的精算現(xiàn)值即為

(4)

(二)參數(shù)設(shè)定

(1)參保年齡a:我國勞動法規(guī)定最低就業(yè)年齡為16歲。由于社會平均教育水平的提高,大多數(shù)職工至少接受了高中教育才進入勞動力市場,我們假定男女職工初始參保年齡均為18歲,即勞動力個體18歲參加工作并開始繳納養(yǎng)老保險費。

(2)退休年齡R:根據(jù)我國現(xiàn)行退休年齡政策規(guī)定,設(shè)定男性退休年齡為60歲,對于女性職工,我們僅討論55歲退休的情形,設(shè)定退休年齡為55歲。

(3)最大存活年齡T:中國統(tǒng)計年鑒中的人口普查數(shù)據(jù)截至100歲,將最大存活年齡設(shè)定為100歲。

(4)個人賬戶繳費率θ:按照規(guī)定個人按月繳納本人工資的8%。

(5)養(yǎng)老金計算月數(shù)m:根據(jù)2005年國發(fā)38號文件的規(guī)定,計發(fā)月數(shù)根據(jù)職工退休時城鎮(zhèn)人口平均預(yù)期壽命、本人退休年齡、利息等因素確定,按照規(guī)定55歲、60歲、65歲的計發(fā)月數(shù)分別為170個月、139個月、101個月,其余年齡計發(fā)月數(shù)參考文件規(guī)定。

(6)繳費工資wa:個人養(yǎng)老金賬戶繳費基于城鎮(zhèn)職工的個人工資水平,不考慮政策繳費基數(shù)。根據(jù)上文勞動力個體初始參加工作的工資性別差異回歸結(jié)果,設(shè)定女性職工繳費工資水平為1,男性職工繳費工資水平分別為1.18(CHFS)、1.24(CFPS)。

(7)工資增長率gw:一般可假定職工工資與GDP同步增長,不妨將職工工資增長率設(shè)定為5%。

(8)利率r:目前絕大多數(shù)銀行五年期存款的年利率在3%～4%,由于養(yǎng)老金積累期限長,將利率設(shè)定為3.5%。

(9)養(yǎng)老金增長率gp:一般為工資增長率的0～30%,取值范圍為[0,1.5%],本文取1.5%。

(10)生存概率ipa:根據(jù)第六次全國人口普查的分年齡、分性別的人口粗死亡率數(shù)據(jù),采用伐爾法(Farlle)計算得到。

綜上所述,參數(shù)賦值見表5。

表5 個人賬戶養(yǎng)老金凈財富測算參數(shù)賦值表

(三)養(yǎng)老金凈財富的性別差異

1.平衡年齡測算

由于個人賬戶余額的可繼承性,參保人的個人賬戶養(yǎng)老金積累將被自己與繼承人全部領(lǐng)取完畢。根據(jù)制度規(guī)定,賬戶積累額領(lǐng)取完畢后個人賬戶仍然需要發(fā)放養(yǎng)老金,此時仍然存活的參保人將獲得養(yǎng)老金財富的凈增量,記參保人將自我積累的養(yǎng)老金領(lǐng)取完畢的年齡為平衡年齡N,則N滿足:

(5)

從上述公式可以看出,平衡年齡與性別和壽命無關(guān),與計發(fā)月數(shù)、利率和養(yǎng)老金增長率三者相關(guān)。在計發(fā)公式不變的情況下,隨著人口預(yù)期壽命的不斷提高,職工個人將獲得更多的個人賬戶養(yǎng)老金財富。

國發(fā)〔2005〕38號文件規(guī)定了參保職工不同退休年齡的計發(fā)月數(shù),由于平衡年齡的計算受到計發(fā)月數(shù)的影響,不同退休年齡對應(yīng)的平衡年齡不同,根據(jù)上述公式(5),計算出職工在不同退休年齡對應(yīng)的養(yǎng)老金積累額領(lǐng)取完畢的平衡年齡,結(jié)果見表6。可以發(fā)現(xiàn),個人賬戶養(yǎng)老金領(lǐng)取的平衡年齡隨著職工退休年齡的延長而提高,現(xiàn)行個人賬戶制度設(shè)計存在合理性。接下來,我們在平衡年齡測算結(jié)果的基礎(chǔ)上計算職工個人的養(yǎng)老金凈財富。

表6 不同退休年齡下的計發(fā)月數(shù)與平衡年齡

2.養(yǎng)老金凈財富測算

(1)測算結(jié)果及分析。

由于個人賬戶余額可以全部繼承,未活過平衡年齡的參保人實現(xiàn)了養(yǎng)老金收支平衡,個人賬戶的養(yǎng)老金凈財富來源于生存年齡超過平衡年齡時參保人所領(lǐng)取的養(yǎng)老金,該養(yǎng)老金凈財富全部來源于國家財政。記平衡年齡為N,職工在參保時刻預(yù)期可獲得的個人賬戶養(yǎng)老金凈財富(IAPNW)在其退休時刻的精算現(xiàn)值為

(6)

我們分別計算兩性參保人在不同退休年齡的個人賬戶養(yǎng)老金凈財富,測算女性職工從55歲到65歲,男性職工從60歲到70歲退休時的養(yǎng)老金凈財富數(shù)值。圖1和表7反映了兩個勞動力市場調(diào)查(CHFS與CFPS)的女性和男性職工在不同退休年齡的養(yǎng)老金凈財富。

圖1 兩性職工在不同退休年齡的養(yǎng)老金凈財富變化

表7 兩性職工不同退休年齡的養(yǎng)老金凈財富變化

在模型給定的參數(shù)設(shè)定下,從上述測算結(jié)果可以看出:一是在同一年齡退休時,女性職工的養(yǎng)老金凈財富(60歲為10.84)略高于男性,男性職工60歲退休時養(yǎng)老金凈財富為9.21(CHFS)或9.68(CFPS),但對于均按照法定退休年齡退休的職工,女性職工養(yǎng)老金凈財富(55歲為6.59)大幅低于男性。在兩個不同的勞動力市場數(shù)據(jù)中,雖然男女職工的初始工資收入差距不同,但均反映出上述養(yǎng)老金凈財富差異。這一發(fā)現(xiàn)不同于現(xiàn)有文獻研究。兩性職工所獲得的個人賬戶養(yǎng)老金凈財富差異,與其工資水平和退休年齡存在很大關(guān)系。在現(xiàn)行退休政策規(guī)定下,女性職工比男性職工早退休,勞動年限短,導致她的個人賬戶養(yǎng)老金積累年限比男性職工少,同時由于女性職工繳費工資水平顯著低于男性職工,所以按照法定年齡退休時,女性職工的養(yǎng)老金凈財富大幅低于男性職工。在同齡退休情況下,女性職工個人賬戶養(yǎng)老金繳費和積累年限相應(yīng)延長,女性職工由于更高的預(yù)期壽命能夠得到較多的養(yǎng)老金凈財富。這說明,在現(xiàn)行制度規(guī)定下的個人賬戶養(yǎng)老金受益上,女性的工資收入劣勢很大程度上沖銷了其預(yù)期壽命更長的優(yōu)勢。

二是延遲退休反而增加職工個人賬戶的養(yǎng)老金凈財富。延長退休年齡幅度越大,個人養(yǎng)老金凈財富額越多。對于兩性職工而言,在現(xiàn)有法定退休年齡規(guī)定下,每延長一歲會給男性職工帶來更多的養(yǎng)老金凈財富增加量。在個人賬戶養(yǎng)老金收益上,延遲退休使男性職工更受益。延長退休年齡后繳費年限隨之延長,個人賬戶養(yǎng)老金積累額增加,加之養(yǎng)老金計發(fā)系數(shù)更小,使得退休職工每月養(yǎng)老金領(lǐng)取額較大幅度提高。在賬戶余額可繼承的規(guī)定下,延長退休年齡雖然減少參保人的退休余命、縮短其養(yǎng)老金領(lǐng)取期,但由于每月養(yǎng)老金領(lǐng)取額大幅提高,反而增加個人賬戶養(yǎng)老金凈財富。這一結(jié)果同時表明,在延長退休年齡對養(yǎng)老保險基金支付可持續(xù)性的貢獻上,兩項賬戶——個人賬戶與統(tǒng)籌賬戶將產(chǎn)生截然相反的政策效果。

(2)敏感性分析。

為了檢驗本文模型測算結(jié)果的穩(wěn)健性,我們進一步對模型中工資增長率、利率與參保年齡等參數(shù)進行敏感性分析。即使用彈性浮動參數(shù)的方式測算中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)性別回歸系數(shù)下的男女職工同齡退休的結(jié)果:將5%的工資增長率設(shè)定分別上下浮動一個百分點進行測算,結(jié)果見圖2?？梢钥闯?個人賬戶養(yǎng)老金凈財富的性別差異隨著工資增長率的提高而呈現(xiàn)緩慢擴大趨勢。

圖2 不同工資增長率下的職工養(yǎng)老金凈財富變化

進一步,將利率在3.5%的基礎(chǔ)上向下浮動0.5個百分點,其他參數(shù)固定不變,測算結(jié)果見圖3?？梢园l(fā)現(xiàn),養(yǎng)老金凈財富的性別差異隨著利率水平提高而擴大。其原因在于利率水平代表個人賬戶收益率,利率水平越高使個人賬戶養(yǎng)老金積累額越大,參保人每月養(yǎng)老金領(lǐng)取額提高,略微擴大了養(yǎng)老金凈財富差距。此外,對參保年齡的敏感性分析顯示,參保年齡越大,職工的養(yǎng)老金財富及其性別差距均相應(yīng)地減少。這三項關(guān)鍵參數(shù)的變化并未改變前文關(guān)于養(yǎng)老金財富性別差異的結(jié)論。

圖3 不同利率下的職工養(yǎng)老金凈財富變化

四 結(jié)論與政策建議

本文利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)與中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù),回歸男女勞動力初始工資水平差異,在此基礎(chǔ)上按照現(xiàn)行個人賬戶養(yǎng)老金計發(fā)辦法建立精算模型,分別測算男女職工個人賬戶養(yǎng)老金凈財富狀況。結(jié)果表明,女性職工由于工作期收入水平相對較低與繳費年限較短,更長預(yù)期壽命所獲得的個人賬戶養(yǎng)老金凈財富在較大程度上被沖銷,現(xiàn)行制度規(guī)定下按照法定年齡退休的女性職工養(yǎng)老金凈財富更低。由于賬戶余額可繼承性,延長退休年齡反而增加個人賬戶養(yǎng)老金凈財富,其中男性職工的凈財富單歲增加額更高?；谶@一結(jié)果,我們提出如下兩項建議。

一是建立合理的薪酬待遇與生育補償機制。本文研究發(fā)現(xiàn)職工工資水平差異對個人賬戶養(yǎng)老金凈財富變化產(chǎn)生重要影響,勞動力市場上的性別工資差距會轉(zhuǎn)化為養(yǎng)老金凈財富的性別差異,工資水平較低的職工退休后所獲得的養(yǎng)老金凈財富更少,不利于其改善退休生活水平。對于這一現(xiàn)實情況,我們需要建立合理的企業(yè)職工工資待遇與增長機制,確保職工工資水平能夠與市場經(jīng)濟體制相適應(yīng),保護低收入勞動者,尤其女性職工的工資待遇合法權(quán)益,提高其個人賬戶繳費能力。同時,女性職工在離崗生育撫育期應(yīng)給予繳費補助,保障其繳費年限,促進增加個人養(yǎng)老金凈財富。

二是設(shè)計賬戶差異化的養(yǎng)老金領(lǐng)取年齡規(guī)定。鑒于延長退休年齡政策對養(yǎng)老保險基金支付可持續(xù)性的影響上,個人賬戶與統(tǒng)籌賬戶產(chǎn)生的效果截然相反,必須區(qū)別對待兩個賬戶。一般而言,延遲退休能夠緩解統(tǒng)籌基金年度支付壓力,增強統(tǒng)籌基金長期支付能力。個人賬戶鑒于其養(yǎng)老金財富分配的特殊性,可在延遲退休政策規(guī)定中,允許參保人根據(jù)自身實際情況,在一定年齡范圍內(nèi)自主選擇養(yǎng)老金領(lǐng)取時刻。對于提前領(lǐng)取者,一定程度上可以緩解其步入年老期的生活壓力,同時減輕個人賬戶基金兜底支付的財政壓力;而對于延后領(lǐng)取者,尤其對于女性職工,可以賦予其積累更長年限養(yǎng)老金財富的權(quán)利,降低女性職工預(yù)期壽命長導致養(yǎng)老金不足的風險,也有利于縮小養(yǎng)老金財富的性別差異。