城鎮居民退休收入與延遲退休決策

張慶偉，張元萍

（1.天津財經大學，天津 300222；2.浙江萬里學院，浙江 寧波 315100）

0 引言

近年來，國內關于退休收入與延遲退休的研究主要集中兩個方面，一是延遲退休對退休收入的影響，二是哪些因素對退休收入和延遲退休有顯著的影響。張熠（2011）、林寶（2014）、袁磊（2014）、瞿婷婷（2015）等研究認為延遲退休會影響養老保險的繳費年限、領取年限、替代率等，對養老金虧空降解會有作用，但不能完全肯定延遲退休的綜合效應一定為正。劉萬（2013）、余桔云（2014）、申曙光（2014）等則重點研究了延遲退休對養老金財富和職工退休利益的影響，延遲退休對財富的影響會因工資增長率、養老金貼現率、預期壽命延長等參數的不同而有所差異，政府應該增加延遲退休制度的彈性從而保證正向的財富效應。此外還有一些文獻研究微觀個體的延遲退休意愿及其影響因素，陽義南、才國偉（2012）以廣東在職職工為研究對象，調研發現參加基本養老保險年限、工資收入、學歷等因素都會顯著影響職工的預期退休意愿；李琴、彭浩然（2015）認為女性、高職稱群體傾向延遲退休，低學歷、企業職工傾向于無休止勞動。

上述文獻在研究退休收入與延遲退休決策方面取得了很多重要結論，不過在延遲退休對退休收入影響的分析中更多地偏向于宏觀研究，微觀基礎相對薄弱；而在微觀個體延遲退休意愿研究中更多的是針對在職員工，這就很難避免受訪者過分主觀的問題。因此本文從2013年CHARLS數據中篩選出已經領取政府機關（公務員）退休金、事業編制退休金或企業職工基本養老保險的城鎮退休人口作為研究對象，這樣一方面可以獲得較大規模的樣本量從而保證微觀基礎較為穩固，另一方面可以保證退休人口的延遲退休決策是真實的，可以有效規避在職職工調研中回答過于主觀的問題。在此基礎上，本文重點分析研究對象的退休收入與延遲退休決策之間的關系。

1 數據說明與描述性統計

1.1 數據說明

本文所用數據全部來自2013年CHARLS數據庫。CHARLS是北京大學國家發展研究院主導的追蹤調查數據，兩年一次，基線調查啟動于2011年。調查對象為中國45歲及以上居民，采用多層隨機抽樣，覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.8萬人。數據主要涵蓋了受訪者的基本信息、家庭、健康、醫療、工作、退休、養老金以及詳細的家庭收入支出和資產。

本文選取已經領取政府機關（公務員）退休金、事業編制退休金或企業職工基本養老保險的城鎮退休人口作為研究對象，共計2267人，剔除退休收入信息填寫不全的，有效樣本1949人。根據問卷設置，從個人特征、工作特征和參加保險三個層面選取了22個變量指標，指標定義見表1。

1.2 描述性統計

由表2變量描述性統計可知，從個體特征來看，男性受訪者略高于女性，超過90%的受訪者擁有非農業戶口（研究對象為領取政府機關退休金、事業編制退休金或企業職工基本養老保險的城鎮退休人口，很顯然在現有戶籍制度中受訪者大部分應為非農戶口）。隨著生活水平和醫療水平的提高，我國人均預期壽命達到74.9歲，超過世界均值4.6歲，所以在法定退休年齡，大部分受訪者身體健康。

從工作特征來看，接近三分之一的受訪者是政府（公務員）或事業單位退休，大部分人都是正常退休，超過17%的受訪者選擇在退休后繼續工作，包括原單位返聘或重新就業。從受訪者參加各類與養老有關的保險來看，除了醫療保險，其他險種參與度都很低，考慮新農保與戶口關系密切，征地養老保險也主要面向農村失地人口，所以受訪對象參保率低是正常現象，然而作為社會養老保障體系第三支柱的商業養老保險、人壽保險參保率也只有1.03%和5.9%，則意味著我國養老保障體系發展不平衡。

表1 變量定義

本文涉及退休前收入和退休后收入兩個定量指標，通過定量變量描述性統計得知，受訪對象退休前平均收入1195.79元，退休后平均收入942.26元，如果以受訪對象收入均值計算替代率約為78%，處于較為合理的區間。但兩類收入的標準差均在1000元以上，這表明受訪者的退休收入差異非常明顯。

表2 變量描述性統計

2 養老收入及其影響因素

2.1 模型選擇與計量結果

定義退休后收入為因變量Y，定義其他與個人特征、工作特征以及參加社保有關的變量為自變量Xi，其中退休后是否繼續參加工作作為延遲退休的替代變量，變量定義見表1，構建橫截面回歸模型為：

因篇幅所限，通過剔除不顯著自變量的方式選取七個計量模型加以分析（計量結果如表3所示）。

2.2 結果分析

2.2.1 個體基本特征

同等條件下女性退休人員比男性退休人員收入偏低324元，農業戶口退休人員比非農業戶口退休人員收入偏低398元，身體是否健康也是影響養老收入的顯著因素，因為身體健康與退休后是否選擇繼續工作有不可分割的關系，身體健康的人員收入偏高。實證結果顯示婚姻不是影響收入的顯著因素，通常收入主要與個人工作能力有關，婚姻主要是強調組建家庭的社會責任，與工作能力沒有直接關系。

2.2.2 個體工作特征

個人退休單位的單位性質與養老收入顯著正相關，其中政府機關（公務員）退休金比其他人員高出530元，事業編制退休人員比其他人員高476元，該結果直接印證我國為什么要推行養老金并軌改革，政府機關、事業單位與其他行業養老待遇差別大是重要的因素之一。此外退休人員的退休身份也顯著影響養老收入，工人身份退休收入比干部身份退休收入低349元，這與我國行政管理體制有關，國家將工作人員區分為工人和干部，兩者在職務聘任、政治待遇、非工資福利、醫療保障、養老標準等方面存在差異，整體而言干部待遇高于工人待遇。伴隨管理體制改革，部分省市已經取消干部工人身份實行同一編制，這一因素的影響程度會弱化。

表3 養老收入分析結果

退休后繼續工作與退休收入顯著正相關。問卷設計中將退休后繼續工作界定為“務農、掙工資工作、從事個體、私營經濟活動或不拿工資為家庭經營活動幫工都算是工作，但不包括家務勞動、義務的志愿勞動”，除去為家庭經營活動幫工不拿工資，其他的工作都會有收入，自然可以提高退休后的收入水平，變換思考角度，退休后繼續工作是退而不休，也可以認為是一種延遲退休，只要身體條件允許，又有合適的崗位，退休人員完全可以選擇延遲退休提高收入，需要注意的是這種延遲退休應該是彈性的制度，給退休人員自由選擇的機會。在所有模型中，退休前收入水平都是影響退休后收入水平最重要的因素，影響系數大約為0.5，經濟含義是退休前收入每增加1個單位就可以使退休后收入增加0.5個單位。由此看來，政府可以通過提高在職人員的收入水平從而提高退休人員的收入水平。

2.2.3 社會保險參與程度

是否領取高齡養老補貼與養老收入顯著負相關，領取高齡補貼的退休收入比沒有領取的低481元。高齡養老補貼是民政部推出具有社會救助和社會福利性質的社會保障制度，目的是推動老年福利由救助型轉向普惠型，基本原則是“低標準，廣覆蓋、保基本、多層次、可持續”，以省為單位向超過80歲的老人發放，這就意味著能夠領取高齡補貼的群體基本也是低收入群體。

新農保的參加對象是未參加城鎮職工基本養老保險的農村居民，是否參加新農保與養老收入呈負相關關系，這一結果與前面個人因素中的農業戶口與養老收入負相關的結果一致，因為只有農業戶口才能自愿選擇是否參加新農保。

在所有參加養老保險類別中唯一與養老收入正相關的是參加人壽保險，參加人壽保險比不參加平均收入高246元。調查顯示我國居民購買的人壽保險中絕大多數是定期壽險、終身壽險、生存保險和生死兩全保險，除了定期壽險在保單規定期間內被保險人未亡故無法領取保險金以外，購買其他類型的人壽保險受益人都可以在退休后進行領取，相當受益人在職時投資，退休后獲得投資收益。

我國企業補充養老保險（年金）開展緩慢，在全部18000余名受訪者中，僅有0.29%的人參加并領取該保險，0.32%的人已經參加但尚未領取。目前作為基本養老保險的補充，企業年金實行自愿原則，由于企業基本養老保險繳費率較高，企業負擔加重的情況下建立企業年金的意愿不強，現有數據無法證明參加企業補充養老保險能夠顯著提高養老收入。本文僅有0.1%的受訪者參加征地養老保險，該指標與退休收入不存在顯著的相關關系。

3 延遲退休決策及其影響因素

3.1 模型選擇與計量結果

前文實證表明延遲退休與退休收入呈現出顯著的正向相關關系，接下來分析哪些因素可能會影響人們延遲退休的決策，將因變量退休后繼續工作定義為y=1，退休后不再工作定義為y=0，構造Binary Logistic模型如下：

考慮已有變量中退休后收入高度相關，因此影響因素中只保留退休前收入，并將退休收入高于平均值的定義為高收入群體（salary=1），其他為低收入群體（salary=0）。實證結果如表4所示。

3.2 結果分析

3.2.1 性別

在已退休群體中，男性更加傾向于退休后繼續工作，同等條件下女性愿意繼續工作的只有男性的0.7倍。該結果與陽義南（2012）、李琴（2015）的研究結果相反，原因在于研究對象的差異。現有關于延遲退休的文獻主要面向在職人員詢問他們的預期退休意向，而本文的研究對象是已經退休并領取退休金的城鎮退休人員，他們大多出生于1960年以前，受社會環境影響他們學歷比較低，同時在878名女性退休人員中正常退休的只有344名，提前退休的原因也多是因為健康或家庭需要，所以已退休女性不同于在職女性，她們退休后更多的是回歸家庭而不是繼續工作。

表4 Binary Logistic回歸分析結果

3.2.2 身體健康狀況

身體健康的人延遲退休意愿是身體狀況不好者的2.49倍。身體健康的退休人員有充沛的體力投入到工作中，特別是有些行業亟需經驗豐富的從業者（例如醫生），他們退休后繼續工作既能增加收入又能獲得社會認可，可謂是多方共贏。計量結果顯示農業戶口退休人員延遲退休意愿較高，是非農業戶口退休人員的1.3倍，通常農業戶口退休人員收入水平偏低，養老待遇也較差，他們傾向于退休后繼續工作以便為晚年生活提供更多保障，但該因素的影響隨著其他自變量的加入而不再顯著，這與我國當下戶籍制度改革相一致。

3.2.3 退休前工作特征

退休前工作特征也是影響延遲退休決策的重要因素，表現為加入工作因素變量后，擬合優度（NR2）從0.028提高到0.041，解釋能力增強。從退休單位性質來看，政府機關（公務員）、事業編制單位退休人員延遲退休意愿較低，其中政府機關公務員表現更顯著一些，主要原因是他們的收入待遇和醫療、養老等社會保障較好，比其他群體有更少的后顧之憂。正常退休人員比提前退休人員更傾向于延遲退休，因為除了企業受利益驅動讓職工提前退休，其他類型的提前退休意味著職工技能或身體條件已經達不到崗位要求，對他們來說退休后繼續工作的門檻比較高。大多數工業化國家的研究認為個人收入水平越高越愿意選擇提前退休，但是在我國個人收入往往和學歷、社交、職務成正比，因此個人收入高的反而傾向于延遲退休，高收入群體的延退意愿是低收入群體的1.4倍。

3.2.4 各類養老保險參與度

是否參加各類養老保險也會影響人們的延遲退休決策，從顯著性水平來看，參加高齡養老補貼的群體不會贊成延遲退休，因為能夠享受高齡補貼說明領取者年齡已經超過80歲，很少有單位會接收高齡工作者。參加人壽保險的群體通常會贊成延遲退休，雖然延遲退休會推遲他們領取保險金的年齡，但是選擇購買人壽保險說明購買者預期壽命延長，同時意味著領取保險金的年限有所增加，尤其適合于購買終身人壽和生死兩全保險的購買者。

4 結論

本文利用2013年CHARLS數據研究退休收入與延遲退休的關系，并對影響城鎮退休人口是否愿意延遲退休的因素進行定量分析，主要結論如下：

第一，我國三支柱社會保障體系發展失衡。通過變量描述性統計可知，除了政府機關、事業退休金和企業職工基本養老保險，第二支柱企業補充養老保險的參保率只有1.69%，第三支柱養老保險的參保率最高只有6.77%。我國雖已建立多層次養老保障體系，但是人們參與的積極性很差，說明養老保險產品設計有欠缺，政府和金融機構推出養老金融產品時應充分考慮各方利益，合理確定養老保險產品的市場價格。

第二，退休后收入與退休人員的農業戶口身份、退休（工人）身份、參加新農保和領取高齡補貼顯著負相關，其中農業戶口和“新農保”都與戶籍制度有關，總體來看農業戶口退休收入低，新農保待遇差，政府在制定養老保障政策時應適當向農業戶口人口傾斜或者全面推進戶籍制度改革，直接取消農業戶口和非農業戶口統一為居民戶口。退休后收入與政府機關單位、事業編制單位、退休后繼續工作和退休前收入水平顯著正相關，說明即使政府沒有強制推行延遲退休，基于獲得更好的養老保障，人們也會根據自身情況自愿選擇延遲退休，政府可以設立彈性退休制度，鼓勵人們自主選擇。

第三，邏輯分析表明女性已退休人員、政府機關退休人員和領取高齡補貼的人員傾向于退休后停止工作，身體健康、農業戶口、正常退休和高收入人員傾向于退休后繼續工作。該結果與多元回歸分析相互印證，延遲退休有助于提高退休后收入，高收入又會反向鼓勵人們多選擇延遲退休。所以政府要做的是建立彈性延遲退休的制度，把是否愿意延遲退休的選擇權交給企業和職工。

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