社保缴费率、退休年龄延迟与就业：理论模型与实证检验_田影.pdf

地方财政研究 2023 年第 1 期社保缴费率、退休年龄延迟与就业：理论模型与实证检验田影1马海涛2（1.中国农业科学院农业经济与发展研究所，北京 100000；2.中央财经大学，北京 100081）内容提要：本文通过构建一个包含退休年龄延迟和内生生育率的世代交叠模型，探讨了社保缴费率和退休年龄延迟对就业率和养老金替代率的影响，并结合我国实际情况，进行了数值模拟和敏感性分析。研究发现：退休年龄延迟能够有效改善社保缴费率下降所产生的两难困境，退休年龄延迟与社保缴费率之间存在最优组合；进一步利用我国 31 个省的面板数据进行实证检验，发现社保缴费率在退休年龄延迟与就业率的关系中具有显著的中介效应这一机制，退休年龄延迟能够通过降低社保缴费率进而增加就业率。政府应“小步渐进式”地推行退休年龄延迟政策及实行弹性退休制度，构建社保缴费率与退休年龄相联动的调整机制，建立相应的激励机制，同时改革养老金制度，并采取一系列的配套措施，为退休年龄延迟政策的实施保驾护航。关键词：社保缴费率退休年龄延迟中介效应就业率中图分类号：F812/F840.61文献标识码：A文章编号：1672-9544(2023)01-0012-15收稿日期 2022-02-18作者简介 田影，博士后，研究方向为农业经济管理；马海涛，副校长，教授，博士生导师，研究方向为财税理论与政策。基金项目 国家社会科学基金重大项目“实质性减税降费与经济高质量发展”（项目编号：19ZDA070）。数据来源：国家统计局.第七次全国人口普查主要数据情况，。按照国际惯例，通常把 60 岁及以上的人口占总人口比例达到 10%或 65 岁及以上人口占总人口的比例达到 7%作为一个国家或地区进入人口老龄化社会的标准。一、引言近年来，随着人口预期寿命的不断提高和出生率的下降，中国已然提前步入老龄化社会。第七次全国人口普查数据显示，我国 65 岁以上人口占总人口的比重由 2000 年的 7.0%上升至 2020 年的13.5%，远远高于 7%的国际标准。人口老龄化危机的不断加剧，不仅会导致社保制度内老年抚养比、养老金替代率大幅上升，容易诱发社保基金财务危机，而且还会进一步加剧劳动力市场的就业问题。当前，在新冠肺炎疫情肆虐和中美贸易摩擦的双重压力下，“稳增长、保就业”成为国家保障民生和维持经济稳定运行的紧要之务。“就业乃民生之本、财富之源、稳定之基”，作为人口大国，稳就业历来是我国宏观调控的首要目标，是政府部门工作的重中之重。但近年来我国仍然面临较为严重的失业社会保障12地方财政研究 2023 年第 1 期数据来源：相关年度 中国统计年鉴。问题，劳动力市场的就业形势依然十分严峻，就业岗位的需求压力持续存在。统计数据显示，我国城镇登记失业率从 2000 年的 3.1%增加到 2019 年的3.62%，就业率从 2000 年的 97.42%不断下降至2019 年的 95.52%，由此可见，我国的就业形势不容乐观。企业作为劳动力市场的微观主体，吸纳了大部分的劳动力，然而，社会保险缴费作为企业用工成本的重要组成部分，很大程度上制约了企业的吸纳能力。目前，与发达国家相比，我国社保缴费率较高，随之诱发的劳动力成本的提高将会给我国的社会和经济发展，特别是劳动力市场（张熠等，2017）和社保基金的财务可持续性带来严重的威胁和挑战（柳清瑞和孙宇，2018）。社保缴费率降低虽然在一定程度上增加了就业率，但是减少社保基金收入，对我国的社保基金带来了冲击和影响，因此，社保缴费率下降存在政策目标上的两难困境。要改善这种两难困境，最常见的政策工具就是退休年龄延迟。近年来，退休年龄的调整是我国社会各界持续关注的热门话题，党的十九届五中全会通过的 中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二三五年远景目标的建议 提出，要“实施渐进式延迟法定退休年龄”，标志着我国退休年龄的改革逐渐被提上了议事日程。因此，理清退休年龄、社保缴费这一“政策组合”与就业的关系成为本文关注的重点。基于以上的理论分析与现实背景，我们需要厘清的问题是：在人口老龄化的背景下，降低社保缴费率能否同时实现就业率提升和社保基金可持续的两大目标？退休年龄延迟能否有效改善社保缴费率下降所产生的两难困境？退休年龄和社保缴费率在共同影响就业的过程中是如何协调配合的？对于这些问题的探究，不仅有助于我们从就业与民生保障协调发展的视角评估降低社保缴费率和退休年龄延迟的综合效应，而且也能为我国政府合理制定退休年龄延迟政策提供决策参考，因此具有极其重要的现实意义。社保缴费、退休年龄对就业的影响始终是财政领域的热点问题，已有大量文献分析了社保缴费 率 对 就 业 的 影 响（Gruber 和 Krueger，1990；Kugler 和 Kugler，2009；马双等，2014；刘苓玲和慕欣芸，2015），还有部分文献就退休年龄延迟对就业的影响展开了研究（Gruber 等，2009；苏春红等，2015；Lefebvre，2012；Kalwij 等，2010），以上文献虽然对降低社保缴费率和延迟退休的就业效应进行了深入分析，但鲜有文献将两者结合起来考察其综合效应，缺乏对这一问题较为系统和规范的量化研究，也未从促进就业和民生保障协调发展的维度来探讨社保缴费率和退休年龄之间的关系。从政策实施的视角看，社保缴费率降低和退休年龄延迟是政府调节经济的关键政策变量，考察社保缴费率降低和退休年龄延迟对就业的影响及作用机制，探寻抵消社保缴费率降低对养老金替代率负面影响的退休年龄延迟路径，全面评估其经济效应有利于我们关注政策制定与实施中的核心环节，采取针对性强的配套措施，这无疑具有重要的理论价值。与现有的研究相比，本文可能的边际贡献在于：（1）研究视角与变量选取的创新，本文将社保缴费率和退休年龄两个解释变量纳入考量，有利于更全面地评估政府政策制定效果。（2）本文从促进就业与社保基金协调发展的视角研究了社保缴费率降低和退休年龄延迟对就业率和养老金替代率的影响，拓展了政府公共政策领域的理论研究。（3）从政策设计上看，本文通过数值模拟给出在维持养老社会保障13地方财政研究 2023 年第 1 期金替代率不变的目标下，社保缴费率下降所需的退休年龄延迟岁数临界值，为合理制定社保缴费与退休年龄的“政策组合”提供了理论依据。二、理论模型与研究假设（一）基本模型设定本文以两期 OLG 模型为基础，参考 Fanti 和Gori（2012）的模型设计思路，同时结合我国城镇职工社保制度的现实进行扩展。假设经济中存在个人、企业和政府三个基本经济单位，经济体是封闭、无限存续的，个人的生存期假设如图 1 所示。1.个人行为个人的决策目标是实现一生效用最大化。假设个人是同质的，代表性个人一生阶段划分如图 2 所示，其中代表性个人一生分为成年和老年两个时期，每个时期有一单位的时间禀赋，对应的时间跨度为 35 年，成年期时间全部工作，老年期时间部分工作，剩余的时间退休享受闲暇。t 期进入成年期的个人通过劳动供给获得工资收入 wt，并按比例 缴纳社会保险费，因此其可支配收入为（1-）wt，用于成年期的消费 c1，t、储蓄 st和抚养子女。每个成年人生育子女的数量为 nt，对每个子女的抚养支出占其劳动收入的比例为，那么抚养子女的总成本为wtnt。每个时期同时存在两代人，t 期总人口、成年人和老年人的数量分别为 Nt、N1，t和 N2，t，所以 Nt=（1+nt-1）Nt-1，t+1 期的成年人数量为 N1，t+1=ntN1，t。本文借鉴 Miyazaki（2014）的外生设定退休年龄的研究思路，假设代表性个人在 t+1 期进入老年期，继续工作的时间长度为 z（0z0，01。A 表示全要素生产率，表示资本产出弹性。Yt、Kt和 Lt分别为 t 期的总产出、资本总量和劳动力总量。定义劳均资本 kt=Kt/Lt，则劳均产出 yt=Yt/Lt。企业的用工成本为（1+）wt，假设资本在当期全部折旧，求解企业利润最大化问题。max=AKtLt1-（1+）wtLt+RtKt（8）求解得到市场均衡条件下的工资率 wt*和资本回报率 Rt分别为：wt*=A（1-）kt（1+）（9）Rt=Akt-1（10）3.政府行为政府实行定额缴费、现收现付、预算平衡的社会保障计划，其决策目标是维持社保基金收支平衡。政府向成年人和老年人的劳动收入征收的社会保险费全部用于支付当期退休人口的养老金，t 期社会保险基金预算平衡式为：wtN1，t+zwtN2，t=（1-z）PtN2，t（11）其中，等式左边表示 t 期社会保险基金收入，包括成年劳动力缴费 wtN1，t和老年劳动力缴费zwtN2，t；等式右边表示 t 期社会保险基金支出，由退休人口数量与领取养老金的乘积表示。式（11）的经济学含义表明，当其他变量保持不变时，与不延迟退休相比，延迟退休一方面通过增加缴费人数提高了社保基金收入，另一方面通过缩短养老金领取时间降低了社保基金支出，从而能增加单位时间内的养老金。化简式（11）得到单位时间内的养老金福利为：Pt=wt（nt-1+Z）1+Z（12）养老金替代率以单位时间内养老金相对于工资收入的比重表示，是衡量个人退休后福利水平的重要指标。t 期进入成年期的个人一生工资收入为wt+zwt+1，一生工作时间为 1+z，则单位时间内的工资收入为（wt+zwt+1）/（1+z），从而养老金替代率可表示为：社会保障15地方财政研究 2023 年第 1 期t=Pt+1（wt+Zwt+1）/（1+Z）=（nt+Z）（1+Z）1-Zwt+1wt+Zwt+1（13）可以看出，养老金替代率 t是退休年龄延迟 z和社保缴费率 的函数。（二）市场出清与一般均衡由于本文假定资本当期全部折旧且养老保险制度是现收现付制的，故每期的资本积累来自上一期的成年人储蓄。因此，资本市场出清时，Kt+1=N1，tst，劳均资本形式为 kt+1=st/（nt+z）。劳动力市场出清时，企业生产需要的劳动力总量等于总的劳动供给，即Lt=N1，t+zN2，t。设定 nt为就业率，以就业人口占经济活动人口数的比例表示。则 t=Lt/Nt=（n+z）/（n+1）。根据式（6）、式（9）、式（10）和式（12），得到劳均资本的动态方程：（1+）（nt+z）+（1+）（z+nt）（1-）（1+）kt+1=（1-）A（1-）（1+）kt（14）根据式（7）、式（9）、式（10）和式（12），得到生育率的动态方程：nt（1+）-（1-）Akt=（z+nt）kt+1（15）均衡状态下各内生变量收敛于常数，kt+1=kt=k*、nt+1=nt=n*、wt+1=wt=w*，令 m1=（1-），m2=1+，m3=（1+）（1-），我们可以求出均衡状态时的劳均资本k*、生育率 n*、劳均产出 y*和养老金替代率*，它们是社保缴费率 和延迟退休 z 的函数。n*=m2m3z（-1）+m2m3z2（1-）+m2（1-）（+）2am22（1+）+m2m3-m3z（1-）（z-1）+（1-）（+）2am2+（m2+m3）（16）k*=A（1-）（1-）（1+）(n*+z)（1+）+（1+）（1-）（z+n*）11-（17）y*=AA（1-）（1-）（1+）(n*+z)（1+）+（1+）（1-）（z+n*）11-（18）*=（n*+z）1+z（19）（三）比较静态分析接下来，我们将分析经济处于稳态均衡时，社保缴费率 和退休年龄延迟 z 对就业率和养老金替代率的影响。1.社保缴费率 对就业率的影响。根据 t的表达式对 进行求导，求得：=n（1-z）（1+n）20所以，我们可以得出以下假设：假设 2：在社保缴费率 外生给定的条件下，退休年龄延迟 z 与就业率呈正相关关系。退休年龄延迟会提高就业率。3.退休年龄延迟对社保缴费率的影响。根据稳态*的表达式可以推导出=*（1+z）（n*+z）（20），在养老金替代率不变的情况下，对 z 求导得出：z=-*（n+z）+（1-z）nz+()1（n*+z）20所以，我们可以得出以下推论：推论 1：在退休年龄 z 外生给定的条件下，社保缴费率 与养老金替代率呈正相关关系。提高社保缴费率会提高养老金替代率。5.退休年龄延迟 z 对养老金替代率的影响。根据稳态时*的表达式对 z 求导得出：z=m3（1-）（2z-1）2am2（1+）+m3+()1（1-z）+（n+z）（1-z）20所以，我们可以得出以下推论：推论 2：在社保缴费率 外生给定的条件下，退休年龄延迟能够提高养老金替代率。假设 1-3 的经济学含义如下：社保缴费率和退休年龄延迟与就业率之间密切相关，提高退休年龄能够降低社保缴费率，进而增加就业率，所以，社保缴费率是退休年龄延迟与就业之间的中介传导机制，降低社保缴费率和退休年龄延迟之间具有互补作用，因此其组合关系值得引起重视。同时实施退休年龄延迟政策和降低社保缴费率政策能够更好地促进就业，同时也能够抵消社保缴费率降低对其他经济变量所产生的消极影响。推论 1-2 的经济学含义如下：降低社保缴费率能够提高就业率，降低养老金替代率，说明了降低社保缴费率存在政策目标上的两难困境。降低社保缴费率一方面直接使得社保基金收入下降，导致老年期领取的退休金减少，另一方面又能够提高生育率，增加缴费人数间接提高社保基金收入，其对养老金替代率的总效应取决于两种效应的相对大小，由于直接效应大于间接效用，所以降低社保缴费率降低了养老金替代率。退休年龄延迟不仅提高了就业率，而且提升了养老金替代率。三、参数取值和数值模拟为了更直观地展示各变量之间的关系，本文以我国为例，在前人文献的基础上，对理论模型中的主要参数进行取值，通过数值计算定量考察社保缴费率和退休年龄的变化对就业率和养老金替代率的影响，并对关键变量进行敏感性分析。（一）参数取值根据均衡求解结果，模型待设定的参数有、A、，各参数基准值通过相关文献资料、统计数据、政策规定等确定，如表 1 所示。假设代表性个人起始工作年龄为 21 岁，每期时间为 35 年，则个人于 56 岁进入老年期，这与当前我国职工的实际平均退休年龄相接近。由此，在当前实际平均退休年龄下个人进入老年期就退休不再工作，z0 意味着退休年龄延迟。表 1参数基准值参数An取值0.70.1410.40.70.080.331.时间偏好贴现因子。彭浩然等（2018）将年度时间偏好贴现因子取值为 0.99，参照现有文献的通常做法，本文取 0.99，由于本文假设一期时间为35 年，则=0.9935=0.7。社会保障17地方财政研究 2023 年第 1 期2.父母对每个子女的抚养支出占其劳动收入的比例。现有文献把家庭对每个子女的抚养支出占收入的比例设为 8%（Banerjee 等，2014），因此本文取=0.08。3.物质资本产出弹性。现有文献对物质资本产出弹性的估计略有差异。康传坤和楚天舒（2014）认为模型中的 小于实际经济中的资本收入份额，选取 0.35 作为 的基准值。鉴于我国未来的资本丰裕度不断提升，物质资本产出弹性就会相应下降，因此经过权衡取舍，本文设定 的基准值为 0.4，并在下文对该参数进行敏感性分析。4.全要素生产率 A。参数 A 的取值只影响经济变量大小，不会改变本文的经济机理和研究结论，因此可取任意正值（景鹏和郑伟，2020）。遵循现有文献的普遍做法，本文将 A 标准化为 1。5.个人对子女数量的偏好程度。参数 决定了个人生育偏好，我们通过设定一个基准目标，根据推导出的模型公式和上述参数基准值来确定。基准目标设定为不延迟退休 z=0、社保缴费率=33%时，生育率 n=0.7。结合式（17）、（18），及其他相关参数基准值，求解可得=0.14，并对其进行敏感性分析。6.父母生育子女的个数 n。根据 2021 年第七次全国人口普查数据，我国育龄妇女总和生育率为1.3，处于极低水平。根据 国家人口发展规划（2016-2030 年），预期目前我国总和生育率在 1.8，由于总和生育率究竟是多少学术界依然存在较大的争议，我们暂且估计其处于 1.3-1.8 之间。另外理论模型不考虑性别因素，假设每个人代表一个家庭都可进行生育，则 n 的取值范围在 0.65-0.9 之间，在基准情景下，本文取 n=0.7。7.社保缴费率。本文中的社保缴费率是包含了个人和企业缴纳的税负。根据 中国统计年鉴，1978 年-2018 年税收收入占 GDP 比重的均值为0.15，结合本文的模型设定，wtLt/Yt=wt/yt=0.15。结合式（16）和式（17）可得 wt=（1-）yt/（1+），结合 的基准值计算得到=0.33。8.退休年龄延迟时间 z。根据我国当前的退休政策，本文设定初始退休年龄为 55 岁。同时，参照本文的设定，老年期的时间跨度为 35 年，根据渐进式的退休原则，分别计算退休年龄在 55-65 岁的情况，即 z 的取值为0/35，1/35，2/35，3/35，4/35，5/35，6/35，7/35，8/35，9/35，10/35。（二）降低社保缴费率和延迟退休年龄的经济效应本部分将结合上文的参数基准值，数值模拟降低社保缴费率和退休年龄延迟两种情境下对重要经济变量的影响。表 2 给出了平均退休年龄为基准值 55 岁的情况下，社保缴费率从 0.33 降低至 0.2后，各经济变量的变化趋势。表 2 显示，社保缴费率降低对各经济变量的影响是不同的，随着社保缴费率的降低（降低），均衡状态的生育率 n*、就业率*、劳均私人资本 k*和劳均产出 y*呈现逐渐上升的趋势，而养老金替代率*逐渐下降，表明社保缴费率降低将提高就业率，降低养老金替代率，进而增加社保基金财务负担。表 3 给出了社保缴费率为基准值 0.33 的情况下，平均退休年龄从 55 岁延迟至 65 岁时，各经济变量的变化趋势。表 3 显示，退休年龄延迟对各经济变量的影响是不同的，随着退休年龄的延迟（z 增加），均衡状态的生育率 n*、劳均私人资本 k*和劳均产出 y*均呈现逐渐下降的趋势，而就业率*和养老金替代率*逐渐上升，表明延迟退休将提高就业率和提高养老金替代率，减轻养老负担。以上分析是在给定退休年龄延迟岁数或社会保险缴费率的情况下，考察降低缴费率或延迟退休社会保障18地方财政研究 2023 年第 1 期表 2降低社保缴费率对经济变量的影响0.330.320.310.300.290.280.270.260.250.240.20n*0.35530.35990.36440.36900.37350.37790.38230.38670.39100.39520.4118k*0.44320.45350.46420.47530.48680.49880.51130.52430.53780.55190.6145y*0.72220.72880.73570.74260.74980.75710.76470.77240.78030.78840.8230*0.26210.26460.26710.26950.27190.27430.27660.27880.28110.28330.2917*0.11720.11520.11300.11070.10830.10580.10320.10050.09770.09490.0824经济变量年龄对重要经济变量的影响，而没有考虑两项政策配合实施产生的效应。事实上，降低社会保险缴费率政策已经在实施，而延迟退休年龄方案虽然还没有公布，但是政府释放的各种信号表明该项政策势在必行，这意味着未来极有可能降低缴费率和延迟退休年龄同时进行。因此，有必要分析两者的组合变化对就业率和养老金替代率的综合影响，以全面揭示其经济效应。模拟结果如图 3 所示，在给定退休年龄延迟岁数的截面上，降低社保缴费率将提高就业率和降低养老金替代率，进一步证实了降低社保缴费率存在政策目标上的两难困境。在给定的社保缴费率的截面上，退休年龄延迟会使得就业率上升，养老金替代率也上升。可以看出，在动态一般均衡研究框架下，降低社保缴费率和退休年龄延迟都能提高就业率，但降低社保缴费率将导致养老金替代率下降，而退休年龄延迟则有助于提高养老金替代率。因此，现阶段我国实施退休年龄延迟政策可以在提高就业率的同时抵消社保缴费率下降对养老金替代率的负面影响，达到有效改善社保缴费率下降所产生的两难困境的目的。表 3退休年龄延迟对经济变量的影响0/350 岁1/351 岁2/352 岁3/353 岁4/354 岁5/355 岁6/356 岁7/357 岁8/358 岁9/359 岁10/3510 岁n*0.56990.56140.55340.54600.53900.53250.52650.52100.51600.51160.5076k*0.20160.18460.16950.15610.14420.13350.12390.11520.10740.10020.0938y*0.52690.50870.49170.47580.46090.44690.43370.42130.40960.39850.3880*0.36300.37790.39300.40860.42450.44070.45720.47400.49120.50850.5262*0.18810.20040.21370.22800.24340.26000.27800.29740.31850.34150.3665经济变量注：方括号中表示退休年龄延迟岁数，1 岁表示平均退休年龄从基准值 55 岁提高至 56 岁。社会保障19地方财政研究 2023 年第 1 期图 3社保缴费率和延迟退休不同政策组合的模拟结果（三）社保缴费率降低过程中的退休年龄调整社保缴费率降低导致生育率、就业率、劳均私人资本和劳均产出增加，养老金替代率减少，而退休年龄延迟使得生育率、劳均私人资本和劳均产出下降，就业率和养老金替代率上升，两者的作用效果大多相反。那么，退休年龄需要延迟多少岁才能抵消社保缴费率下降产生的负向影响呢？根据政策制定者对就业率和养老金替代率的关注的侧重点不同，本文主要考察养老金替代率不变时即养老金替代率的值始终为基准情景值 0.1172 时，保持其他参数取值不变，数值模拟社保缴费率降低所需的退休年龄延迟岁数临界值 T，详细的结果见表 4。根据表 4 可以看出，在养老金替代率为基准值的情景下，退休年龄延迟对养老金替代率的正向影响抵消了社保缴费率降低对养老金替代率的负向影响，且这一结论是稳健的。假定维持养老金替代率不变，伴随着社保缴费率的下降，则退休年龄延迟岁数临界值 T 需要不断提高，比如=28%时，T=表 4社保缴费率降低所需的退休年龄延迟岁数临界值0.330.320.310.300.290.280.270.260.250.240.20z00.00550.01160.01830.025670.03370.04250.05200.06240.07370.1289T00.19250.4060.64050.898451.17951.48751.822.1842.57954.5115n*0.35520.35870.36210.36520.36810.37080.37310.37530.37710.37860.3816k*0.10800.10720.10620.10510.10370.10220.10060.09870.09680.09460.0846y*0.41060.40930.40780.40610.40390.40160.39910.39600.39300.38940.3723*0.26210.26810.27440.28090.28780.29510.30270.31070.31910.32810.3695经济变量注：T 表示退休年龄延迟岁数临界值，T=35z，只有当实际退休年龄延迟岁数不低于该临界值时，才能在社保缴费率降低后实现设定的目标。表中的数据存在四舍五入的差异。社会保障20地方财政研究 2023 年第 1 期1.1795，这意味着社保缴费率下降至 28%时，退休年龄至少需要延迟 1.1795 岁才能确保养老金替代率不降。我们分析社保缴费率从 33%降低到 20%之后，维持养老金替代率不变的目标下退休年龄延迟岁数临界值的变化情况。在养老金替代率不变的目标下，社保缴费率每降低 1%，退休年龄延迟岁数临界值平均增加 0.41055 岁，这反映退休年龄延迟路径应该采取小步渐进的方式，建立与社保缴费率相联动的调整机制，在政策最终实施之前还应该设置一段时间的缓冲期，这样不仅可以减小退休年龄延迟政策的实施阻力，还能够让公众有充分的时间根据政策变化调整其生命周期资源配置。同时，在养老金替代率不降的目标下，与退休年龄延迟岁数临界值相对应的经济变量呈现不同的变化趋势。从表4 中可以看出，生育率和就业率随着退休年龄岁数临界值的增加而增加，表明退休年龄延迟将提高生育率和促进就业；劳均私人资本和劳均产出随着退休年龄岁数临界值的增加而减少，说明退休年龄延迟将不利于经济发展。退休年龄延迟在一定程度上推迟了社保基金财务危机到来的时间窗口，显然，退休年龄延迟在缓解社保基金负担方面发挥了积极且重要的作用。在现阶段，退休年龄延迟是一个合理且有效的政策选项，只要退休年龄延迟岁数不低于临界值就能有效改善社保缴费率下降所产生的两难困境。但是，一个不容忽视的客观事实是，尽管退休年龄延迟可以推迟社保基金财务危机来临的时间，但是其还会造成劳均资本和劳均产出下降的弊端，不利于经济的增长，由此，本文建议政府在实施降低社保缴费率和退休年龄延迟政策的同时，还需要采取一系列的配套性措施。四、实证检验在实证检验部分，本文将基于我国 31 个省份的面板数据进行实证研究，考察在我国实施社保缴费率、退休年龄延迟“政策组合”对就业的影响，并探讨其中的中介作用机制，以保证理论模型推演的稳健性，对研究假设提供经验性的佐证。（一）计量模型设定为研究社保缴费率、退休年龄延迟分别对就业的影响，本文构建如下方程：employmentit=0+1SOCit+2Xit+i+t+it（1）employmentit=0+1ODRit+2Xit+i+t+it（2）同时，为探究社保缴费率的中介效应，参考温忠麟和叶宝娟（2014）的中介效应检验步骤，构建如下方程：SOCit=0+1ODRit+5Xit+i+t+it（3）employmentit=0+1SOCit+2ODRit+3Xit+i+t+it（4）若 1，1，1均显著，且 2显著，则表明存在中介效应。其中，employmentit代表第 i 省第 t 年的城镇就业率；SOCit代表第 i 省第 t 年的实际社保缴费率；ODRit代表第 i 省第 t 年的老年抚养比，为退休年龄延迟的代理变量；Xit为控制变量；i为省份固定效应，t为年度固定效应，it为残差项。（二）数据来源与主要变量设定本文利用 2000 年-2019 年我国 31 个省份的面板数据，对上述假设进行验证。其中，所有相关的数据都来源于 2000 年-2019 年的 中国统计年鉴 中国劳动统计年鉴 中国人口和就业统计年鉴 和中经网统计数据库。各变量的具体含义和数据说明如下。1.实际社保缴费率。为真实反映社会保险与就业的关系，本文所用费率为各省的实际社保缴费率。各省实际缴费率（SOC）是以历年社保基金收入总和（包括城镇职工基本养老、医疗、工伤、生育和失业保险基金）与城镇单位职工工资总额的比值计算。2.城镇就业率。由于我国采用的城镇登记失业社会保障21地方财政研究 2023 年第 1 期表 5描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值就业率6200.95230.02360.90150.9970社保缴费率6200.37140.11840.14330.7676老年抚养比6200.12640.02930.07010.21适龄劳动人口（取对数）6209.99621.30436.252013.672城镇单位就业人员平均工资（取对数）62010.33360.70978.918411.694总人口抚养比6200.38020.06680.23020.5390居民消费价格指数（上年同期=100）620102.25211.837698.18107第二、三产业的产值占 GDP 比重6200.87950.06100.67280.9957国内生产总值（取对数）6208.98411.18775.574411.30人均 GDP（取对数）62010.08660.80588.404511.732制度难以准确度量失业水平，加之公布的登记失业率要大大低于真实失业率，因此，本文采用城镇就业人员数与城镇就业人员数和城镇失业人员数之和的比值来衡量城镇实际就业率的大小。3.退休年龄延迟。退休年龄延迟的直接影响为降低老年抚养比，因此本文选取老年抚养比作为退休年龄延迟的代理变量。老年抚养比（ODR）为 65岁及以上人口数与 15-64 岁人口数的比率。少儿抚养比为 0-14 岁人口数与 15-64 岁人口数的比率。总人口抚养比为少儿抚养比和老年抚养比相加。4.控制变量。控制变量为适龄劳动人口、城镇单位就业人员平均实际工资指数、总人口抚养比、居民消费价格指数、各省第二、三产业的产值占全社会生产总值的比重、国内生产总值（GDP）、人均GDP 等。适龄劳动人口（Labor）指法定的处于劳动年龄范围的人口，本文忽略性别差异，采用 15-64 岁的人口为适龄劳动人口，具体计算方法为从历年的中国统计年鉴 上获得。为了解决样本的异方差问题，对除比例之外的变量均做了取自然对数的处理。另外，为了避免不随时间而变的不可观测因素对就业的影响，同时控制了省份固定效应和年度固定效应。主要变量的描述性统计结果如表 5 所示。（三）实证结果与分析1.基准回归结果表 6 汇报了社保缴费率、退休年龄延迟分别对就业的计量检验结果。其中（1）、（3）列未加入控制变量，（2）、（4）列进一步加入了控制变量。列（1）（2）汇报了社保缴费率对就业的影响，两者呈现显著的负向关系，说明随着社保缴费率的上升，就业率会下降；列（3）（4）汇报了退休年龄延迟代理变量老年抚养比对就业的影响，两者呈现显著的负向关系，说明退休年龄延迟通过降低老年抚养比，显著增加了就业率。以上结论证明了假设 1和假设 2。社会保障22地方财政研究 2023 年第 1 期表 6基准回归结果变量（1）就业率（2）就业率（3）就业率（4）就业率社保缴费率-0.109*（0.00965）-0.106*（0.0152）老年抚养比-0.276*（0.0466）-0.508*（0.0809）适龄劳动人口-0.00286*（0.000305）-0.00247*（0.000381）城镇单位就业人员平均实际工资-0.0122（0.0116）-0.0123（0.0102）总抚养比0.124*（0.0337）0.261*（0.0489）居民消费价格指数-0.00267*（0.000404）-0.00298*（0.000402）第二、三产业的产值占GDP 比重-0.0814（0.104）-0.0965（0.107）国内生产总值0.0143（0.0102）0.0191*（0.0111）人均 GDP0.00488（0.00764）0.00288（0.0101）常数项0.993*（0.00359）1.235*（0.0705）1.016*（0.00561）1.256*（0.0749）观测值597524586508R20.2850.3930.1430.398省份固定效应是是是是年度固定效应是是是是注：*、*、*分别表示显著性水平为 10%、5%、1%，括号内为标准误，下表同。2.中介效应检验中介效应是统计学中的一个重要概念，指自变量 X 通过中介变量 M 对因变量 Y 产生影响，这一间接影响称之为中介效应。本文根据温忠麟和叶宝娟（2014）提出的中介效应检验方法，检验社保缴费率是否对退休年龄延迟与就业率具有中介效应。具体步骤为：第一步，检验方程（1）退休年龄延迟代理变量对就业率的影响系数是否显著，如果显著则进行第二步；第二步，依次检验方程（2）退休年龄延迟代理变量对社保缴费率的影响系数 1和方程（3）社保缴费率对就业率的影响系数 1，如果两者都显著，则说明间接效应显著进行第三步检验；第三步，检验方程（3）退休年龄延迟代理变量与社保缴费率对就业率的影响系数 2，如果显著，则直接效应显著进行第四步；第四步，比较 11和 2的符号，如果同号，则说明退休年龄延迟对就业的影响部分经过社会保障23地方财政研究 2023 年第 1 期表 7中介效应检验变量（1）就业率（2）社保缴费率（3）就业率社保缴费率-0.0831*（0.0120）老年抚养比-0.5078*（0.0809）1.7194*（0.422）-0.3614*（0.0789）适龄劳动人口-0.00247*（0.000381）-0.00356*（0.00194）-0.00279*（0.000346）控制变量控制控制控制常数项1.256*（0.0749）-1.065*（0.285）1.169*（0.0743）观测值508514505R20.3980.6490.458省份固定效应是是是年度固定效应Sobel P 值是是是0.0000中介效应占比28.1375%注：*、*、*分别表示显著性水平为 10%、5%、1%；括号内为对应变量系数的标准差。社保缴费率传递，即表示社保缴费率产生了“部分中介效应”，如果异号，则表示社保缴费率产生了“遮掩效应”；第五步，进行 Sobel（1982）检验，如果 P值显著，则表明中介变量在自变量和因变量之间产生了中介作用。如果不显著则不存在中介效应。运用 Stata15.1 软件得出了本文的中介效应回归结果，表 7 汇报了中介效应的检验结果。列（1）汇报了退休年龄延迟代理变量老年抚养比对就业的影响，1为-0.5078，在 1%的水平上显著，两者呈现显著的负向关系，说明退休年龄延迟通过降低老年抚养比，显著增加了就业率。列（2）汇报了退休年龄延迟代理变量老年抚养比对社保缴费率的影响，当社保缴费率为中介变量时，1为 1.7194，在 1%的水平上显著为正，老年抚养比与社保缴费率显著正相关，这说明退休年龄延迟能够通过降低老年抚养比，显著降低社保缴费率。列（3）中社保缴费率、退休年龄延迟政策组合对就业率的影响，社保缴费率的系数 1为-0.0831，在 1%的水平上显著为负，说明间接效应显著。列（3）中退休年龄延迟对就业率的影响系数 2为-0.3614，在 1%的水平上显著为负，说明直接效应显著则进行第四步检验。比较 11和 2的符号，11为-0.14288，2为-0.3614，两者同号，说明社保缴费率产生了“部分中介效应”，退休年龄延迟对就业率的影响部分经过社保缴费率传递，即社保缴费率在退休年龄延迟和就业率之间产生显著的中介效应，验证了本文的研究假设 3。为了使结论更加可靠，进一步做 Sobel 检验，从 Sobel 检验的回归结果可以看出，中介效应显著性的统计量Sobel，P 值为 0.0000，小于 0.05，说明中介效应显著，这意味着社保缴费率确实在退休年龄延迟与就业率二者关系中发挥了中介作用，退休年龄延迟通过社保缴费率进而影响就业率，即退休年龄延迟降低了企业的社保缴费率，减轻了企业的用工成本，进而促使企业增加就业需求。社会保障24地方财政研究 2023 年第 1 期表 8Bootstrap 检验结果观测系数Bootstrap 标准误P 值95%置信区间间接效应-0.15643190.02194760.000-0.1994483，-0.1134155直接效应-0.1253440.03824580.001-0.2003043，-0.0503836同时，根据对社保降费率作为中介变量产生的中介效应的测算，可知社保缴费率作为中介变量时，社保缴费率对就业率影响的中介效应为-0.14288，中介效应占总效应的比例为 11/1=28.1375%。这说明社保缴费率在退休年龄延迟与就业率之间发挥了较强的中介效应。以上的经验结论和理论模型的结论基本一致。社保缴费率是退休年龄延迟对就业率影响的中介变量。这说明，将退休年龄延迟、社保缴费率共同引入 OLG 模型进行研究符合我国的实际情况，其结论可以为我国退休制