我國城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響因素研究

楊翠迎，王國洪

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

養(yǎng)老是每個(gè)人都會面臨的問題，如何科學(xué)合理地確定養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平是養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的核心。過高的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平不但會增加在職職工的繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，引起勞動者工作積極性的下降，而且會造成企業(yè)成本上升，從而削減企業(yè)競爭力，此外，還有可能導(dǎo)致政府財(cái)政負(fù)擔(dān)的增加；而過低的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平又不能保障老年人正常養(yǎng)老需要，可能導(dǎo)致部分老年人生活貧困化。為了保證養(yǎng)老保險(xiǎn)功能的正常發(fā)揮，必須明確影響?zhàn)B老保險(xiǎn)待遇水平的因素有哪些，這些因素對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響到底有多大。本文在現(xiàn)有養(yǎng)老保險(xiǎn)理論及文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響因素進(jìn)行了梳理，并構(gòu)建了相應(yīng)的理論模型，對影響我國城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的因素進(jìn)行了實(shí)證分析。

國外學(xué)術(shù)界對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的研究成果較為豐富。Feldstein（1999）對中國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度進(jìn)行了研究，認(rèn)為我國應(yīng)分離遺留養(yǎng)老費(fèi)用，加強(qiáng)對養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)的征繳，擴(kuò)大社會保險(xiǎn)制度的覆蓋面，把現(xiàn)有的養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比例從28%降到8%，并將全部繳費(fèi)用于建立投資式個(gè)人賬戶［1］。CBO（2005）對美國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的調(diào)整機(jī)制進(jìn)行了評估，認(rèn)為美國以消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來調(diào)整養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的做法沒有對經(jīng)濟(jì)造成負(fù)面影響［2］。Gremer，Gahvariamp;Pestieau（2006）運(yùn)用世代交疊模型對最優(yōu)養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平進(jìn)行了研究，他們認(rèn)為一個(gè)家庭中孩子的數(shù)量與養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平是負(fù)相關(guān)的［3］。Erik，Piggott，zhangamp;Steinar（2006）從企業(yè)雇傭員工成本的視角對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平進(jìn)行了研究，他們認(rèn)為，公司規(guī)模、任職時(shí)間、個(gè)人對工資的談判能力、工會組織能力、個(gè)人培訓(xùn)等因素對個(gè)人的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平有正向的影響［4］。

在國內(nèi)，穆懷中（1997）以社會保險(xiǎn)支出總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的百分比來衡量社會保障水平，他通過測算得出我國2010年適度社會保障水平的上限為13.73%，下限為11.86%；2020年社會保障水平的上限為15.03%，下限為13.17%［5］。邱艷華、王元月（2008）通過Logistic模型和Tobit模型對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，他們認(rèn)為，工作單位的規(guī)范性、家庭儲蓄水平、文化程度等因素對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平具有顯著的影響［6］。楊翠迎、黃祖輝（2007）認(rèn)為，我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)時(shí)，社會保障的基本功能才能夠得到充分發(fā)揮［7］。孟慶平（2008）認(rèn)為，在個(gè)人部分短視的情況下，社會養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平取決于短視程度、個(gè)人儲蓄的收益率以及工作人口與老年人口的比例［8］。鄧大松、李琳（2009）認(rèn)為，做實(shí)做小個(gè)人賬戶可以弱化代內(nèi)再分配效應(yīng)，強(qiáng)化個(gè)人在養(yǎng)老保險(xiǎn)中的責(zé)任，并通過適當(dāng)延長退休年齡來提高個(gè)人退休后的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平［9］。何文炯、洪蕾、陳新彥（2012）認(rèn)為，現(xiàn)行的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇調(diào)整主觀性較強(qiáng)，且待遇增長過快，長此以往將會嚴(yán)重影響到養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的平衡［10］。

縱觀這些文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)從規(guī)范的角度分析養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平影響因素的文獻(xiàn)較多，但實(shí)證研究較少。大多數(shù)研究集中在養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平對養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平衡及經(jīng)濟(jì)增長的影響，而對我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響因素到底有哪些及這些因素對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平影響的大小等問題的研究較少。為此，本文以2001-2012年31個(gè)省級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對影響我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的因素進(jìn)行了實(shí)證研究。與以往的研究相比，本文除了綜合考慮在職職工人均繳費(fèi)額、職退比、人均GDP、人均財(cái)政收入、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出和城市化率對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響外，還運(yùn)用了能在一定程度上修正異方差和自相關(guān)的FGLS法對模型參數(shù)進(jìn)行了估計(jì)，使得結(jié)果更加可靠。

二、指標(biāo)選擇與模型設(shè)定

（一）指標(biāo)選擇與說明

養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平以基本養(yǎng)老保險(xiǎn)基金支出與離退休人員參加養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)之比來衡量。從理論上來講，在現(xiàn)收現(xiàn)付制下，影響?zhàn)B老保險(xiǎn)待遇水平的主要因素是制度與政策因素，具體包括在職職工年人均繳費(fèi)額和職退比；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民消費(fèi)水平和城市化水平對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平也有一定的影響。

（1）制度及政策因素。從目前我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的運(yùn)行情況來看，各省養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的計(jì)發(fā)方式不盡相同，但主要依據(jù)勞動者的繳費(fèi)年限和繳費(fèi)水平來確定。為了分析的方便，假定養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的收入全部用于養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的支付，即不考慮養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的累積余額，養(yǎng)老保險(xiǎn)基金實(shí)行現(xiàn)收現(xiàn)付制。設(shè)養(yǎng)老保險(xiǎn)金的待遇水平（離退休人員年人均領(lǐng)取到的養(yǎng)老金）為IPB，離退休人數(shù)為n，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)人員人均繳費(fèi)額為WPP，在職職工參加養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)N，則養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的收入為WPP×N，養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的支出為IPB×n，由于養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)行現(xiàn)收現(xiàn)付制，所以養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的收入等于養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的支出，即IPB×n＝WPP×N，通過簡單的變換，可得：

由（1）式可知，在現(xiàn)收現(xiàn)付制下，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平與在職職工年人均繳費(fèi)額WPP、職退比WRR(n N)成正比。

（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平息息相關(guān)。本文用人均GDP、人均財(cái)政收入來衡量一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。人均GDP越高，說明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，理論上就應(yīng)該有更多的資金可用于養(yǎng)老保險(xiǎn)，因此，人均GDP對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響應(yīng)為正。其次，人均財(cái)政收入水平越高，說明政府可支配的公共服務(wù)資金越多，用于養(yǎng)老保險(xiǎn)支出的資金也相應(yīng)增加，故人均財(cái)政收入對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平有正的影響。

（3）消費(fèi)水平。養(yǎng)老保險(xiǎn)是政府或社會通過一種制度設(shè)計(jì)，使勞動者在年輕時(shí)繳納一定的費(fèi)用，在年老時(shí)可領(lǐng)取一定水平的養(yǎng)老保險(xiǎn)金。本文用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出來反應(yīng)消費(fèi)水平，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出越多，說明該地區(qū)的消費(fèi)水平越高，為了維持養(yǎng)老保險(xiǎn)金的購買力水平，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇應(yīng)相應(yīng)提高，所以，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響應(yīng)為正。

（4）城市化水平。近年來，我國城市化率不斷提高，越來越多的農(nóng)村人口轉(zhuǎn)化為城市企業(yè)職工，這在一定程度上增加了在職職工參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的人數(shù)，從而增加養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的總收入，對我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平有正的影響。與此同時(shí)，由農(nóng)村人口轉(zhuǎn)為企業(yè)職工的這一批人，勞動報(bào)酬通常低于社會的平均工資，繳納的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)也相應(yīng)較低，長期可能導(dǎo)致人均養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的降低。所以，城市化率對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響不確定。解釋變量的含義見表1。

表1 解釋變量的含義

（二）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)在職職工年人均養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額、職退比、人均GDP、人均財(cái)政收入、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出和城市化率對我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響，建立如下模型：

其中，i表示省、直轄市或自治區(qū)；t表示時(shí)間；IPB表示養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平；WPP表示在職職工年人均養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)額；WRR表示職退比；PGDP表示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；PGR表示人均財(cái)政收入；HE表示城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出；URB表示城市化率；εit表示誤差項(xiàng)。

（三）數(shù)據(jù)來源及主要變量描述性分析

本文選取我國2001-2012年31個(gè)省份的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究。原始數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)資料庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證分析

（一）模型的檢驗(yàn)與說明

對于（2）式中參數(shù)的估計(jì)，如果就計(jì)量方法而言，有多種方法可供選擇。如混合最小二乘法（POLS）、隨機(jī)效應(yīng)（REM）和固定效應(yīng)（FEM）。這些方法的基本假設(shè)和適用的范圍各不相同，混合最小二乘法假設(shè)數(shù)據(jù)之間既不存在時(shí)間效應(yīng)，也不存在個(gè)體效應(yīng)，通常用于對短面板數(shù)據(jù)的處理。固定效應(yīng)（FEM）模型的初衷是為了檢驗(yàn)?zāi)切╇S時(shí)間而變化的解釋變量對于被解釋變量的影響，所以應(yīng)剔除那些不隨時(shí)間的變化而變化的解釋變量對因變量的影響；隨機(jī)效應(yīng)假設(shè)個(gè)體的誤差與被解釋變量是不相關(guān)的。通?？梢酝ㄟ^Hausman檢驗(yàn)來檢測應(yīng)該選用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)來進(jìn)行估計(jì)，Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為：

在進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)前，需對隨機(jī)擾動項(xiàng)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，如果隨機(jī)擾動項(xiàng)存在異方差，則并非有效的估計(jì)量，即Hausman檢驗(yàn)結(jié)果不可信。進(jìn)行異方差檢驗(yàn)可考慮使用似然比（LR）檢驗(yàn)或沃爾德（Wald）檢驗(yàn)，本文使用了Wald檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)各省之間是否存在異方差①，P值為0.000 0，故拒絕各省級數(shù)據(jù)之間同方差的假設(shè)，即認(rèn)為各省數(shù)據(jù)存在異方差性。除了進(jìn)行異方差檢驗(yàn)外，通常還應(yīng)考慮自相關(guān)性問題，本文采用Wald檢驗(yàn)方法進(jìn)行了組內(nèi)自相關(guān)檢驗(yàn)②，P值為0.000 0，故拒絕數(shù)據(jù)不存在組內(nèi)自相關(guān)的假設(shè)。因此，本文選擇了比FEM和POLS估計(jì)更有效的估計(jì)方法——可行的廣義最小二乘法（Feasible Generalized Least Squares，簡稱FGLS）對模型進(jìn)行估計(jì)。

（二）模型的參數(shù)估計(jì)及討論

將相關(guān)數(shù)據(jù)代入（2）式中，在STATA12.0下，用FGLS方法對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見表3。為了與FGLS估計(jì)結(jié)果進(jìn)行對比，將POLS與FEM估計(jì)結(jié)果也放入了表3中，本文接下來重點(diǎn)對FGLS的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。

表3 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

（1）制度及政策因素。就我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度及政策而言，在職職工年人均繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)額對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響為正，且在1%水平下顯著。在職職工年人均繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)額對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的彈性系數(shù)為0.569 4，即在其他條件不變的情況下，在職職工年人均繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)額每提高1%，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平將提高0.569 4%。這一發(fā)現(xiàn)與我國現(xiàn)行的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇計(jì)發(fā)政策基本一致，我國2010年頒布的《中華人民共和國社會保險(xiǎn)法》第十五條規(guī)定，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平根據(jù)個(gè)人的繳費(fèi)額、繳費(fèi)年限、個(gè)人賬戶金額等因素來確定。參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的個(gè)人多繳多得，體現(xiàn)了保險(xiǎn)的激勵原則。從職退比來看，職退比對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平具有顯著的正向影響，職退比對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的彈性系數(shù)為0.463 2，即職退比每提高1%，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平相應(yīng)提高0.463 2%。這與目前我國選擇的現(xiàn)收現(xiàn)付式養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)務(wù)模式緊密相關(guān)，在現(xiàn)收現(xiàn)付制下，在職職工與離退休人員的比例越高，養(yǎng)老保險(xiǎn)金待遇水平相應(yīng)也應(yīng)越高。這一發(fā)現(xiàn)與我國目前的人口結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度模式是一致的。

（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。人均GDP對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響為正，且在1%的顯著性水平下顯著。人均GDP對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的彈性系數(shù)較小，僅為0.134 9，即人均GDP每提高1%，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平相應(yīng)提高0.134 9%。這與我國現(xiàn)階段的收入分配模式和養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)機(jī)制相符，在我國現(xiàn)階段的收入分配模式中，勞動者通過資本獲得的收益往往大于勞動獲得的收益，而養(yǎng)老保險(xiǎn)的繳費(fèi)基數(shù)為勞動工資，并不包括資本收益。所以，人均GDP對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響雖為正，但彈性系數(shù)并不大。人均財(cái)政收入對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的彈性系數(shù)為0.081 2，且在1%水平下顯著，即人均財(cái)政收入每提高1%，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平相應(yīng)提高0.081 2%。養(yǎng)老保險(xiǎn)資金的來源除企業(yè)和個(gè)人繳費(fèi)外，財(cái)政往往要進(jìn)行適當(dāng)?shù)难a(bǔ)貼，當(dāng)一個(gè)地區(qū)人均財(cái)政收入較高時(shí)，對養(yǎng)老保險(xiǎn)資金的補(bǔ)貼也較多，從而提高養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平。

（3）消費(fèi)水平。在消費(fèi)水平方面，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響為正，且彈性系數(shù)為0.078 9，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。我國2010年頒布的《中華人民共和國社會保險(xiǎn)法》第十八條規(guī)定，應(yīng)根據(jù)物價(jià)上漲情況和居民的消費(fèi)水平，適時(shí)調(diào)整養(yǎng)老保險(xiǎn)的待遇水平。從研究結(jié)果來看，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響既小也不顯著，這說明我國各省調(diào)整養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平時(shí)，并沒有充分考慮城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)水平。

（4）城市化水平。實(shí)證結(jié)果表明，城市化率對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響為負(fù)，且在1%的顯著性水平下顯著。城市化率對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的彈性系數(shù)為-0.345 9，即城市化率每提高1%，養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平將降低0.345 9%。其原因可能是隨著我國城市化率的提高，以前未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村人口大量轉(zhuǎn)化為城市企業(yè)職工，這雖然在一定程度上增加了在職職工參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的人數(shù)，提高了養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的整體規(guī)模，但由于從農(nóng)村轉(zhuǎn)化為企業(yè)職工的這一批人，普遍受教育程度較低，且缺乏專業(yè)的職業(yè)技能，導(dǎo)致勞動報(bào)酬通常低于本地區(qū)的社會平均工資水平，繳納的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)也相應(yīng)較低，從而在養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)階段拉低了人均養(yǎng)老保險(xiǎn)的繳費(fèi)水平，在養(yǎng)老保險(xiǎn)基金支出階段拉低了人均養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平，即降低了養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平。

四、結(jié)論與政策建議

本文在綜合考慮了我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度及政策、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、消費(fèi)水平和城市化水平的基礎(chǔ)上，以我國2001-2012年31個(gè)省級面板數(shù)據(jù)為樣本，對影響我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的因素進(jìn)行了實(shí)證研究，研究表明：①在職職工年人均繳費(fèi)額、職退比、人均GDP、人均財(cái)政收入對我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平有顯著的正向影響，城市化率對養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平有顯著的負(fù)向影響。其中，在職職工年人均繳費(fèi)額和職退比是影響我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的最主要因素。②城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出對我國養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的影響僅為0.078 9，且在統(tǒng)計(jì)上不顯著，這說明我國各省在調(diào)整養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平時(shí)，對居民的消費(fèi)水平欠缺綜合考慮。

基于以上研究，本文提出如下政策建議：

（1）綜合考慮多種因素的影響，科學(xué)確定養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平。養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的核心是如何科學(xué)合理地確定養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平。過高的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平不但增加了在職職工繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)用的負(fù)擔(dān)，同時(shí)引起一部分勞動者工作積極性的下降，還可能導(dǎo)致企業(yè)競爭力的削弱，從而損害國家、企業(yè)和個(gè)人的社會福利；而過低的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平又不能為勞動者解除養(yǎng)老后顧之憂。從我國的實(shí)踐來看，各省制定養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的依據(jù)和方法各不相同，且缺乏科學(xué)的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇調(diào)整機(jī)制，部分省份在確定待遇水平時(shí)主觀性較大，沒有一個(gè)客觀的養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇確定標(biāo)準(zhǔn)。因此，在制定和調(diào)整養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平時(shí)，應(yīng)綜合考慮勞動者的繳費(fèi)工資水平、繳費(fèi)年限、職退比、當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、當(dāng)?shù)鼐用竦钠骄M(fèi)水平、城市化率、城鎮(zhèn)人口預(yù)期壽命、財(cái)政負(fù)擔(dān)等因素，并注重養(yǎng)老保險(xiǎn)的公平性與激勵性，確保養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平的科學(xué)合理。

（2）降低養(yǎng)老保險(xiǎn)的繳費(fèi)比例，分離遺留養(yǎng)老費(fèi)用。我國養(yǎng)老保險(xiǎn)資金主要來源于企業(yè)和個(gè)人繳費(fèi)，政府負(fù)責(zé)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的運(yùn)行。我國各省養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比例并不完全相同，大部分省份為企業(yè)繳納職工工資收入的20%，個(gè)人繳納工資收入的8%?？偟膩砜矗覈魇○B(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比例較高，而人均養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平與社會平均工資的替代率較低。造成這種現(xiàn)象的主要原因是我國把大部分社會統(tǒng)籌資金消耗在了遺留養(yǎng)老費(fèi)用上，并希望通過提高養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比例來填補(bǔ)這一缺口。遺留養(yǎng)老費(fèi)用是我國從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)所付出成本的一部分，這部分成本不應(yīng)由一代人來負(fù)擔(dān)，而應(yīng)由獲得改革好處的幾代人共同承擔(dān)［1］。養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的運(yùn)行應(yīng)分離出遺留養(yǎng)老費(fèi)用，把遺留養(yǎng)老費(fèi)用保持在一個(gè)較高的水平，并由國家的財(cái)政收入逐年填補(bǔ)這一缺口；并通過降低養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)，激勵勞動者積極參與養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的覆蓋范圍，適當(dāng)提高養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇水平，以保證養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的健康運(yùn)行。

（3）推進(jìn)各省之間養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的銜接。我國各省的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍、繳費(fèi)比例、待遇水平等各不相同，且各省之間養(yǎng)老保險(xiǎn)銜接不暢，這不但不利于我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的健康運(yùn)行，而且還會導(dǎo)致企業(yè)和個(gè)人出現(xiàn)逆向選擇行為，從而阻礙勞動力的自由流動，嚴(yán)重影響我國經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展。在各省養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比例不等的情況下，企業(yè)容易產(chǎn)生逆向選擇行為，企業(yè)傾向于離開養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率較高的地區(qū)，選擇養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)率較低的地區(qū)，從而降低企業(yè)的成本。當(dāng)某些省份的企業(yè)繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)的比例較低，而其他省份企業(yè)繳費(fèi)比例較高時(shí)，意味著低繳費(fèi)比例省份的企業(yè)和高繳費(fèi)比例的企業(yè)沒有在同一平臺進(jìn)行競爭，從而使企業(yè)喪失了公平競爭的基礎(chǔ)，長期必將導(dǎo)致地區(qū)間差距的拉大。從我國現(xiàn)行的養(yǎng)老保險(xiǎn)運(yùn)行實(shí)踐來看，勞動者要想把養(yǎng)老保險(xiǎn)從一個(gè)省份轉(zhuǎn)到另一個(gè)省份，難度相當(dāng)大。對于大部分普通勞動者來說，要想在年老時(shí)領(lǐng)取到養(yǎng)老保險(xiǎn)金，必須在同一個(gè)省份繳費(fèi)達(dá)15年以上，這一制度嚴(yán)重阻礙了我國勞動力的自由流動。因此，我國應(yīng)盡快統(tǒng)一養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)比例，推進(jìn)各省養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的銜接，從而破除阻礙我國勞動力自由流動的限制條件，實(shí)現(xiàn)我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的健康穩(wěn)定運(yùn)行。

注 釋：

①進(jìn)行異方差檢驗(yàn)的程序xttest3來自美國波士頓學(xué)院的Christopher FBaum（2001），并通過STATA實(shí)現(xiàn)。

②自相關(guān)檢驗(yàn)的程序由Drukker（2003）在Wooldridge（2002）基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)而得來，并由STATA實(shí)現(xiàn)。

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