社會保障對城鎮老年人勞動參與的影響

李江一

摘要：利用中國家庭金融調查（CHFS）在2013年搜集的微觀數據，采用斷點回歸設計考察了城鎮居民社會養老保險（簡稱“城居保”）對老年人勞動參與的影響。研究發現，領取城居保將使老年人參與勞動的概率顯著降低32.9個百分點。進一步研究發現，這一負向影響主要是由于城居保為老年人提供了基本的生活保障以及降低了未來的收入風險所致，具體體現為，養老保險金水平越高，這一負向影響越大，收入風險更高的群體領取城居保后退出勞動力市場的概率更大。研究還發現，當前我國社會養老保險還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動力市場而安心養老，特別是對于子女養老缺失的家庭。在這樣的背景下，社會養老與子女養老相互補充，共同激勵了老年人提前退出勞動力市場。

關鍵詞：社會保障；勞動參與；斷點回歸

中圖分類號：C971；F241.4；D632.1 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2018）02-0091-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.02.009

一、引言

隨著我國人口老齡化的不斷加劇，建立和完善社會養老保障制度對于保障老年人的基本生活非常重要。此前，我國已建立了城鎮職工養老保險、城鎮居民養老保險、新型農村社會養老保險的多層次社會養老保險體系。根據國家人力資源和社會保障部的統計數據，截至2016年底，全國基本養老保險參保人數達到8.9億人。然而，社會養老保險在為老年人提供基本生活保障的同時也可能產生一些消極影響，其中，最重要的一個方面便是社會養老保險可能激勵勞動者提前退出勞動力市場，在人口老齡化背景下，這必將降低整個社會的勞動力供給，進而影響經濟的健康平穩發展。中國第五次和第六次人口普查數據顯示，我國60歲及以上人口的勞動參與率從2000年的33.0%下降到2010年的29.1%，與此同時，60歲及以上人口以離退休金或養老金為主要生活來源的比例從2000年的19.6%上升到2010年的24.1%，可見，養老金領取比例與老年人勞動參與率可能負相關。那么，社會養老保險對老年人的勞動參與決策是否存在因果關系？為回答這一問題，本文利用中國家庭金融調查（China Household Financial Survey，CHFS）201 3年數據，采用斷點回歸（regression discontinuity，RD）方法設計考察了城鎮居民社會養老保險對老年人勞動參與決策的影響，為轉型時期我國社會養老保險制度的完善和勞動力市場的平穩發展提供決策參考。

老年人勞動參與率下降在許多國家都存在，盡管這一現象與社會養老保險的不斷完善緊密相關，但無論是針對發達國家的研究還是發展中國家的研究，社會養老保險是不是老年人勞動力參與率持續減少的原因并未取得一致結論。克勞福德（Crawford）和麗蓮（Lilien）的理論研究表明，社會養老保險對勞動參與決策的影響方向取決于一些關鍵假設，比如信貸市場是否完備、精算保險是否公平、個體能否準確預期自己的壽命等，因此，社會養老保險對勞動參與決策的影響可能因時因地而異。實證研究同樣發現正反兩方面的證據，一些研究發現社會養老保險金水平越高，個體提前退出勞動力市場的概率越大，比如科斯塔（Costa）、科里爾（Coile）和格魯伯（Gruber）、馬斯塔博尼（Mastrobuoni）和維爾（Vere）針對美國的研究，波斯奇蘇潘（Btirsch-Supan）針對歐洲的研究，菲略（Filho）針對巴西的研究。另一些研究卻發現社會養老保險對勞動參與決策無影響或影響非常微弱，比如，克魯格（Krueger）和皮斯其克（Pischke）利用美國1977年實施的養老金削減法案考察了受此政策影響群體的勞動力供給決策，研究發現，在不控制時間和年齡效應的情形下，養老金水平與勞動力供給負相關，但控制上述兩類效應后，養老金削減反而降低了受影響群體的勞動力供給。他們認為，養老金提高與老年人勞動力供給的減少只是時間趨勢上的巧合，養老金的提高無法解釋老年人勞動力供給的長期下降，同時，降低養老金水平也無助于提高老年人的勞動力供給。薩維克（Samwick）利用美國消費者金融調查1983年與1986年的兩輪微觀數據考察了企業補充養老保險和聯邦退休金制度家庭退休決策的影響，研究發現，影響個體退休決策的并非養老保險金水平，而是推遲退休所帶來的養老金邊際收益，推遲退休帶來的養老金邊際收益越高，選擇退休的概率越低，但這一結果主要來源于企業補充養老保險的影響。貝克（Baker）和本杰明（Benjamin）考察了加拿大1984年與1987年開始實施的允許提前領取養老保險金政策對勞動力供給的影響，采用三重差分模型的估計結果發現，允許提前領取養老保險金并沒有降低勞動力供給。阿丁騰（Ardington）等基于南非2001年與2003年的微觀家庭面板數據，考察了家庭中老年人領取養老金對青年勞動力供給的影響，研究發現，當采用OLS估計進行分析時，老年人領取養老金顯著降低了家庭青年勞動力參與勞動的概率，但采用面板數據固定效應模型進行分析時，老年人領取養老金顯著促進了家庭青年勞動力參與勞動，且使家庭青年勞動力更有可能遷移到城市，這表明遺漏變量問題會導致估計結果產生偏誤‘。

盡管從理論上講社會養老保險對勞動參與決策的影響可能因時因地而異，但實證研究結論不一致的重要原因可能是由于一些客觀因素所致。比如，在美國，多種養老保險可以并存（比如企業補充養老保險和聯邦退休金制度）、不同保險類型具有相同的申請年齡限制（比如申請領取養老金和申請社會醫療保障的正常年齡都是65歲）、養老保險收入與過去的工資收入和工齡掛鉤、提前退休懲罰（提前退休只能領取部分養老金）與延遲退休激勵（延遲退休會得到養老金補貼）、退休收入核查制度等因素都使得要準確識別出社會養老保險對勞動參與決策的實際影響非常困難。與國外研究相比，本文的研究具有如下優勢：首先，由于當前政策規定我國居民原則上不能同時擁有多種社會養老保險，這為準確識別出某一類社會養老保險的政策效應提供了可能；其次，養老保險政策與醫療保險政策相互獨立，這可以避免多重政策效應問題；最后，一些社會養老保險并不與過去的工資收入和工齡掛鉤，且領取這些養老保險金并不要求強制退休，比如本文關注的城鎮居民社會養老保險，這使得個體的勞動參與決策與是否領取養老保險并不存在制度上的強制聯系，從而可以避免聯立相關導致的內生性問題。

近年來，隨著我國社會養老保險政策的逐步實施，一些學者開始關注該政策對中國勞動力市場的影響，但這些研究主要集中于對農村勞動力市場的分析上，且研究結論也不一致，針對城鎮勞動力市場的研究還比較缺乏。程杰基于2011年四川省成都市的農戶抽樣調查數據考察了養老保險參與和養老保險收入對農戶勞動供給決策的影響，采用工具變量的估計結果發現，養老保險參與和養老保險收入均顯著降低了農戶的勞動參與和勞動供給時間，而黃宏偉等基于全國農村固定觀測點201 1年數據的研究發現，新型農村社會養老保險金收入對老年人勞動供給的影響非常微弱，新型農村養老金收入每提高100元僅能使老年人的年勞動時間降低1天。基于更嚴格的識別策略——斷點回歸設計，張川川等和解堊均發現領取新型農村社會養老保險對農戶勞動參與和勞動供給時間無顯著影響，他們將這一結論歸因于當前新型農村社會養老保險金水平較低。遺憾的是，目前尚未有文獻考察社會養老保險對我國城鎮勞動力市場有何影響，由于城鎮勞動力市場與農村勞動力市場有天然的差別，且城鎮居民社會養老保險金水平也遠高于農村居民社會養老保險金水平，二者產生的政策效應也可能有所不同，因此，有必要單獨進行分析，本文彌補了這方面研究的不足，為全面理解城鎮居民社會養老保險的政策效應提供了新的視角。

二、制度背景與識別策略

1.制度背景

截至2011年，我國已建立起覆蓋農村居民和參加城鎮職工養老保險相關人員的社會養老保險體系，但針對城鎮未參加職工養老保險相關人員的社會養老保障體系還處于空白。為進一步完善社會養老保險體系，2011年7月，國務院出臺相關政策，開始在部分城市試點城鎮居民社會養老保險，城鎮居民社會養老保險（簡稱“城居保”）是覆蓋城鎮戶籍未參加城鎮職工養老保險相關人員的養老保險制度，這項制度和城鎮職工養老保險、新型農村社會養老保險共同構成我國現階段的社會養老保險體系。不同于城鎮職工養老保險，領取城居保并不要求勞動者從原工作單位退休，因此，勞動者在領取城居保時是否參與勞動是自我理性決策的結果而不受退休制度的強制干擾，且無論男女，領取城居保的最低年齡均為60歲。

但需要注意的是，由于城居保覆蓋的是城鎮戶籍未參加城鎮職工養老保險的居民，這部分人群可能主要是自營工商業者或從事低端行業的勞動者，CHFS 2013年數據顯示，在擁有城鎮居民社會養老保險且有工作的居民中，自營工商業者占比高達29.6%，農業勞動者占比為11.2%，自由職業者占比為9.3%，雇傭勞動者占比為48.4%，其中，雇傭勞動者從事行業排名前五的是：制造業占比為14.5%、居民服務和其他服務業占比為13.9%、批發和零售業占比為9.1%、建筑業占比為8.5%、交通運輸倉儲及郵政業占比為7.9%。由此可見，本文的研究可能對高風險、高流動性行業或服務業的勞動供給更具參考意義。

2.識別策略

領取城居保的最低年齡限制使得領取該養老金的概率在60歲處產生—個斷點（cut-off）。圖1顯示，當年齡從60歲上升到61歲時，領取城居保的比例出現跳躍式增加。這一現象使得本文可以采用李（Lee）和萊米（Lemieux）提出的斷點回歸設計來識別領取城居保對勞動參與的因果影響。

為了闡述斷點回歸的識別策略，本文首先介紹魯賓（Rubin）提出的估計平均處理效應的因果模型。用Y_i1表示領取城居保時的勞動參與情況，Y_i0表示未領取城居保時的勞動參與情況；用D_i表示實驗組和控制組，在本文中，實驗組為領取城居保個體，取值為1，控制組為未領取城居保個體，取值為0。那么，處理效應可用式（1）表示：

W_i是前定變量（pre-determined variable），即在60歲之前就已確定不再隨時間改變的變量，但該模型并不要求W_i嚴格外生，需要注意的是，該模型并不包含在斷點前后仍會發生改變的變量，比如家庭在領取城居保后，其收入、儲蓄、風險偏好、身體健康狀況等都可能發生改變，但這些因素可能是城居保影響勞動參與的重要渠道，斷點回歸識別的效應是領取城居保通過影響這些因素從而對勞動參與產生的綜合影響。對式（3）在斷點c₀處取左右極限并相減可得：

三、數據、變量與描述統計

1.數據來源

本文所用數據來源于中國家庭金融調查（CHFS）在2013年搜集的微觀數據。CHFS采用分層、三階段與規模成比例（PPS）的現代抽樣技術，利用先進的計算機輔助調查系統（CAPI）記錄問卷。2013年，CHFS在全國除西藏、新疆和港澳臺地區外的29個省（自治區、直轄市），262個區縣，1048個村（居）委會搜集了28143戶家庭、97916個家庭成員的信息。家庭信息包括金融和非金融資產、負債、家庭支出與收入等，個體信息包括人口統計特征、工作、職業、社會保障與保險等。需要說明的是，CHFS在2013年的調查中僅詢問了受訪者及其配偶的社會養老保險參與和領取情況，因此，本文研究對象為家庭成員中的受訪者及其配偶。

由于本文關注的是領取城居保對勞動者勞動參與決策的影響，因此，本文對數據做了如下處理：首先，本文去除了擁有離退休工資、城鎮職工養老保險、新型農村社會養老保險的樣本；其次，本文去除了不具有城居保參保資格的家庭，即當前沒有參與城居保的農業戶籍家庭樣本。經上述處理后，剩余的有效樣本為7564個個體，其中，參與城居保的比例為52.8%，目前沒有參與城居保但具有參保資格的比例為47.2%。在實際分析中，因一些變量數據缺失，有效樣本還會有所差異。

2.變量與描述統計

在斷點回歸設計中最重要的變量有三類，依次是被解釋變量、驅動變量和前定變量。第一，本文的被解釋變量為是否有工作啞變量，若受訪者或配偶在調查時有工作取值為1，否則取值為0。第二，驅動變量為年齡，在回歸分析中，需要對驅動變量作標準化處理，即將年齡減去60。第三，前定變量是指在60歲之前就已確定不再隨時間改變的變量，這類變量主要用于輔助檢驗斷點回歸設計是否有效。本文選擇的前定變量有9個，分別是：①受教育年限，該變量根據居民的學歷水平換算而來，比如大學本科換算為16年；②是不是黨員，黨員取值為1，非黨員取值為0；③民族，漢族取值為1，其他取值為0；④性別，男性取值為1，女性取值為0；⑤受訪者子女數；⑥受訪者子女中的男孩比例，沒有子女取值為0；⑦是否從未結過婚，若從未結過婚取值為1，否則取值為0；⑧兄弟姐妹數（不包括自己）；⑨有血緣關系的親戚數范圍，該變量為與受訪者居住于同一城市的親戚數范圍，取值為1表示沒有，取值為2表示有1-3個，取值為3表示有4-6個，取值為4表示有6個以上。上述這些變量極有可能都是在60歲之前就已確定而不再隨時間變化的變量。

表1報告了相關變量的描述性統計。數據顯示，在擁有城居保及具有城居保參保資格的個體中，勞動參與率非常低，僅為50.2%，但這些個體的年齡遠未達到國家規定的法定退休年齡，年齡的均值和中位數均約為47歲，60歲以上的僅占18.3%。領取城居保的比例為14.8%，略低于60歲以上的個體比例，按照城居保政策規定，只要達到60歲便可領取基礎養老金，但實際調研情況顯示，存在一部分個體具有領取城居保資格而并未領取的現象，這可能是由于政策宣傳不到位所致。

四、實證結果分析

1.斷點回歸設計的有效性檢驗

前面提到，斷點回歸設計有效的充分條件是驅動變量在c₀處連續，且這一條件的一個必要條件是前定變量在c₀處也連續。因此，可以通過檢驗驅動變量以及前定變量在c₀處是否連續來檢驗斷點回歸設計是否有效。圖2描述了年齡的概率密度曲線，可以發現，樣本在60歲附近未呈現出不連續的特征。為提供更充分的證據，參照麥克里里（McCrary）檢驗密度函數是否連續的方法對驅動變量在斷點處是否連續進行檢驗，即以每個年齡值上的樣本頻率作為被解釋變量做局部線性回歸（模型設定如式（9）），表2模型（1）報告了這一檢驗的估計結果，結果顯示，驅動變量在斷點處沒有體現出經濟和統計上的不連續性。

驅動變量在斷點處連續必然有前定變量在斷點處也連續，因此，如果發現前定變量在斷點處不連續，則可認為斷點回歸設計不具有局部隨機的特性。表2模型（2）-（10）的估計結果顯示，所有前定變量在斷點處沒有體現出經濟和統計上的不連續性。綜上所述，本文的斷點回歸設定是有效的，不存在個體操縱自己的年齡而導致樣本在斷點附近存在自選擇（self-selection）問題，可以認為樣本在斷點附近是局部隨機的（local randomized）。

2.城居保對勞動參與的影響

在證明斷點回歸設計有效的前提下，本文將采用斷點回歸的方法估計領取城居保對勞動參與的邊際影響。表3報告了斷點回歸的第一階段和第二階段的估計結果。由于計算最優帶寬的方法有多種，比如CCT、IK、Cross Validation，不同方法計算出的最優帶寬有微弱差異，交叉驗證法（Cross Validation）只是其中一種，因此，為保證估計結果的穩健性，表3報告了帶寬從7取到13的2SLS估計結果，其中，帶寬10是采用交叉驗證法計算出的最優帶寬，帶寬11是采用CCT法計算出的最優帶寬，帶寬13是采用IK法計算出的最優帶寬。Panel A報告了第一階段估計結果，結果顯示，在不同帶寬設定下，60歲以上的個體領取養老保險金的概率均在1%的統計水平上顯著高于60歲（包含60歲）以下的個體，這在一定程度上表明不存在弱工具變量的問題。

Panel B報告了領取城居保影響勞動參與的第二階段估計結果，可以發現，在不同帶寬設定下，領取城居保均顯著降低了個體參與勞動的概率，以交叉驗證法計算出的最優帶寬10的估計結果為例，領取城居保將使個體參與勞動的概率降低0.329，在5%的統計水平上顯著。與控制組相比，這一效應將使個體的勞動參與率下降79.7%（0.329/0.413）。由此可見，領取城居保顯著降低了老年人的勞動參與率，且影響效應非常大。

3.穩健性檢驗

（1）加人所有前定變量。前面的分析中已證實，所有前定變量在斷點處均是連續的，因此，在基本模型中加入這些前定變量將不會影響本文結論的穩健性。表4模型（1）報告了加入所有前定變量的估計結果，由于一些變量存在缺失值，樣本數與前面的分析略有不同。結果顯示，加入所有前定變量后，領取城居保對勞動參與的影響大小和顯著性幾乎沒有變化。由此可見，加入所有前定變量后，本文的結果依然穩健。

（2）全樣本多項式回歸。按照李和萊米的建議，本文還采用參數估計檢驗了本文結果的穩健性，即在基本模型中加入標準化年齡（年齡減60）的多次項、年齡是否大于60歲啞變量與標準化年齡多次項的交互項，采用全樣本進行估計。表4模型（2）-（4）報告了當多項式階數從2取到4時的2SLS估計結果，結果顯示，在不同的多項式階數設定下，領取城居保對勞動參與均具有顯著負向影響。格爾曼（Gelman）和安貝斯（Imbens）的研究表明，采用3階以上的多項式估計可能會使估計結果產生偏差較大，他們建議采用局部線性回歸或2階多項式估計結果，本文的估計結果也表明局部線性回歸和2階多項式估計結果最接近。由此可見，采用參數法進行估計，本文的結果依然穩健。

（3）安慰劑測試。除了上述穩健性分析，還可對本文的估計結果做一個安慰劑測試（placebo test）。具體思路為，假如領取城居保確實影響勞動參與決策，那么，在其他年齡處領取城居保不應具有政策效應，因為在其他年齡處并沒有領取城居保的最低年齡限制。如果在其他年齡處也觀測到政策效應的存在，則表明本文的結果可能包含其他因素的影響。假定領取城居保的最低年齡從55歲開始，依次取到65歲，同樣采用非參數法來估計領取城居保在這些虛擬的斷點處產生政策效應。表5報告了安慰劑測試的估計結果，結果顯示，領取城居保在其他年齡處無顯著影響，僅在60歲處存在顯著負向影響。由此可見，60歲處勞動參與率的下降確實是由領取城居保所致。

4.影響機制分析

本文考察領取城居保對不同群體是否具有差異化影響，以進一步揭示城居保影響老年人勞動參與決策的機制。首先，根據克勞福德和麗蓮的理論研究，養老保險具有收入效應，即養老保險金水平越高，個體退出勞動力市場的概率越大。為檢驗收入效應，本文將樣本按照城居保養老金的中位數劃分為低養老金組和高養老金組進行分析。表6模型（1）、（2）的估計結果顯示，無論是高養老金組還是低養老金組，領取城居保都顯著降低了老年人參與勞動的概率，但這一影響在高養老金組約是低養老金組的兩倍。由此可見，本文的結果與現有文獻一致，即城居保為老年人提供了基本的生活保障從而激勵勞動者提前退出勞動力市場。

其次，現有研究還認為，養老金在為居民提供基本生活保障的同時還為其提供了穩定的收入預期，從而降低了未來收入的風險，進而激勵勞動者提前退出勞動力市場。若這一影響機制成立，那么，收入風險較高的群體領取城居保后退出勞動力市場的概率更大。本文從兩個角度來探討這一影響機制：第一，本文以個體的身體健康程度來度量未來的收入風險，顯然，身體越不健康，未來的收入風險越大；第二，本文以個體的受教育程度來度量未來的收入風險，同樣地，受教育程度越低，未來的收入風險越高。表6模型（3）-（6）分別報告了自評身體健康與不健康、受教育程度初中及以下和初中以上四組樣本的估計結果，結果顯示，領取城居保顯著降低了身體不健康組的勞動參與率，而對身體健康組的影響不顯著，同時，領取城居保顯著降低了初中及以下文化程度的勞動參與率，而對初中以上文化程度的影響不顯著。這些證據表明，城居保為居民提供了穩定的收入預期，進而激勵勞動者提前退出勞動力市場。

最后，雖然領取城居保降低了老年人的勞動參與率，但這可以被認為是社會養老對老年人獨立養老的替代，即老年人不必為了生計而繼續工作，在一定程度上說明城居保提高了老年人的養老質量。除了依靠社會養老或獨立養老，在中國，老年人養老的另一重要的方式是依靠子女養老，特別是中國家庭普遍都有“養兒防老”的傳統，那么，社會養老和子女養老是替代還是互補的關系？換句話講，子女養老是否會降低社會養老對老年人獨立養老的替代作用？若子女養老降低了社會養老對老年人獨立養老的替代作用則表明社會養老與子女養老是相互替代的關系，反之則是互補的關系。本文從三個角度來檢驗上述關系。第一，本文將樣本按照是否獲得來自子女的轉移支付劃分為獲得子女轉移支付和未獲得子女轉移支付兩類家庭，可以預期，獲得子女轉移支付的老人更可能依靠子女養老。表7模型（1）、（2）的估計結果顯示，領取城居保均顯著降低了獲得子女轉移支付的老年人參與勞動的概率，但對未獲得子女轉移支付的老年人的影響不顯著。第二，本文將樣本按照計劃養老方式劃分為兩類：一類是計劃自己居住或到養老院養老的家庭；另一類是計劃與子女同住的家庭。表7模型（3）、（4）的估計結果顯示，領取城居保顯著降低了計劃與子女同住家庭的老年人參與勞動的概率，而對計劃自己居住或到養老院居住的老年人無顯著影響。第三，由于中國“養兒防老”的傳統與子女中男孩比例相關，因此，本文進一步將樣本按照子女中男孩比例劃分為多男孩組（子女中男孩比例高于0.5）和少男孩組進行估計。表7模型（5）、（6）的估計結果顯示，領取城居保顯著降低了多男孩組父母參與勞動的概率，而對少男孩組影響不顯著。這些證據均表明，可以依靠子女養老的老年人領取城居保后退出勞動力市場的概率更大，由此可見，城鎮居民社會養老與子女養老是相互補充的關系。從另一個角度講，這也說明當前我國社會養老保險體系還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動力市場而安心養老，特別是對于子女養老缺失的家庭。

五、結論與政策含義

本文利用中國家庭金融調查2013年數據，采用斷點回歸設計識別了城鎮居民社會養老保險對老年人勞動參與決策的因果影響。研究發現，領取城居保使老年人參與勞動的概率降低了0.329，與不受此政策影響的老年人相比，領取城居保使得受此政策影響的老年人的勞動參與率下降了79.7%。這一影響在采用不同帶寬、加入所有前定變量以及采用全樣本多項式回歸的估計中依然十分穩健。進一步的研究發現，城居保對老年人勞動參與的負向影響主要是由于城居保為老年人提供了基本的生活保障以及降低了未來的收入風險，具體體現為，養老保險金水平越高，這一負向影響越大，收入風險更高的群體領取城居保后退出勞動力市場的概率更大。研究還發現，當前我國社會養老保險體系還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動力市場而安心養老，特別是對于子女養老缺失的家庭，在這樣的背景下，社會養老與子女養老相互補充，共同激勵了老年人提前退出勞動力市場。

本文的研究具有重要的政策啟示。首先，人口老齡化是我國經濟發展必將長期面臨的難題，人口老齡化帶來的勞動力短缺問題關乎經濟的健康平穩發展，本文的研究表明，領取城居保會加速老年人退出勞動力市場，從而進一步加劇勞動力短缺問題，為提高老年人的勞動參與率，可參考發達國家的做法，比如延遲退休、對推遲領取養老金提供額外的補貼等。其次，由于城居保覆蓋的群體中很大一部分從事的是服務業，為緩解城居保對勞動力市場的負向影響，可持續推進人口城鎮化，吸引更多的農村勞動力進城落戶。最后，由于當前我國社會養老保險體系還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動力市場而安心養老，特別是對于子女養老缺失的家庭，未來應進一步完善社會養老保險體系，比如，在推遲領取養老金的同時提高養老金保障水平，這樣既能提高老年人的勞動參與率，又能提高老年人的養老質量。

[責任編輯 劉愛華 武玉]