蒋力

（宁波大红鹰学院，浙江宁波315010）



企业职工延迟退休意愿影响因素研究*
——基于宁波市的调查

蒋力

（宁波大红鹰学院，浙江宁波315010）

摘要：本文通过对宁波市企业在职员工进行问卷调查，以职工个人因素、家庭因素、岗位因素、单位因素为自变量，企业职工延迟退休意愿为因变量，运用二项分类逻辑回归模型，对所收集到的数据进行分析，得出企业类型和家庭负担是影响职工延迟退休意愿的关键因素。

关键词：企业职工，延迟退休，影响因素，回归分析

注：*浙江省社科联2015年研究课题《延迟退休背景下企业职工心态调查与研究---以宁波市为例》，课题编号：2015B026，负责人：蒋力

20世纪90年代以来，全球众多国家都面临着人口老龄化对养老保障制度的冲击，虽然各个国家国情不同，但大多数都采取了一个共同的措施，即延长退休年龄，如表1所示。

表1　世界主要国家法定退休年龄的调整情况（单位：岁）

目前，我国面临着就业压力大，人口结构失调，劳动力市场供需不平衡，提前退休等现象。在人口老龄化背景下，延迟退休制度对社会经济发展以及解决老龄化引起的社会问题具有重要的意义。首先随着受教育水平的提高，人们工作的时间普遍偏晚，现行的退休政策极容易造成人才的浪费，延迟退休有利于提高人力资源利用；其次延迟退休有利于缓减养老金的支付压力；第三，增加职工退休选择的多样性，很多退休职工在仍能胜任工作的情况下，愿意选择继续工作，实现自身价值。

我国养老保障制度先后经历了制度创立阶段、制度调整阶段、制度阻滞阶段、制度恢复重建阶段、制度改革阶段。实施延迟退休的政策，是十八届三中、五中全会提出的重要任务。按照此前人力资源与社会保障部给出的时间表，该方案将在2016年向公众征求意见，2017年正式出台，说明该制度已经渐行渐近。

是否延迟退休、如何延迟退休等问题，都需要了解职工的意愿，才能更好地实施延迟退休政策。从微观个体角度看我国的退休制度，有许多不合理之处。首先，没有将不同地区、不同行业乃至不同个体的诉求反映出来，没有充分考虑个体健康状况、工作性质、个人收入、家庭情况和预期寿命的差别，既没有体现公平，也没有讲求效率。其次，不能满足个人意愿，对个人意愿关注不够，不能由劳动者个人决定何时退休，然而个人因素一直是很多国家实施灵活的弹性退休制度的关键。我国如果实施好延迟退休制度，也必须要考虑到职工的个人因素。

一、数据分析

通过对宁波市国有、三资、民营等不同类型的企业职工进行问卷发放，采取随机抽样的方式，总共收集到了384份有效问卷。从被调查者的退休意愿分布来看，参与本次调查的企业职工男女比例大致一致；从对延迟退休的态度上来看，反对退休制度改革的人数较多，占74.7%。

1.数据初步分析

二项分类Logistic回归分析中，因变量设置为Y（代表企业职工对延迟退休的意愿），取值为0和1。当取值为0时，表示愿意接受延迟退休；取值为1时，则表示不愿意接受延长退休年龄。其中设自变量为X1、X2、X3……X12，分别对应性别、年龄、学历、健康状况、经济收入、家庭经济状况、家庭负担、职务高低、收入及福利满意度、工作满意度、职业发展期望和单位类型。所对应的Logistic回归模型为：

logit（P）=β0+β1X1+β2X2+β3X3+......+βpXp

表2　Logistic回归分析结果

表2输出了各个变量的偏回归系数、标准误差、Wald卡方、自由度、P值（sig）和OR值（Exp （B））。“EXP（B）”即为相应变量的OR值，为在其他条件不变的情况下，自变量每改变1个单位，事件的发生比“Odds”的变化率。Wals是一个统计量，用检验自变量对因变量是否有影响的。它越大，或者说它对应的sig越小，则影响越显著，可见在同时纳入模型后，只有企业类型和家庭负担2个影响因素可能对因变量产生影响，其余的自变量检验P值均远大于0.05，不可能被纳入方程。

在表格中，正偏回归系数表示随自变量的增加因变量的增加，由此可知性别、文化程度、月收入、家庭负担、工作满意度、收入和福利满意度与退休意愿呈正相关，如文化程度越高的职工越倾向于延迟退休；家庭负担越重，愿意延迟退休的期望值越高。健康状况、家庭经济状况、工作满意度等因素与退休意愿呈负相关，例如身体越差的职工更反对延迟退休年龄。

2.建立回归方程

基于上述的分析结果，进一步进行变量的删选工作，最终得到仅企业类型和家庭负担2个自变量的Logistic回归方程，通过模型系数的综合检验，所有的P值（sig）都是“0.000”，卡方值为60.379，说明该模型是显著的，如表3所示。

表3　删除无关变量后的分析结果

最终得到的二元Logistic回归方程如下：

1.3模型检验

采用hosmer和lemeshow拟合优度来检验二项Logistic回归模型。

表4　Hosmer和Lemeshow检验表

从表4可以看出，最终的卡方统计量为7.259，而临界值为CHINV（设定的显著性，自由度）=CHINV （0.05，8）= 15.507。卡方统计量7.259＜临界值15.507。从sig值来看，0.202＞0.05，说明模型能够很好的拟合整体，不存在显著的差异。

表5　Hosmer和Lemeshow检验随机性表

从表5可以看出：观测值和期望值几乎是接近的，不存在很大差异，说明模型拟合效果比较理想，印证了Hosmer和Lemeshow检验的结果。

二、结论

从上述的数据分析结果来看，只有单位类型和家庭负担的假设在显著性上的得到了证实，即国有企业的职工比三资和民营企业的职工更倾向于延长法定退休年龄，家庭负担越重的职工越支持延迟退休。从常规实践与认知来看，无论从福利待遇、保障水平方面，还是从社会地位、工作压力、工作自由度方面对两者进行比较，国企都普遍优于私营企业，尤其是随着工作年限的增长，这些方面表现得更为显著，所以国有企业职工延退意愿更强，更愿意继续工作。家庭负担越重的职工则需要稳定的收入来维持家庭生活，所以会极力避免退休之后造成的收入差距，继而选择延迟退休，继续工作。而家庭条件较好的个体更倾向正常退休，享受生活。

对于其他没有纳入方程的部分因素，在样本量扩大的前提下，仍有可能通过显著性检验，比如性别、工作职位的高低等因素。虽然这些因素没有被纳入方程，但是与因变量仍有一定的相关性。

在政策了解程度分布表中可以看出，大部分职工对退休政策只是有一些初步了解，其实并不完全清楚政策的相关规定。因此政府部门在制度改革前应做好准备工作，加大宣传力度，循序渐进，不能一蹴而就。延迟退休制度作为一项劳动就业和社会保障的公共政策，要认真听取各种类型职工的意见，不仅要借鉴国际上关于延迟退休的成功经验，更应结合本国国情，在有效的调研论证和充分的试点实践基础上，考虑行业性质、企业类型以及个体因素，灵活有弹性地延长退休年龄，实现延迟退休政策的稳步推进。

三、建议

1.加大政策宣传力度

目前大部分人对延迟退休政策只是有一些初步了解，并不完全清楚政策的相关规定。人力资源与社会保障部也明确表示正在谨慎、积极的研究退休年龄推迟的问题。因此在制定和推行退休制度时可以通过媒体如电视、网络、报纸等进行宣传，让人们明确改革的内容，使人们建立初步的改革意识，逐步接受改革的要求，延缓改革的阻力。同时也要关注民意的反馈，做好沟通和解释工作。

2.优先延长无阻力或阻力较小群体的退休年龄

从本次调查可以得出，国企职工和企业高层管理人员对延迟退休年龄政策的阻力较小。国有企业职工比起三资企业、民营企业的职工更愿意延长退休年龄。因此在推行退休政策时，可以优先考虑这类人群。另外从数据分析来看，教育程度越高的群体，延迟退休的倾向越高。教育程度高的群体，工作时间较迟，工作年限偏晚，工作优势随着工作年限的延长体现的越明显，工作回报也越高。因此在实施退休政策的过程中，也应优先考虑受教育程度高的群体。

3.提高低收入群体的在岗收入，增加一线劳动者的劳动报酬

现在的收入分配结构并不合理，城乡、地区、行业、群体的收入差距仍然偏大。一线普通劳动者，特别是私营企业、劳动密集型中小企业的劳动者，他们的工资水平普遍偏低。在低收入群体中推行延长退休年龄政策的阻力主要源于在岗收入与退休金收入的落差太小，因此提高低收入人群的在岗收入有助于鼓励其延迟退休。此外，要实施积极的就业政策，创造更多就业岗位，改善就业环境，提高就业质量，不断增加劳动者特别是一线劳动者劳动报酬。所以要在提高劳动生产率的基础上，持续提高一线工人的劳动报酬，增加家庭收入，同时要完善一线劳动者，尤其是流动性较高劳动者的社会保障体系，破除各类保障壁垒，也有助于延迟退休制度的实施。

4.关注企业职工的个人和家庭情况，构建和发展和谐的劳动关系。

个人和家庭情况是影响企业职工延迟退休意愿的关键因素，政府与企业要多关注企业职工身心健康状况和家庭情况，社区和工会等机构要深入了解职工的家庭情况，关爱每一位企业职工，帮助解决职工的家庭困难，解决职工延迟退休的后顾之忧，提升职工的工作满意度，构建和发展和谐的劳动关系。

［参考文献］

［1］王潇.城镇居民退休年龄意愿影响因素研究—以锦州市为例［D］北京：首都经济贸易大学硕士学位论文，2011.

［2］姚白羽.企业职工弹性退休年龄制度探析［D］.复旦大学，2010.

［3］阳义南.我国职工退休年龄影响因素的实证研究［J］.保险研究，2011，11：61-71.

（责任编辑：施越霞）