22
岁大学毕业就进入企业并工作到退休的男女职工
;
考
虑年金实务中
,
企业主要对离退休不足
10
年和
20
年的
员工进行补偿
,
所以选离退休还有
10
年
(
男
50
岁
,
女
45
岁
)
调入本企业工作的职工
,
以及离退休还有
20
年
(
男
40
岁
,
女
35
岁
)
调入本企业工作的职工进行模拟 。
进入年龄
进入年龄
进入年龄
男性
22
40
50
女性
22
35
45
2 模拟结果及分析
根据前面设定的模型和基本参数编程并运行
,
结果
如下
:
(1)
企业年金缴费调整因子与 “中人”在本企业的
工作时间长短成正比关系
(
见表
1
和表
2) ,
无论男性还
是女性
, 22
岁进入企业工作
,
退休前一年参加企业年金
计划
(
年金计划建立时年龄最大的 “中人”
)
的调整因子
都最大
,
原因很简单
,
因为建立年金时本企业工龄最多
的“中人”得到的补偿也应该最大
,
此时调整因子男
10
1
8026 ,
女
10
1
6167
。从模拟结果可以看出
,
在该 “中
人”退休时
,
企业对年金账户的一次性补偿额约为该账
户真实累积额的
9
倍左右
(
男
9
1
8
倍
,
女
9
1
6
倍
)
。对于
其它β值
,
如男
50
岁
,
女
45
岁
,
即
22
岁加入企业 、男
50
岁时参加年金计划
,
女
45
岁时参加年金计划的 “中
人”
,
调整因子男女均约
1
1
6 ,
意味着企业的一次性补偿
额分别是其各自账户累积额的
0
1
6
倍左右 。
表
1
企业年金缴费调整因子
(
男性
,
α
= 22)
β
23
24
25
26
27
28
29
30
f
β
α
1
1
0028
1
1
0060
1
1
0094
1
1
0133
1
1
0175
1
1
0222
1
1
0274
1
1
0332
β
31
32
33
34
35
36
37
38
f
β
α
1
1
0397
1
1
0469
1
1
0549
1
1
0638
1
1
0739
1
1
0851
1
1
0977
1
1
1119
β
39
40
41
42
43
44
45
46
f
β
α
1
1
1279
1
1
1460
1
1
1666
1
1
1902
1
1
2172
1
1
2483
1
1
2843
1
1
3264
β
47
48
49
50
51
52
53
54
f
β
α
1
1
3760
1
1
4350
1
1
5059
1
1
5923
1
1
6995
1
1
8353
2
1
0119
2
1
2499
β
55
56
57
58
59
f
β
α
2
1
5859
3
1
0938
3
1
9453
5
1
6558
10
1
8026
表
2
企业年金缴费调整因子
(
女性
,
α
= 22)
β
23
24
25
26
27
28
29
30
f
β
α
1
1
0046
1
1
0098
1
1
0155
1
1
0218
1
1
0289
1
1
0367
1
1
0455
1
1
0554
β
31
32
33
34
35
36
37
38
f
β
α
1
1
0664
1
1
0788
1
1
0927
1
1
1085
1
1
1263
1
1
1466
1
1
1697
1
1
1962
β
39
40
41
42
43
44
45
46
f
β
α
1
1
2268
1
1
2622
1
1
3036
1
1
3524
1
1
4103
1
1
4799
1
1
5649
1
1
6702
β
47
48
49
50
51
52
53
54
f
β
α
1
1
8037
1
1
9773
2
1
2111
2
1
5414
3
1
0406
3
1
8774
5
1
5585
10
1
6167
(2)
如果职工为本企业工作的时间长短相同
,
则企
业缴费调整因子相同
,
即不分男性还是女性
,
只要退休
前本企业工龄相同
,
就会得到同等程度的补偿
(
见表
3
和表
4)
。如
35
岁进入企业的女性和
40
岁进入企业的男
性
,
在
54
岁和
59
岁时参加年金计划
(
本企业工龄均为
20
年
) ,
退休时缴费调整因子都是
9
1
4262 ,
即企业的补
偿额均为该账户真实累积额的
8
倍左右
,
体现了男女职
工同功同酬薪酬分配的公平合理性 。与表
1
和表
2
相比
,
由于进入企业的年龄提高
,
为企业做贡献的时间缩短
,
因此调整因子也相应减小
,
这也进一步验证了本模型的
有效性 。
—
8
6
—
第
27
卷 第
12
期
2008
年
12
月
济
Vol
1
27 , No
1
12
总第
182
期