基于精算估计的我国城镇职工养老保险代际收入再分配效应分析

唐志东，李 妍

（内蒙古财经大学 经济学院，内蒙古 呼和浩特 010000）

一、引言

我国城镇职工养老保险制度经历了国家养老向社会统筹再向统账结合转变的过程。新中国成立之初，我国的养老保险制度仅作为少部分的城市单位职工的福利而存在，职工无须缴纳费用，其退休金的给付完全由单位和国家财政负责，这种由国家完全“兜底”的制度给我国财政收支带来了极大的压力。随着改革开放和市场经济体制的发展，原有养老保险制度所导致的企业之间养老金负担不均等的问题愈发突出。因此，养老保险社会化统筹机制开始在地方进行试点，在吸收地方的试点经验后，国家养老模式被彻底打破，养老责任由原先的国家完全承担转为国家、企业和个人共同承担①具体文件参考国务院颁布的《关于企业职工养老保险制度改革的决定》。，养老保险体系进一步完善，但具体责任的划分仍需进一步明确。鉴于此，国家在1997年明确规定了养老保险制度由社会统筹与个人账户两部分组成，这也是我国现行统账结合养老保险制度的基础②具体文件参考国务院颁布的《关于建立统一的企业职工基本养老保险制度的决定》。，但是由于改革的不同步，使得体制内个体与企业个体享有的养老权益并不对等。这不但抑制了企业活力，也不利于社会公平。2014年，国家明确要求各党政机关和事业单位建立与企业相同的基本养老保险制度③具体文件参考国务院颁布的《关于机关事业单位工作人员养老保险制度改革的决定》。，这不但标志着我国养老保险制度“双轨制”的终结，也是统筹推动养老保险制度可持续发展的重要举措。

党的十八届五中全会提出要建立更加公平、更加可持续发展的社会保障制度，要求充分发挥社会保障制度调节收入再分配的功能。此外，党的十九届四中全会也提出要通过制度的公平来促进收入分配的公平。由此可见，充分发挥社会保障制度的再分配效应是促进收入分配公平的有效途径，而养老保险制度作为社会保障体系的核心组成部分，对调节收入分配极为重要，同时更是调节收入分配公平的重要媒介。养老保险体现的是参保人之间的一种收入再分配关系，并依托国家的强制性权力执行，影响收入分配格局。从缴费环节看，在我国现行养老保险制度下，当城镇职工被法定养老保险覆盖时，缴费义务由职工本人和企业共同承担，职工缴费比例为个人缴费工资的8%，纳入其个人账户，实行积累制并成为劳动者的延期收入；企业缴费比例一般为职工工资总额的20%，全部纳入社会统筹账户用来支付现已退休个体的养老金。从传导方向上来看，养老保险的再分配效应体现为代内收入再分配效应和代际收入再分配效应，养老保险的代内收入再分配指的是养老保险在同代人之间进行的收入再分配。通过对不同收入群体之间缴费和养老金收益的不对等来体现收入的再分配，属于横向调节。而养老保险的代际收入再分配指的是养老保险在两代人甚至多代人之间进行收入的再分配，由政府主导，通过在职一代缴纳养老保险和给退休一代发放养老金的方式来缓解老年人因劳动能力不足等各种原因导致的经济困境，属于纵向调节。这种基于权利与义务不完全对等条件下的筹资与给付能够体现养老保险在代内和代际间调节收入再分配的作用。

代际收入分配公平一直是我国养老保险制度可持续性发展的内在要求，但由于近些年医疗卫生水平的发展和科技水平的不断提高，我国人口的平均寿命不断增加，这意味着庞大的老年人群给养老保险制度带来了较大的压力。因此，如何正确评估养老保险的代际收入再分配效应成为学术界现阶段乃至未来的重点研究方向。在现有国内相关文献中，不少文献都强调了养老保险代际收入再分配效应的重要性（和红，2014；孙正成和兰虹，2016）[1-2]，但基于实证方法去深入研究中国城镇职工养老保险的代际收入再分配效应的文献相对缺乏。

鉴于此，本文基于精算估计，采用终身纯转移率作为测量指标，测度我国现行城镇职工养老保险的代际收入再分配效应，并进一步探讨延迟退休等因素对代际收入再分配效应的影响。本文可能的学术贡献体现在以下三个方面：（1）从理论上弥补了我国城镇职工养老保险代际收入再分配效应研究的不足，采用了更加符合我国国情的衡量指标，更能反映我国现状；（2）基于性别视角去测算我国城镇职工养老保险的代际收入再分配效应，具有较好的现实意义；（3）结合我国现阶段较为热门的延迟退休等因素展开研究，为相关政策的实施提供理论依据。

二、文献综述

国际经验表明，养老保险体系作为再分配体系中的重要一环，对收入的代内和代际差距的调节作用越来越突出。因此，本文基于代内和代际两个方面的研究对现有文献进行简要梳理。

（一）代际收入再分配效应的文献综述

Samuelson（1958）[3]提出了OLG模型，通过多代人之间的相互影响来研究收入在代际之间的转移和再分配情况，其结果表明在一个由政府强制推行的养老保险制度下以及在职一代能接受祖辈所留的遗产的情况下，收入会进行代际间的转移。Burkhauser和Warlick（2010）[4]利用养老金终身收益精算现值的方法得出美国退休一代的终身净收益为正值，且退休一代的净收益更多。Gokhale和Kotlikoff（2002）[5]在考虑遗产的基础之上，通过终身收入的研究发现，穷人相较于富人来说，他们的终身收入以及遗产的赠予较少，会加剧收入、财富的不平等程度，使得穷人的后代和富人的后代收入差距进一步拉开，会扩大收入的代际再分配。Gustman和Steinmeier（2001）[6]认为如果从个人终身收入的角度来看，代际再分配效应显著，但是如果以家庭为单位，将家庭总收入作为衡量标准来看，再分配效应会减半。Marko等（2008）[7]使用ECHP调查数据，建立中间选民模型分析养老保险的收入再分配效应，结果表示养老保险体系一旦同收入挂钩，就会使得代际再分配效应减弱，在中间选民模型中的年轻选民会为了减税选择零缴费率，中年选民会倾向于正缴费率。代际再分配效应强的模型容易吸引低收入人群，代际再分配效应弱的模型容易吸引高收入人群。

国内对于养老保险的代际再分配效应的研究起步较晚，定量研究也十分有限。何立新（2007）[8]通过养老金精算的方法，利用实证研究得出，中国的混合制养老保险改革有利于提高各个年龄段的净收益，并且能够缩小低年龄组和高年龄组的差异；但与此同时，高年龄组的代内收入差距会加大。不过，其研究数据主要来自某几个特定的省份，是否能代表全国水平仍有待商榷。侯慧丽和程杰（2015）[9]运用泰尔指数、OLS回归分析等方法得出相较于年轻人的代内收入差距来说，老年人的代内收入差距和两代人之间的代际收入差距会随着人口老龄化而变得更加需要关注。张翔等（2019）[10]采用内部回报率的方式表明我国养老保险的代际收入再分配效应较弱，但依然为正向的再分配效应，如果将现实存在的高收入低缴费人群纳入精算模型，会使得实际的收入再分配效应进一步减弱。但有观点认为我国养老保险制度在收入分配方面呈现“正向分配效应—逆向分配效应—正向分配效应”的特点，在代际间呈现双向逆调节现象，养老保险在代际收入再分配中可能并未发挥预期的作用（卢自华，2010）[11]。任若恩等（2004）[12]采用代际核算的方法对个人账户基金制进行研究，其结果表明虽然存在代际不平衡状况，但是通过延迟退休政策的实施可以缓解这种情况。

（二）代内收入再分配效应的文献综述

Mahler和Jesuit（2006）[13]通过将13个OECD国家的养老保险的收入再分配效应进行比对，结果发现各国现行的养老保险制度均能降低代内收入差距，并且北欧国家相较于其他国家来说，基尼系数下降得更大。Groezen等（2007）[14]构建了在封闭经济条件下和在开放经济条件下的两部门增长模型，在封闭经济条件下的基金制养老保险能够带来正向的收入再分配效应，开放经济下则会带来负面影响。相反，Brugiavini和Peracchi（2007）[15]采用相关计量模型得出以下结论：意大利在1995年养老保险改革后产生的再分配效应较强，使得拥有最高财富的20%人群从改革中获得了更大的收益，使得其他人群均受到损失，其中受损最严重的为中产阶级，导致了逆向代内收入再分配效应。Feldstein（2005）[16]认为由完全的现收现付制向混合制转移的过程中，是否产生代内收入再分配效应取决于税收以及养老金收益，高收入者相较于低收入者来说，进入劳动力市场的时间较晚但其生命周期较长，容易获得更多的养老金收益，从而带来逆向代内收入再分配效应。

国内现阶段养老保险的收入再分配效应研究以代内收入再分配为主。王延中等（2016）[17]通过问卷调查发现养老保险在社会保障体系中对基尼系数的下降起着主要作用，代内收入再分配的正向效应最为显著。郑伟和孙祁祥（2003）[18]认为在改革之后的部分基金制能够带来正向收入再分配效应。杨俊（2009，2011）[19-20]在基于现收现付制养老保险的一般均衡模型基础之上，采用数值模拟求解的方式得出以下结论：高收入组别个体以及中等收入组别个体的生命周期效用会减少，相反，低收入组别个体的生命周期效用增加，能够提高其福利水平。缴费水平维持在合理区间会增加所有组别的福利，较高的缴费水平会危害社会公平。但是现如今随着统账结合制度的普及，原结论是否能经受住时间的考验仍有待商榷。陈建东和夏柱兵（2011）[21]研究发现，我国社会保障制度虽然会扩大城镇居民收入差距，但是社会保障制度中的养老保险制度却能缩小其收入差距，并且有着较大的调节力度。但是不同的学者由于研究数据和方法的不同，结论也不尽相同。蔡萌和岳希明（2018）[22]、王小鲁和樊纲（2005）[23]发现，我国现行养老保险制度在一定程度上起着逆向收入再分配效应的作用，会扩大收入差距，但其涵盖的并不是我国所有的养老保险方案，其准确性还有待商榷。王晓军和康博威（2009）[24]采用内部回报率和净转移额的方法分析发现，现有养老保险制度存在明显的代内收入再分配效应，包括在不同收入阶层、不同就业人群等范围内发生明显的收入再分配。但随着养老金方案的“并轨”，其结论是否还能够经受检验也存在一定的疑问。

（三）文献总结

从国内外对养老保险收入再分配效应的研究来看，由于国情、研究方法和研究数据等差异，研究结果存在着些许不同，但无论如何，养老保险在再分配体系中都具有重要地位。大体上来看，我国现行养老保险制度建立时间较晚，学术研究还有许多空间；大多数研究以代内再分配为主，代际再分配的定量研究较少，这也是我国现阶段养老保险调节收入再分配研究中相对缺乏的部分之一。

在精算视角之上，我国相关文献的精算模型也存在以下不足。

（1）部分精算模型仅仅在收益模型方面考虑了由于男性、女性退休年限不同所带来的差异，但是在缴费模型方面忽视了因男性、女性个人账户缴费年限、收入水平等不同所带来的差异。

（2）在进行精算分析的过程中，许多模型仅仅采取预测寿命的假定，并未将不同年龄段的生存率这个重要变量纳入模型当中。

（3）由于中国现行养老保险制度中的个人账户建立时间较晚，将在个人账户建立前开始工作，建立后才退休的个体定义为“中人”，在个人账户建立后参加工作的个体定义为“新人”，但一些模型模糊了“中人”和“新人”在缴费和收益方面的区别。

所以本文精算模型在上述基础之上，将生存率这个变量纳入精算模型，相较于预测寿命来说更加能够反映真实水平；将收入水平按性别和年龄进行划分，考察不同性别、不同年龄段个体的收入水平差异；将“新人”和“中人”的个人账户缴费年限进行区分，进一步分析“中人”的个人账户缴费年限不足的问题，更具有现实意义。

三、养老保险代际收入再分配的指标分析

Layard（1977）[25]、Nelissen（1998）[26]均通过研究表明，由于代际再分配研究须考虑不同代之间的问题，其跨度较大，采取当期收入和年度收入进行分析可能会夸大代际再分配效应，而采取测度终身收入的指标能精准反映代际再分配效应。此外，养老保险具有终身参与的特点，所以采用终身收入指标更为合适。本文采取终身纯转移率的指标，即终身纯转移率等于养老金净收益的精算现值与终身工资收入的精算现值之比，即：

以往大部分相关文献均将养老金净收益的精算现值作为测度代际收入再分配效应的指标，本文认为这具有一定的改善空间。首先，根据Liebman（2002）[27]的研究得出，在社会保障体系中，影响再分配的重要原因之一是收入水平，养老保险尤为如此。很难判断养老金净收益的精算现值反映的是养老保险代际收入再分配效应的大小还是收入水平的大小。在我国城镇职工养老保险体系中，养老金净收益是由基础养老金收益加上个人账户养老金收益再减去总缴费得出，基础养老金收益和总缴费水平的代际差距并不大（见表3和表4）。其主要原因是基础养老金收益是由社会平均工资决定的，可能很难在很大程度上拉开代际差距；另外，虽然在大部分年龄段内，预期收入水平会随着年龄的增大而增大（见表3和表4），但是由于“中人”是在改革前参加的工作，在改革前无须缴纳个人账户的费用，使得总缴费差距很难拉开，那么影响代际净收入差距的主要原因以个人账户为主，而个人账户收益会受收入水平的影响。对于西方某些养老保险体系与收入相关程度不高的国家而言，净收益是一个不错的指标；但是在中国现行养老保险制度与收入水平高度相关的前提下，用净收益来反映养老保险的代际收入再分配效应可能不适用。

现阶段国内相关文献中，还有一部分采用了内部回报率（张翔等，2019）[10]，即用养老金总收益精算现值和总缴费精算现值相等的利率作为衡量指标。这在一定程度上突破了净收益的束缚，但是较难分析其导致代际收入再分配效应的内在原因，这也是以往采用内部回报率指标的文献几乎没有去深入分析的原因之一。如果采取终身纯转移率作为衡量养老保险代际收入再分配的指标，可通过任意性别、任意年龄下的任意账户的净收益额和终身收入的关系来分析代际收入再分配效应的内在原因，这也是本文的创新之处。

利用终身纯转移率作为养老保险的代际收入再分配的衡量标准在我国特殊的统账结合养老保险制度下也有一定的适用性。何立新（2007）[8]、李连友等（2015）[28]均采用过此方法，不过前者主要分析的是区域差异，后者的研究以个体异质性为主，二者均未从代际再分配角度深入分析。将在职个体未来养老金净收益精算现值与其终身工资收入精算现值的比例作为衡量标准，能在一定程度上消去工资水平这个因素对代际再分配效应的影响。该指标的另一个含义为，参保个体如果能从既定的终身收入水平中转换出更多的养老金收入，就说明个体能够在养老保险制度内获得更高的效用，所以个体的终身纯转移率越高，则代表着个体在养老保险体系下的效用水平越高。养老保险的初衷是为了保障老年人的生活水平，因此若终身纯转移率随着年龄的增大而增大，则意味着养老保险是符合初衷的，将终身纯转移率或者效用水平随着年龄的增大而增大定义为正向的代际收入再分配效应，变动幅度越大，意味着养老保险的代际收入再分配效应越强；相反，若终身纯转移率或者效用水平随着年龄的增大而减小，则意味着养老保险实现的是逆向的代际收入再分配效应，变动幅度越小，意味着养老保险的代际收入再分配效应越弱。

四、养老保险代际收入再分配效应分析

（一）精算与计量模型

基于终身收入视角以及个体生命周期来看，如果养老保险体系内的个体在在职期间的缴费额的精算现值和退休时期收益额的精算现值相等，那么养老保险在个体生命周期之内不会产生代际收入再分配效应，但是对于大部分人来说，缴费和收益的精算现值往往不对等，则产生了终身收入的代际再分配效应。一方面，本文主要研究城镇职工养老保险制度；另一方面，由于我国实行统账结合的养老保险制度，其包含了现收现付制以及个人基金制的双重特点，关于个人基金制是否参与代际再分配学术界尚未达成共识，但为了研究的完整性，本文将二者同时纳入精算模型进行分析。

本文采取分组法，将CFPS（2018）样本数据中的在职人员样本按年龄分为20—25岁、26—30岁、31—35岁、36—40岁、41—45岁、46—50岁、51—54岁、55—59岁八个组别（女性由于退休年龄早，故缺失55—59岁组别），分别测度每个组养老金的终身纯转移率并进行比较，观察在现有养老保险体系下的代际收入再分配情况（由于养老金“双轨制”已经终结，现如今退休人员在过去工作时期的相关政策存在差异以及退休人员在过去在职时期的工资数据难以调查，故本文只测度在职人员的终身纯转移率）。

城镇职工养老保险制度在并轨之后包括企业职工以及机关事业单位职工，故将二者统一分析。本文模型在王亚柯和李鹏（2020）[29]的精算模型的基础上进一步改善，使其更接近现实水平。假设个体x0岁开始参加工作且最低开始工作年龄为20岁，男性60岁、女性55岁开始退休并且领取养老金，根据中国保监会发布的《中国人身保险业经验生命表（2010—2013）》的上限，将极限年龄设为105岁，设Sx,t为x岁的个体能活到t年的概率，α为养老金增长率，I为实际贴现率，个体i在t年的缴费工资为Wi,t，t年的社会平均工资为-，社会平均工资增长率为g，T为缴费年限，Z为个人缴费指数。

t年x岁的在职个体在r岁退休时的基础年养老金为：

我国养老保险改革将参保人员划分为“新人”“中人”“老人”。“新人”指的是在改革后参加工作的人，其养老保险收益由基础养老金收益以及个人账户养老金收益组成。“中人”指的是在改革前参加工作，改革后退休的人，其养老金收益由基础养老金收益、个人账户养老金收益以及过渡养老金收益三个部分组成。参考1991年国务院发布的《关于企业职工养老保险制度改革的决定》，本文假设个人账户在1998年开始建立，即40岁以上、60岁以下的男性样本以及40岁以上、55岁以下的女性样本为“中人”。“老人”指的是改革前就已经退休的人，本文并不涉及该类样本①本文使用的数据库为CFPS（2018），所以将2018年作为参照年份。。

“新人”在t年x岁时个人账户养老金的精算现值为：

其中，L表示个人账户记账利率，g′表示个人工资增长率，M为个人账户计发系数（本文以计发年数进行计算），为个体i在某个特定时间点t年的工资收入的预测值。

“中人”在t年x岁时个人账户养老金的精算现值为：

按照相关规定，对于“中人”而言，除去个人账户的养老金收益以外，还需要考虑过渡性养老金收益，“中人”在t年x岁时的过渡养老金的精算现值为：

其中，M1表示为视同缴费年限，R为过渡性养老金计发系数，Z表示个人缴费指数。

养老金缴费包含了统筹账户的缴费以及个人账户的缴费。其中，统筹账户的缴费由单位承担，其额度为单位工资总收入的20%。虽然统筹账户的费用由单位承担，但究其本质而言依然是从个人的收入内扣除；个人账户的缴费为个人缴费工资的8%。

假设个体i的缴费工资水平为Wi,t，“新人”养老金缴费的精算现值为：

“中人”养老金缴费的精算现值为：

Mincer（1974）[30]提出的工资模型如下所示：

其中ln wagei表示个体i的工资年收入的对数，agei和ag e2i分别表示个体i的年龄以及年龄平方，DPi表示个体i的个人特质的虚拟变量（包括性别、受教育年限、工作单位性质等），εi表示残差。由上式可以求得个体i在某个特定时间点t年的收入预测值，所以个体在t年x岁时的终身工资收入预测值的精算现值LTWi,t可由以下模型表示：

由上述模型即可得出不同年龄段的养老金净收益和终身工资收入预测值的精算现值，通过式（1）即可得出每个年龄段的终身纯转移率。

（二）参数赋值与数据说明

1.精算模型参数赋值

根据近些年我国经济发展水平，可将养老金年增长率设为5%；社会平均工资年增长率和个人工资年增长率均设为3%，同时将贴现率也设为3%。社会平均工资数据由CFPS（2018）数据中样本个体的平均工资所求；生存概率由《中国人身保险业经验生命表（2010—2013）》得出，由《关于公布2018年职工基本养老保险个人账户记账利率等参数的通知》所知，将个人账户记账利率记为8%；个人账户计发系数由个人账户计发月数表转化为年数所得①参考《国务院关于完善企业职工基本养老保险制度的决定》（国发〔2005〕38号），55岁退休的个人账户计发月数为170个月，折算约为14.17年；56岁退休的个人账户计发月数为164个月，折算约为13.67年；58岁退休的个人账户计发月数为152个月，折算约为12.67年；60岁退休的个人账户计发月数为139个月，折算约为11.58年；61岁退休的个人账户计发月数为132个月，折算为11年；63岁退休的个人账户计发月数为117个月，折算为9.75年（仅列出本文需要的数据）。，过渡性养老金计发系数设为1.3%。个人缴费指数由个人缴费工资与社会平均工资之比决定②个人缴费工资数据由CFPS（2018）样本所得。。

由于不同个体的缴费年限不同且难以统计，本文假定“新人”在职个体在未来领取养老金时的基础养老金和个人账户养老金缴费年限达到30年，由于“中人”在改革前便参加了工作，假设在基础养老金缴费年限达到30年的前提下，个人账户缴费年限由刚退休时期往前推，未达到30年便按实际缴费年限计算，剩余未缴个人账户的年限设定为视同缴费年限。

2.数据说明

根据上文所述，本文采取CFPS（2018）的调查数据，该数据库涵盖了全国25个省份超过30000名个体的相关信息，具有大样本以及广泛的地域代表性。

在上文假定最低工作年限为20岁的基础之上，做出以下调整：剔除了20岁以下、男性60岁及以上和女性55岁以上的样本；剔除不符合中国城镇职工养老保险的样本；为了避免收入水平异常所带来的影响，在剔除了收入水平不适合的样本后，对于收入水平进行了1%的缩尾处理；剔除了户口、受教育年限等各参数不适用的样本，最后剩下2158个研究样本。描述性统计见表1。

表1 描述性统计

对于个人特质的虚拟变量来说，受教育年限、现职工作经验及现职工作经验的平方能够用来衡量个体的人力资本，借鉴黄志岭和姚先国（2009）[31]的方法，受教育年限通过最高学历间接获得，小学的受教育年限为6年，初中的受教育年限为9年，高中、技校等的受教育年限为12年，大专和本科的受教育年限分别为15年和16年，硕士、博士的受教育年限分别为19年和23年。而现职工作经验由具体现职工作年限表示③对于暂时失业的个体来说，现职工作年限由最近一份工作的工作年限得出。。

除了人力资本以外，本文还将性别、婚姻、户口、工作单位性质、地区因素纳入考量。将样本划分为农业户口以及非农户口；将样本工作单位划分为政府部门（党政机关）、国有企业以及事业单位等公有制部门和私营企业、外资企业等非公有制部门；将地区因素作为稳健性检验的一种因素。对于地区因素的控制，本文将样本所在地根据相关规定划分为东部、东北部、中部和西部四部分④其划分标准由国家统计局相关数据提供。，观察在考虑地域因素的基础上原有结论是否会发生变化。

（三）实证分析

根据式（9），能够得出收入预测的估计结果（如表2所示）。

表2 回归结果

结果表明，绝大多数变量在统计上显著，符合预期且估计结果较好。受教育年限以及现职工作经验的回归系数为正，这说明人力资本水平对收入起着较强的正相关作用；年龄作为另一个衡量收入水平的重要指标也在估计中十分显著，二者呈倒U形关系；男性的收入水平高于女性；非农业户口的收入水平高于农业户口，而婚姻状况对收入水平并无显著影响。模型2在添加了非常重要的地区性控制变量的条件之下，各种解释变量依然十分显著，其结果稳健。

根据上文的精算模型和计量预测可以求出个体的终身纯转移率。由于男性、女性样本的退休年龄、计发系数等不同，将二者统一进行精算分析并不合适，本文将在不同性别的视角下分析其终身纯转移率并得出相关结论。

由表3、表4可以看出在现有的养老保险体系下，无论何种性别年龄，均为养老保险体系的受益者。男性由于退休时间较晚，使得其基础养老金收益低于女性，但是凭借着个人账户的高收益使得总收益远高于女性，在缴费差距不是非常大的情况之下，男性在养老保险体系中的净收益额平均值约为160万元，而女性的净收益额平均值约为130万元。但是不难看出女性的养老金净收益随年龄的变化而变化的程度相较于男性来说较小，均维持在120万元至130万元左右。此外，男性养老金净收益刚开始随着年龄的增大而增大，由20—25岁年龄段的160万元左右缓慢增长至36—40岁的180万元左右；随后，伴随着年龄的进一步增长，养老金净收益有着较大幅度的下滑，在临近退休的55—59岁组别中，养老金净收益仅维持在120万元左右。而男性、女性终身工资收入的预测值在大部分年龄段上随着年龄的增长而提高。由图1可以看出，男性和女性的终身纯转移率均随着年龄的增长而下降，男性由最开始的超过60%逐步下降至40%左右，而女性由最开始的超过80%下降至最后的60%左右，并且男性终身纯转移率下降的幅度略大于女性。

表3 女性样本统计（单位：元）

表4 男性样本统计（单位：元）

图1 男性、女性终身纯转移率（%）

综上所述，养老保险实现了收入的代际再分配效应，但该项制度整体所带来的是逆向再分配效应，使得在职个体获得的养老金净收益的精算现值占终身工资收入的精算现值的比例随着年龄的增大而减小，即城镇在职个体在现行养老保险体系下的效用水平随着年龄的增大而减小。从性别的角度来看，女性在养老保险体系下的效用水平要普遍高于男性的效用水平。从变化幅度来看，男性在到达“中人”阶段时效用水平会有较大幅度的下滑，逆向的代际收入再分配效应增强，而女性在到达“中人”阶段时效用水平会逐渐趋缓，逆向的代际收入再分配效应逐渐减弱。

究其原因，随着年龄的增大，男性、女性终身工资收入的精算现值的变化幅度要高于其养老金净收益精算现值的变化幅度，这导致了在职个体在现行养老保险体系下的效用水平随着年龄的增大而减小。

基于性别差异的角度来看，女性养老金净收益的精算现值确实要低于男性，这导致了以往大部分相关文献均认为女性在现行养老保险中处于弱势地位，但是结合收入因素来看，女性在整体终身工资收入精算现值水平约为男性三分之二的前提之下获得了远超过男性四分之三的养老金精算现值。这充分说明了在现行养老保险体系内，女性的效用水平高于男性，也进一步说明了养老金净收益可能无法很好地作为衡量中国养老保险代际再分配效应的指标。

基于变化幅度的角度来看，在“中人”阶段导致其差异最明显的因素为过渡性养老金。过渡性养老金的计发是按照社会平均工资发放的，女性的工资水平相对于男性来说较低，但是却能够按照社会平均工资领取，而且缴费是按照本身的收入水平计算的。简而言之，女性体现为“拿得多、交得少”，所以其效用水平变化逐渐平缓；男性则相反，“拿得少、交得多”，使得其效用水平到“中人”阶段有着显著下滑。

五、敏感性分析

影响终身纯转移率的因素有很多，本文将上文给定参数下计算出的终身纯转移率设定为基准水平，从以下关注度较高的几个角度去探讨终身纯转移率的变动，并在此基础上分析个体在现行城镇职工养老保险体系下的效用水平以及养老保险的代际收入再分配效应。

（一）不同收入水平

尝试将代际再分配和代内再分配进行结合，测度在职人员预测收入为社会平均收入60%、300%水平下终身纯转移率的变化情况。

由图2、图3可以看出，低收入个体的终身纯转移率更高，说明低收入个体能够在养老保险中获得更高的效用水平，而高收入个体则相反。这意味着我国现行养老保险能在逆向代际收入再分配效应的前提下实现正向代内收入再分配效应，但是女性终身纯转移率的横向变化相较于男性而言略大。即低收入女性的终身纯转移率的增加幅度大于低收入男性的终身纯转移率的增加幅度，高收入女性的终身纯转移率的下降幅度大于高收入男性的终身纯转移率的下降幅度。这说明收入因素对于女性的效用水平变化更为敏感。

图2 不同收入水平下的男性终身纯转移率

图3 不同收入水平下的女性终身纯转移率

（二）延迟退休

《中华人民共和国第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》明确提出按照“小步调整、弹性实施、分类推进、统筹兼顾”等原则，逐步延迟法定退休年龄。本文将分析在男性、女性退休年龄均推迟1年和3年的情况下会对终身纯转移率带来何种影响。

由图4、图5可以看出，男性个体在延迟退休1年的情况下，其终身纯转移率变化并不大，只有在55—59岁这个快处于退休的年龄段的情况下，延迟退休所体现出的终身纯转移率略有下降；当延迟退休年龄增加至3年时，变化会相对明显，这会使得绝大部分在职人员的终身纯转移率提高，但会使得临近退休的55—59岁这个年龄段的个体的终身纯转移率进一步下降。女性个体在延迟退休1年、3年的条件之下，50岁之前的个体其终身纯转移率差距并不是十分明显，但也能看出在大部分中年时期，女性终身纯转移率随着延迟退休年限的增大而略微增大，在41—45岁年龄段之后，随着退休年限的增加，其终身纯转移率会不断下降。此外，延迟退休所带来的效用提升对于男性的覆盖面更广，女性只有在25岁以后以及40岁之前的年龄段能够享受由于延迟退休所带来的效用提升；延迟退休也会使得女性效用损失的年龄覆盖面大于男性的年龄覆盖面。究其原因，主要是男性、女性人力资本回报率差异等一系列因素导致了男性在劳动力市场上能够获得相较于女性来说更高的工资收入[32]，使得男性在延迟退休条件下的个人账户收益增加幅度大于其基础养老金减少的幅度，相较于女性来说更能够弥补由于延迟退休所带来的养老金损失。另外，延迟退休会使得效用水平变化幅度增大，这意味着养老保险调节收入的逆向代际再分配效应的加强，不利于代际公平。

图4 延迟退休下的男性终身纯转移率

图5 延迟退休下女性终身纯转移率

（三）个人账户记账利率

近些年人社部办公厅和财政部办公厅所公示的个人账户记账利率远高于银行利率和统筹基金利率，均维持在7%—8%左右，但实际情况是现如今我国大部分地区的个人账户基金不存在独立的运行和投资，实际收益率并未达到记账利率的标准。此部分将个人账户记账利率设为3%，并在此条件下测度终身纯转移率的情况。

由图6、图7能够看出当个人账户记账利率为3%时，无论男性、女性，其终身纯转移率要远低于基准水平，会大幅度降低个体的效用水平，且根据我国的国情，个人账户记账利率维持3%的水平更能反映真实转移率水平；另外，当个人账户记账利率为3%时，其转移率曲线呈凹形，这也意味着“中人”的效用水平随年龄的增长而增加，从而在“中人”群体实现正向的代际收入再分配效应。究其原因，主要是记账利率下降会导致“新人”个人账户收益的损失较大，“中人”则得益于个人账户收益较少而过渡性养老金收益相对不受影响，其终身纯转移率会上涨。基于不同性别的角度来看，男性由于收入水平较高，使得效用损失要远大于女性，这也与上文所述基本一致，说明现行的养老保险可能对女性来说更加公平。

图6 个人账户记账利率为3%水平下的男性终身纯转移率

图7 个人账户记账利率为3%水平下的女性终身纯转移率

（四）缴费年限

现阶段我国相关法律法规规定城镇职工养老保险的最低缴费年限为15年，那么一旦缴费年限满了15年是否还有继续缴费的必要？下面分析缴费年限为15年、25年、35年的条件下对不同年龄段个体的终身纯转移率带来的影响。

由图8和图9可以看出，在大多数情况下，无论男性还是女性，随着缴费年限的增加，终身纯转移率均会增加，并且终身转移率曲线的变化幅度逐渐增大。这说明缴费年限的增加会带来个体的效用水平的增加，但不同年龄段个体的效用水平差距进一步扩大，会使得养老保险逆向调节代际收入再分配效应逐渐增强，代际公平难以保持。

图8 不同缴费年限下的男性终身纯转移率

图9 不同缴费年限下的女性终身纯转移率

六、结论与启示

随着我国经济的发展，收入差距不断扩大等一系列问题日益凸显，养老保险作为我国社会保障体系中关键的一环，也是再分配中不可或缺的政策工具，必须发挥其应有的缩小收入分配差距的作用。基于上文的研究，能够得出以下结论。

（1）我国现行城镇职工养老保险制度在实现了逆向代际收入再分配效应的基础之上，体现出了正向代内收入再分配效应。因此，如何在代内再分配和代际再分配之间找到平衡点是相关政策制定者需要考虑的问题。

（2）延迟退休政策进一步实施时，可能对临近退休的个体有所影响；对于较为年轻的个体而言，男性的效用水平远高于女性，与此同时，养老保险的逆向代际收入再分配效应增强。

（3）中国实行的是极具特色的统账结合养老保险制度，个人账户记账利率较高但尚不完善，这可能会导致在职个体的效用水平降低，但却能保证我国现行城镇职工养老保险在“中人”群体实现正向的代际收入再分配效应。

（4）随着缴费年限的不断增加，处于任何年龄段的在职个体的终身纯转移率均会提高。这意味着在条件允许的情况之下，在职人员应该提高其养老保险的缴费年限来获得更大的效用水平，但是效用水平增长程度随着年龄段的增长而下降。如何协调代际分配不公也是一个值得思考的问题。

结合我国实际国情以及上述研究结果，提出以下建议。

（1）延迟退休政策是一个系统性的庞大工程，在实施的时候应该考虑到不同人群的实际利益，在男性、女性不同个体的收入和预期寿命均存在差异的情况下，延迟退休所带来的终身纯转移率存在较大差异。建议是否可以根据不同情况来设定不同的推荐退休时间段，由国家宏观调控逐步向市场调控转变。

（2）建议进一步加强对个人账户基金的运行管理，通过市场化的投资来保障养老保险基金的实际收益率。

（3）对于广大职工来说，应积极参与养老保险，缴纳养老保险应做到不断缴、不漏缴，通过尽可能地增加养老保险缴费年限来保障自身未来的利益。