我國城鎮職工養老保險精算因子測算與比較

摘 要： 為緩解老齡化趨勢下養老金支出不斷增加的壓力，以我國城鎮職工養老保險體系的可持續發展為著眼點，探討延遲退休的養老金待遇給付標準設計。建立養老金財富精算模型，從精算中性的視角測算我國9個省份精算因子Φ值和α值，并測算利率變化對精算中性調整系數α值的影響。實證結果表明，在北京、海南、河南和黑龍江，按照目前的養老金給付制度，延遲退休會增加參保人的養老金財富。若改革退休制度、延遲退休年齡，對不同退休年齡參保人養老金待遇的給付標準可以參考α值設定。

關 鍵 詞： 養老保險； 養老金； 精算模型； 精算因子； 精算中性調整系數

中圖分類號： F842.0 文獻標志碼： A 文章編號： 1674-0823（2024）03-0318-09

目前我國養老保險體系面臨的可持續發展挑戰，主要由養老金收支不平衡導致。改革現行的退休制度，延遲退休、推遲領取養老金年齡，是短期內緩解養老金體系收支不平衡壓力的有效措施。以精算中性為原則，設計出精算因子，對退休人員的基礎養老金領取額進行精算調整，對延遲退休者和提前退休者采取不同政策，鼓勵身體健康有工作意愿的退休年齡群體延遲退休、繼續工作，可以快速有效地走出短期內養老金不足的困境。

我國基本養老保險體系分為城鎮職工基本養老保險、城鄉居民基本養老保險兩大制度平臺。從養老金收繳方面看，當前我國城鎮職工基本養老保險相較于城鄉居民基本養老保險面臨著更嚴峻的可持續發展難題。近幾年來，參保職工人數與參保離退休人數之比（即“供養比”）顯著下降，其主要原因是城鎮職工養老金體系中參保離退休人數增速一直明顯高于參保職工人數增速。2011年之前，我國城鎮職工基本養老保險的“供養比”大致在3.0∶1至3.2∶1之間，但自2012年起，由于參保人數增速急速下滑，城鎮職工基本養老保險“供養比”迅速下降，至2017年已降至2.65∶1，且還有進一步下降趨勢。

為緩解養老金支出壓力，許多人口老齡化國家都已實行了建立在自愿原則基礎上的鼓勵延遲退休、自主選擇退休年齡的彈性養老金給付制度。本文使用精算模型，選取2016—2021年代表性省份數據，從精算平衡和精算中性視角設定我國城鎮職工在不同年齡退休領取養老金的精算因子并進行測算，以期為我國退休制度改革提供參考。

一、文獻綜述

國外學者對人口老齡化趨勢下退休制度改革的研究，伴隨著20世紀工業化國家面臨年長工人勞動參與率持續下降和社會保障制度日臻完善的局面而逐漸出現并豐富發展。目前，世界上已經有超過88個國家和地區進入老齡化社會，如何保證老齡化背景下養老金體系的可持續性，設計合理靈活的退休激勵制度，是幾乎所有老齡化國家都面臨的挑戰和難題。

圍繞養老保險制度對個人退休行為的影響，許多國外學者都從精算平衡角度進行了大量研究和制度性探索。2006年，QUEISSER等就從精算公平和精算中性的視角分析了個人延遲退休決策的影響因素，認為預期壽命的延長會增加個人養老金財富值，但基于精算公平的養老金制度并不能立竿見影地展現成效［1］。SAMWICK基于生命周期模型等新古典微觀經濟理論，指出社會養老保險制度對勞動者的退休年齡選擇有明顯影響［2］。基于養老保險基金收支平衡的考慮，西方老齡化國家為了鼓勵延遲退休，紛紛出臺了以增加養老金給付為主導的激勵制度。

20世紀80年代，老齡化國家相繼走上了養老金制度的改革之路，以參量改革或結構化改革的方式重新設計工作貢獻和養老金的估算關系，并引入多元化的老齡人口收入支撐體系［3］。加強養老金計發精算公平、提高養老金領取年齡或全額領取養老金的繳費年限等舉措，均屬于典型的參量改革；而引入基金積累型個人賬戶養老金或引入NDC型（名義繳費確定型）養老金，則是典型的結構式改革。如德國和美國實行差異化領取養老金的舉措，表明參量式改革的典型舉措強調繳費與待遇之間的精算關系，并針對不同的養老金待遇實施對應的“獎懲”措施［4］。

在對養老金體系不斷改革的過程中，大部分國家的養老金領取年齡不是唯一的，而是在實行多元化領取政策時，將退休年齡段分為三段：一是最早可以領取養老金的年齡，即提前退休年齡；二是正常退休年齡，在正常規定年齡退休，便可領取全額養老金；三是超過正常退休年齡后，個人可以繳納社保繼續工作，延后領取養老金，簡稱延后退休年齡。參照美國的聯邦退休金制度，即“老年、遺屬及殘障保險計劃”（OASDI），參保者繳滿35年達到66歲就可以領取全額養老金；最早的提前退休年齡為62歲（繳費滿35年），但此后至66歲期間領取的退休金會相應減少；70歲是最晚的領取年齡［5］。

由于很多國家的養老金體系并沒有實現精算中性，所以延遲退休可能會被征收更多隱性稅款，即隨著職業生涯的延長和職業平均收入的增加，福利的增加速度低于收入和稅收的增長速度。FELDSTEIN等對美國當時養老金計發辦法下的邊際稅率進行分析，結果表明社會保障福利規則創造了各種各樣的社會保障凈邊際稅率，降低了社會保障計劃的公平性和效率，扭曲了每個人在不同年齡工作的動機［6］。GRUBER等對12個國家的養老金計劃和勞動力退休決策及包含的邊際隱性稅收進行研究，結果表明盡管這些國家在文化背景和經濟政治制度上差異巨大，但養老社會保障計劃都會極大地影響勞動力供給和退休決策［7］。EUWALS等利用荷蘭的數據，發現減少提前退休的養老金待遇以及減少隱性稅收都能有效促進勞動力供給的增加［8］。

國內學者近年來也圍繞彈性退休、靈活退休制度展開了大量實證研究。彭浩然認為，失業或下崗、職業狀況和受教育程度是影響職工退休年齡的重要因素［9］。劉萬指出，城鎮職工延遲退休決策受到利率、養老金增長率、工資增長率等養老金水平重要參數的影響［10］。鄭蘇晉等依據所建立的精算模型，得出延遲退休會增加“中人”養老金財富值的結論［11］。李昂等通過構建包含養老保險和家庭養老的跨期退休模型，認為社會養老保險制度、代際居住選擇和性別是影響退休決策的重要因素［12］。梳理國內學者的實證研究結論可見，大多數學者認為參保年數、工資收入或家庭財產狀況、受教育程度、職業狀況，以及健康、婚姻、戶籍、配偶退休、失業或下崗、是否有孩子上學、醫療保險參與等因素，都會影響個體的退休年齡選擇或退休預期。

這些研究結論為制定適應個人差異的退休年齡政策提供了豐富的理論依據，但是基于精算模型直接設計養老金保險制度的實證分析仍不多見。由于我國精算業起步較晚，目前對養老保險體系的研究多以定性分析為主［13］，對生存概率、養老保險替代率和覆蓋率等因素對養老保險平衡分析的影響考慮不足。本文從精算中性的角度建立養老金財富精算模型，對養老金給付的量化標準進行定量研究，以期為彈性退休制度的設計和實施提供借鑒。

二、基本原理與精算模型

由于我國不同群體之間養老金繳費差異較大，因此本文僅探討城鎮職工養老金體系中參保人在不同年齡退休對其養老金領取額的影響。本文所指的養老金財富僅指職工自退休開始領取養老金到結束壽命為止，各年齡領取的養老金收入貼現至退休年齡的現值之和，包括延遲退休期間繳納的養老金。在將研究對象定義為充分理性和完全信息的理性人假設下，城鎮職工養老金參保人可以根據延遲退休是否能增加養老金財富而作出退休決策：若延遲退休能增加養老金財富，則可以激勵職工延遲退休；若延遲退休后養老金財富不變甚至下降，則職工不愿延遲退休。

1997年，國務院出臺《國務院關于建立統一的企業職工基本養老保險制度的決定》（國發〔1997〕26號），基礎養老金標準被統一規定為當地職工平均工資的20％，不考慮參保繳費年限，這種計發方法使職工自然傾向于按法定年齡退休或提前退休。2005年，國務院又頒布了《國務院關于完善企業職工基本養老保險制度的決定》（國發〔2005〕38號），將個人賬戶繳費比例降低3％，單位繳費部分全部進入統籌賬戶，基礎養老金月標準以當地上年度在崗職工月平均工資和本人指數化月平均繳費工資的平均值為基數，繳費每滿1年計發1％，并且統籌賬戶養老金待遇開始與繳費年限掛鉤［14］。但新制度實施后我國提前退休現象仍很普遍，說明該制度下法定退休或延遲退休仍可能導致退休者利益遭受損失，提前退休仍存在內生激勵效應。

精算中性是一個邊際概念，只有當延遲退休后的邊際養老金財富凈收益大于0時，參保人才會受到激勵而傾向于延遲退休；延遲退休后的邊際養老金財富凈收益等于0時，則符合精算中性原則。本文不考慮延遲退休期間的養老金繳費，即假設邊際成本等于0，由此如果邊際養老金財富大于0，則會對參保人產生延遲退休的激勵［15］。

目前，我國城鎮職工養老金領取規定按照上述兩個文件執行，參保人退休后領取養老金待遇的計算公式為

養老金待遇=（退休時上年度職工年平均工資+指數化年平均繳費工資）/2×

繳費年限（含視同繳費年限）×1％+個人賬戶儲蓄額/計發月數

指數化年平均繳費工資=（員工參加工作至退休時繳費年限的每年繳費指數之和/繳費年限）×

員工退休時上年度社會職工年平均工資

員工每年繳費指數=員工每年繳費工資/繳費時當年度本市在崗職工年平均工資

根據現行的養老金計發辦法，城鎮職工在y歲退休時，從統籌賬戶中領取的基礎養老金數額為

式中：x為參保年齡；y為退休年齡；l為職工l歲時當地在崗職工平均工資。

如果城鎮職工延遲k年退休，但在延遲退休期間繼續繳費，繳費金額與正常工作時一樣，則延遲退休后每年領取的基礎養老金數額為

若城鎮職工在y歲退休，則y歲時的基礎養老金財富為

式中：Y為終極壽命；Npy為一個y歲退休的人繼續存活N年的概率；i為無風險利率；g為基礎養老金調整率。

如果城鎮職工延遲k年退休，則y歲時的基礎養老金財富為

當gt;1時，即PWy|y+kgt;PWy|y，基礎養老金財富增加，對參保人而言延遲退休更有利；反之，當lt;1時，即PWy|y+klt;PWy|y，基礎養老金財富值減少，參保人延遲退休后累積的養老金貼現值之和減少，將阻礙職工延遲退休；而當=1時，養老金財富值不發生變化。

設α為基礎養老金精算中性調整系數，即py+k=py（1+α）k，則

當延遲退休后基礎養老金增長率等于α時，統籌賬戶的基礎養老金符合精算中性原則［16］。

2022年4月，《國務院辦公廳關于推動個人養老金發展的意見》提出，個人養老金實行個人賬戶制度，參保人可以用個人養老金賬戶中的資金，自主選擇購買符合規定的銀行理財、儲蓄存款、商業養老保險和公募基金等金融產品。個人賬戶養老金模式更接近于自主管理的儲蓄投資類資產，雖然由個人自主支配的資產數量和種類會影響退休決策，但限于數據可得性等原因，本文未將個人賬戶養老金財富變化對精算因子和退休制度改革的影響納入測算范圍。

三、不同省份精算因子測算

1. 參數設定

本文按照國家統計局對全國統計數據的地區劃分，分別在東部、中部、西部、東北地區選取代表性省份。結合各省份養老金中央調劑狀況，選取9個省份作為樣本數據來源：東部地區選取養老金貢獻較大的廣東、海南和北京，2020年和2022年凈貢獻分別為645.71億元和885.1億元；西部地區選取云南（2020年養老金收支幾乎持平）和內蒙古；中部地區選取河南、安徽；東北地區選取黑龍江、遼寧。

本文將職工開始繳納社保的年齡設為30周歲，將退休年齡設為現行城鎮職工法定退休年齡（即男性60周歲、女性55周歲）。

生存概率數據參考《中國人壽保險業經驗生命表（2010—2013）》計算得出，將終極年齡設定為105歲。該生命表分為三類，即非養老類業務表一、非養老類業務表二和養老類（年金類）業務表：非養老類業務一也被稱為保障類，主要有定期壽險和終身壽險；非養老類業務二也被稱為儲蓄類，主要有兩全保險、分紅險等。根據中國人壽保險公司多年的產品積累數據，購買保障類產品的人平均壽命最短，儲蓄類居中，養老類最長，由此三類生命表的死亡率數據也有較大差異。根據《2021年國民經濟和社會發展統計公報》，至2021年底我國參加城鎮職工基本養老保險的人數為4.8075億人，考慮到城鎮職工養老保險的覆蓋率，以及中國人壽保險公司生命表中的死亡率要優于國民經驗壽命表的實際情況，本文使用非養老類業務表二中的男性（CL3）和女性（CL4）生命表，作為不同退休年齡群體生存概率的計算依據。

無風險利率i取值為2.5％。各省份城鎮非私營單位在崗職工貨幣平均工資年增長率和基礎養老金調整率，根據《中國統計年鑒》數據綜合計算得出。其中，基礎養老金調整率用各省份每年支出的養老金總額與領取養老金人數之比得到的人均養老金收入變動率計算得出（見表1、2）。

由表1、2可以看出，我國各省份的平均工資年增長率和基礎養老金調整率存在較大差異。尤其是基礎養老金調整率，廣東平均調整率居于首位，北京和海南相對較低，但后兩者平均工資年增長率位居全國前列。通過后文實證研究發現，延遲退休的激勵效應更多地取決于平均工資年增長率和人均養老金收入增長率之間的差異。

以往有些研究未考慮我國各省份之間工資和養老金的地區差異，事實上，盡管人力資源和社會保障部從2022年1月起就啟動對企業職工基本養老保險的全國統籌安排，但截至2022年底，各省份養老金的調劑狀況仍有差異。廣東仍然是凈貢獻最大的省份，貢獻金額為885.11億元；東北三省仍然是接受調劑資金最多的地區，黑龍江凈貢獻為-821.58億元。因此，本文選取各區域具有代表性的省份作為研究對象，以更好地體現地區差異的典型性和代表性。

2. 測算結果

（1） 各省份精算因子Φ值

各省份不同退休年齡精算因子Φ值測算結果如表3、4和圖1、2所示。

由表3、4可以看出，隨著延遲退休年數的增加，北京、海南、河南男性的Φ值呈現出先略有上升后下降的走勢，而其他省份的Φ值隨著延遲退休年數的增加呈現下降趨勢。女性的Φ值變化稍為復雜：河南女性的Φ值隨著延遲退休年數的增加一直呈上升狀態，據測算直到延遲退休17年時才開始下降；北京、海南、黑龍江女性的Φ值呈現先緩慢上升后略有下降的走勢，且北京和海南女性的Φ值變化趨勢非常接近，先緩慢上升，直到延遲退休13年之后才開始略有下降；其他省份的Φ值則隨著延遲退休年數的增加呈現下降趨勢。

由Φ值的推導公式（5）可知，其變化與社會平均工資增長率μ、無風險利率i、養老金調整率g以及各年齡的生存概率Npy都息息相關。在對各省份養老金精算因子的具體測算中，雖然使用的是同一張生命表，在各年齡代入相同的生存概率，但由于各省份的貨幣平均工資年增長率和基礎養老金調整率在觀察期內（2016—2021年）存在差異，導致測算出的Φ值變化是大相徑庭的。各地企事業單位工資薪金標準的制定和各省份人力資源社會保障部門對養老金待遇的調整都與地方經濟發展狀況密不可分，養老金精算因子Φ值的變化，說明各省份可以通過調整社會平均工資和養老金待遇而改變Φ值，進而在退休制度改革過程中完善和優化養老金政策。

（2） 各省份精算中性調整系數α值

各省份精算中性調整系數α值如表5、6所示。

根據α值的計算公式和養老金財富的定義，在養老金調整率與α值相等時符合精算中性原則；若要讓職工同意延遲退休，就要使養老金增長率超過精算中性調整系數，即使退休者的養老金現值有所提高。例如根據表5，當北京男職工基礎養老金增長率大于10.27％時，才愿意延遲1年退休，愿意延遲退休的年數越多，則要求養老金增長率越高。即對于一個60歲的男職工而言，如果想讓其延遲1年至61歲退休，那么只有在61歲退休之后養老金增長率超過10.27％，他才有可能愿意延遲退休。

根據表5、6中各省份人均養老金增長率可以看出：廣東增長率最高（25.00％），因此推遲退休年齡需要的激勵也最大；河南增長率最低（4.00％），需要的延遲退休激勵也最小，但其人均養老金增長率與α值的差異最大。即對于一個河南的男性職工而言，在法定60歲退休之后每年養老金收入的增長率為4.00％，要鼓勵其延遲1年至61歲退休，則只有當61歲以后退休養老金增長率大于7.75％時，他的養老金財富才比60歲退休時多，從而形成延遲1年退休的激勵效應。

通過比較表5和表6，發現對于各省份法定退休年齡為55歲的女性而言，其α值普遍低于男性，推遲退休年齡所需的激勵更小，尤其是北京、遼寧、海南、河南、黑龍江，女性的α值比男性低約1個百分點。

3. 利率變化對α值的影響

根據精算模型可知：α值受到利率、基礎養老金增長率、生命表死亡率的影響；Φ值的變化除以上因素外，還受到社會平均工資增長率的影響。本文選取了不同省份作為研究對象，這些省份的基礎養老金增長率與社會平均工資增長率都不相同，可以反映出不同組合下Φ值和α值的變化；而男性和女性的生命表死亡率也是不同的，女性的死亡率普遍低于男性。因而，本文僅對利率變化對α值的影響進行具體測算（見表7）。

從表7可以看出，各省份α值隨著利率的上升而上升，即無風險利率i的提高使退休人員希望獲取的延遲退休激勵更大，且男性的α值普遍高于女性。男性α值受利率影響最大的省份是河南，利率由4％降至1％的彈性為24.34％；廣東的彈性最小，只有0.32％，利率變化對延遲退休激勵的影響幾乎可以忽略不計。女性α值隨利率的變化趨勢在各省份之間的差異與男性幾乎如出一轍，河南女性α值受利率影響的彈性最大，達到了26.04％；而廣東女性α值的利率彈性只有0.16％。結合各省份的人均養老金增長率可以看出，人均養老金增長率越高的省份α值受利率的影響越小，而人均養老金增長率越低的省份α值受利率的影響越大。

四、研究結論與對策建議

1. 研究結論

（1） Φ值變動趨勢

在樣本省份在崗職工社會平均工資、生命表死亡率、無風險利率和養老金調整率的參數設定下，養老保險參保人的Φ值隨著延遲退休年數的增加而大體呈下降趨勢，養老金財富增加值隨退休年齡的推遲而減少。女性的Φ值普遍高于男性，表明相較于男性，女性延遲退休會更有利，因為相較于男性其法定退休年齡更小（女干部55歲、女職工50歲），而且生存概率高、預期壽命長，所以延遲退休會使女性的基礎養老金財富提高；特別是在Φ值大于1的省份，相較于男性職工，女性具有更強的延遲退休激勵效應。

（2） 各省份Φ值變化呈現較大差異

北京、海南、河南60～67歲退休的男性Φ值均大于1，延遲退休會增加其養老金財富；同樣情況也適用于這三個省份以及黑龍江的女性，其56～63歲乃至70歲時退休的養老金財富都會大于55歲退休的養老金財富。這說明在目前的人均養老金增長率、社會平均工資增長率、死亡率以及無風險利率的參數設定下，這三個省份的城鎮職工養老保險參保人延遲退休更能增加其養老保險財富值，從而激勵他們延遲退休。對于其他省份的參保人，在目前的參數設定下，延遲退休會減少其養老金財富，按法定年齡或提前退休會更有利。

（3） α值變動趨勢

通過對各省份α值的測算和比較，發現α值隨著退休年齡的推遲而不斷增加，各省份的α值都高于各自的人均養老金增長率。在人均養老金增長率較高的省份，如廣東、安徽、內蒙古、云南，無論是男性還是女性，α值都更大，表明對于這些省份的參保人而言，只有基礎養老金增長率比較高，超過目前的人均養老金增長率時，才會產生延遲退休的激勵效應。而在人均養老金增長率較低的省份（如河南），延遲退休一年才會增加養老金財富，α值與目前人均養老金增長率的差異最大。

另外，女性的α值普遍低于男性。由于目前我國女性的法定退休年齡（55歲）小于男性法定退休年齡（60歲），并且女性預期壽命更長、生存概率更高，因而延遲退休對于女性而言，相較于男性收益更大或者損失更小，因而產生延遲退休激勵效應所需要的基礎養老金增長率也更低。

α值反映出要鼓勵參保人延遲退休，應該將基礎養老金增長率調整到特定數值，可以作為制定延遲退休細則、設定不同年齡退休后養老金待遇的參考。可以看出，要鼓勵參保人越晚退休，即延遲退休的年數越多，基礎養老金增長率就要越高。

（4） 利率對α值的影響

各樣本省份α值均呈現隨利率上升而增大的趨勢。利率越高、貼現率越大、退休后累積養老金折現值越小，延遲退休的機會成本也越高。因而隨著市場無風險利率的上升，鼓勵延遲退休所增加的基礎養老金待遇也應隨之增長。

通過比較發現，對于河南的男性和女性，利率對α值的影響都是最大的，即α值對利率變化都是最敏感的；而廣東參保人α值的利率敏感性最低。河南男性和女性的α值相比較而言都是最小的，同時河南的人均養老金增長率也是最低的，利率稍有變化對參保人退休后的養老金財富就有很大影響。因而隨著市場無風險利率的變化，鼓勵河南中老年人延遲退休就要更大幅度地調整基礎養老金待遇。

2. 對策建議

（1） 優化退休制度

應根據我國國情設計不同年齡退休時養老金待遇的不同標準。根據本文的實證研究，對男性和女性可以設定一個標準的退休年齡，如果提前退休則領取的養老金會減少，如果延遲退休則享受的養老金待遇會比在標準年齡退休時高，具體減少和增加的比率可以α值作為參考。

（2） 適當鼓勵女性群體延遲退休

客觀來看，對于55～70歲的“年輕”老年人，女性的身體健康狀況、預期壽命以及勞動意愿和勞動能力都優于同齡的男性，在許多實地調查和田野調查中都發現，老年女性的勞動參與率普遍高于男性。這種勞動未必是有酬勞動，也包括做家務、照料孫子女等活動，由此使女性退休年齡的調整具有更大空間。

（3） 推進養老金給付制度差異化

根據本文建立的精算模型測算9個代表性省份城鎮職工養老金精算因子，發現對于北京、海南、黑龍江和河南，按照目前的養老金給付制度，延遲退休會增加參保人的養老金財富，特別是對這些省份的女性，如果她們可以自主選擇退休年齡，更容易產生延遲退休的激勵效應；對于其他省份，如果改革和優化現行的退休制度，則對養老金待遇可以參考α值而適時調整設定，使在新的退休制度下養老金財富值增加，從而激勵更多職工延遲退休。

人力資源和社會保障部宣布，自2022年1月，開始啟動企業職工養老金全國統籌制度。事實上，我國自2018年就已開始實行養老基金由中央調劑的改革政策，大力優化老齡化程度較高省份養老金按時足額發放的舉措。但全國養老金統籌制度的深入實施仍然需要一定過渡期，各省份之間養老金“蓄水池”的差異在短時間內仍然存在。很多研究表明，我國各地區人口的預期壽命和生命表仍有較大差異，如西藏（71.1歲）、青海（73.1歲）、甘肅（73.9歲）地區的人口預期壽命比上海（83.7歲）要短很多。因此，各省份要推行靈活有效的彈性退休制度，按照人口預期壽命、在崗職工平均工資、人均養老金調整率，再參考無風險利率的變化而適時作出調整。

總之，雖然受退休后養老金待遇影響的退休決策是具有較大異質性的個人決策，但對于老年人而言，有效的養老保障會使他們的晚年生活更穩定可靠。在我國預期壽命不斷延長，醫療保健設施、診療技術不斷完善提升的趨勢下，老年群體的身體健康狀況整體上有了極大改善，加之60～74歲的老年人比以往具有更強的工作意愿，這些因素為延遲退休、改革和優化退休制度提供了現實基礎。

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Estimation and comparison of actuarial factors of urban employee pension

insurance in China： discussion based on retirement system reform

Abstract： In order to alleviate the pressure of increasing of pension expenditure under the aging trend， the sustainable development of urban employee pension insurance system in China is focused， and the design of pension payment standards for delayed retirement is explored. The actuarial model of pension wealth is established， the actuarial factors Φ value and α value of 9 provinces， autonomous regions and municipalities of China are estimated from perspective of actuarial neutrality， and the influence of interest rate change on actuarial neutral adjustment coefficient α value is measured. The empirical results show that delaying retirement will increase the pension wealth of participants according to current pension payment mechanism in Beijing， Hainan， Henan and Heilongjiang. If the retirement system is reformed and the retirement age is delayed， the payment standard of pension benefits enjoyed by participants at different retirement ages can be set by referring to the value of α.

Key words： pension insurance; pension; actuarial model; actuarial factor; actuarial neutral adjustment factor