На размер пенсии по старости что влияет: Что влияет на размер пенсии и как подсчитать будущую выплату по старости

ЧТО ВЛИЯЕТ НА РАЗМЕР ПЕНСИИ?

Основными факторами, влияющими на размер пенсии являются:

– размер заработной платы: чем выше зарплата, тем выше пенсия. Если работодатель не делал взносы за своего работника в систему обязательного пенсионного страхования в полном объеме (например, в случае выплаты «серой» заработной платы), этот заработок в формировании пенсионного капитала не участвует;

– длительность страхового стажа: чем продолжительнее страховой стаж гражданина, тем больше у него будет сформировано пенсионных прав, за каждый год трудовой деятельности будет начисляться определенное количество пенсионных баллов;

– возраст обращения за назначением страховой пенсии: пенсия будет существенно повышена за каждый год, истекший после достижения пенсионного возраста до обращения за пенсией.

Кроме того, на размер пенсии влияет работа или проживание в условиях Крайнего Севера или в местностях, приравненных к Крайнему Северу

(фиксированная выплата, которая выплачивается к пенсии, в этих районах выше).

В действующих правилах расчета пенсии засчитываются в стаж такие социально значимые периоды жизни человека, как срочная служба в армии, уход за ребенком, ребенком-инвалидом, гражданином старше 80 лет. За эти так называемые «нестраховые» периоды присваиваются пенсионные баллы, если в эти периоды гражданин не работал. Однако важно помнить, что «нестраховые» периоды не включаются в «северный» стаж.

К нестраховым периодам, за которые предусмотрено начисление пенсионных баллов, относятся:

Поделиться новостью

Статья 15. Размеры страховых пенсий / КонсультантПлюс

КонсультантПлюс: примечание.

Размер страховой пенсии в 2019 — 2024 годах корректируется с 1 января каждого года (ФЗ от 03.10.2018 N 350-ФЗ).

Статья 15. Размеры страховых пенсий

1. Размер страховой пенсии по старости определяется по формуле:

СПст = ИПК x СПК,

где СПст — размер страховой пенсии по старости;

ИПК — индивидуальный пенсионный коэффициент;

КонсультантПлюс: примечание.

Об увеличении стоимости одного пенсионного коэффициента см. Справочную информацию.

СПК — стоимость одного пенсионного коэффициента по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по старости.

2. Размер страховой пенсии по инвалидности определяется по формуле:

СПинв = ИПК x СПК,

где СПинв — размер страховой пенсии по инвалидности;

ИПК — индивидуальный пенсионный коэффициент;

КонсультантПлюс: примечание.

Об увеличении стоимости одного пенсионного коэффициента см. Справочную информацию.

СПК — стоимость одного пенсионного коэффициента по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по инвалидности.

3. Размер страховой пенсии по случаю потери кормильца каждому нетрудоспособному члену семьи умершего кормильца определяется по формуле:

СПспк = ИПК x СПК,

где СПспк — размер страховой пенсии по случаю потери кормильца;

ИПК — индивидуальный пенсионный коэффициент умершего кормильца;

КонсультантПлюс: примечание.

Об увеличении стоимости одного пенсионного коэффициента см. Справочную информацию.

СПК — стоимость одного пенсионного коэффициента по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по случаю потери кормильца.

4. При назначении страховой пенсии по случаю потери кормильца каждому ребенку, указанному в пункте 1 части 2 статьи 10 настоящего Федерального закона, потерявшему обоих родителей, индивидуальный пенсионный коэффициент определяется путем суммирования индивидуальных пенсионных коэффициентов обоих родителей.

5. При назначении страховой пенсии по случаю потери кормильца каждому ребенку, указанному в пункте 1 части 2 статьи 10 настоящего Федерального закона, умершей одинокой матери индивидуальный пенсионный коэффициент увеличивается в два раза.

6. В случае, если страховая пенсия по случаю потери кормильца устанавливается в связи со смертью лица, которому на день смерти была установлена страховая пенсия по старости или страховая пенсия по инвалидности, размер страховой пенсии по случаю потери кормильца каждому нетрудоспособному члену семьи по его выбору определяется либо в соответствии с частью 3 настоящей статьи, либо по формуле:

СПспк = ИПКу / КН x СПК,

где СПспк — размер страховой пенсии по случаю потери кормильца;

ИПКу — индивидуальный пенсионный коэффициент умершего кормильца, с учетом которого исчислен размер страховой пенсии по старости или страховой пенсии по инвалидности по состоянию на день смерти кормильца;

КН — количество нетрудоспособных членов семьи умершего кормильца по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по случаю потери кормильца соответствующему нетрудоспособному члену семьи;

КонсультантПлюс: примечание.

Об увеличении стоимости одного пенсионного коэффициента см. Справочную информацию.

7. Размер страховой пенсии по случаю потери кормильца каждому ребенку, указанному в пункте 1 части 2 статьи 10 настоящего Федерального закона, которому установлена страховая пенсия по случаю потери кормильца за одного родителя, в случае смерти другого родителя определяется по формуле:

где СПспк — размер страховой пенсии по случаю потери кормильца;

— размер страховой пенсии по случаю потери кормильца за одного родителя, установленный по состоянию на день, с которого страховая пенсия по случаю потери кормильца назначается, как ребенку, потерявшему обоих родителей;

ИПК — индивидуальный пенсионный коэффициент умершего кормильца (другого родителя) по состоянию на день его смерти;

КонсультантПлюс: примечание.

Об увеличении стоимости одного пенсионного коэффициента см.

Справочную информацию.

СПК — стоимость одного пенсионного коэффициента по состоянию на день, с которого страховая пенсия по случаю потери кормильца назначается, как ребенку, потерявшему обоих родителей.

8. Размер страховой пенсии по случаю потери кормильца каждому ребенку, указанному в пункте 1 части 2 статьи 10 настоящего Федерального закона, которому установлена страховая пенсия по случаю потери кормильца за одного родителя, в случае смерти другого родителя, которому на день смерти была установлена страховая пенсия по старости или страховая пенсия по инвалидности, по его выбору определяется либо в соответствии с частью 7 настоящей статьи, либо по формуле:

где СПспк — размер страховой пенсии по случаю потери кормильца;

ИПКу — индивидуальный пенсионный коэффициент умершего кормильца (другого родителя), с учетом которого исчислен размер страховой пенсии по старости либо страховой пенсии по инвалидности, по состоянию на день его смерти;

КН — количество нетрудоспособных членов семьи умершего кормильца (другого родителя) по состоянию на день, с которого страховая пенсия по случаю потери кормильца соответствующему нетрудоспособному члену семьи назначается, как ребенку, потерявшему обоих родителей;

КонсультантПлюс: примечание.

Об увеличении стоимости одного пенсионного коэффициента см. Справочную информацию.

9. Величина индивидуального пенсионного коэффициента определяется по формуле:

ИПК = (ИПКс + ИПКн) x КвСП,

где ИПК — индивидуальный пенсионный коэффициент по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по старости, страховая пенсия по инвалидности или страховая пенсия по случаю потери кормильца;

ИПКс — индивидуальный пенсионный коэффициент за периоды, имевшие место до 1 января 2015 года;

ИПКн — индивидуальный пенсионный коэффициент за периоды, имевшие место с 1 января 2015 года, по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по старости, страховая пенсия по инвалидности или страховая пенсия по случаю потери кормильца;

КвСП — коэффициент повышения индивидуального пенсионного коэффициента при исчислении размера страховой пенсии по старости или страховой пенсии по случаю потери кормильца.

10. Величина индивидуального пенсионного коэффициента за периоды, имевшие место до 1 января 2015 года, определяется по формуле:

где ИПКс — индивидуальный пенсионный коэффициент за периоды, имевшие место до 1 января 2015 года;

П — размер страховой части трудовой пенсии по старости, трудовой пенсии по инвалидности или трудовой пенсии по случаю потери кормильца (без учета фиксированного базового размера страховой части трудовой пенсии по старости, трудовой пенсии по инвалидности или трудовой пенсии по случаю потери кормильца и накопительной части трудовой пенсии), исчисленный по состоянию на 31 декабря 2014 года по нормам Федерального закона от 17 декабря 2001 года N 173-ФЗ «О трудовых пенсиях в Российской Федерации». При этом при назначении страховой пенсии по случаю потери кормильца детям, указанным в пункте 1 части 2 статьи 10 настоящего Федерального закона, потерявшим обоих родителей, или детям умершей одинокой матери ИПКс каждого умершего родителя или ИПКс умершей одинокой матери определяется исходя из размера трудовой пенсии по случаю потери кормильца (без учета фиксированного базового размера указанной пенсии), исчисленного по формуле, предусмотренной пунктом 1 или 4 статьи 16 Федерального закона от 17 декабря 2001 года N 173-ФЗ «О трудовых пенсиях в Российской Федерации»;

— сумма коэффициентов, определяемых за каждый календарный год периодов, имевших место до 1 января 2015 года, указанных в части 12 настоящей статьи, в порядке, предусмотренном частями 12 — 14 настоящей статьи. При этом указанные периоды учитываются при определении , если они по выбору застрахованного лица не учитываются при исчислении размера страховой части трудовой пенсии по старости, трудовой пенсии по инвалидности или трудовой пенсии по случаю потери кормильца в соответствии с Федеральным законом от 17 декабря 2001 года N 173-ФЗ «О трудовых пенсиях в Российской Федерации», Федеральным законом от 21 марта 2005 года N 18-ФЗ «О средствах федерального бюджета, выделяемых Пенсионному фонду Российской Федерации на возмещение расходов по выплате страховой части трудовой пенсии по старости, трудовой пенсии по инвалидности и трудовой пенсии по случаю потери кормильца отдельным категориям граждан» и Федеральным законом от 4 июня 2011 года N 126-ФЗ «О гарантиях пенсионного обеспечения для отдельных категорий граждан»;

К — коэффициент, для исчисления размера страховой пенсии по старости равный 1, а для исчисления размера страховой пенсии по инвалидности (по случаю потери кормильца) — отношению нормативной продолжительности страхового стажа инвалида (умершего кормильца) (в месяцах) по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по инвалидности (по состоянию на день смерти кормильца), к 180 месяцам. При этом нормативная продолжительность страхового стажа до достижения инвалидом (умершим кормильцем) возраста 19 лет составляет 12 месяцев и увеличивается на 4 месяца за каждый полный год возраста начиная с 19 лет, но не более чем до 180 месяцев;

КН — коэффициент, для исчисления размера страховой пенсии по старости и страховой пенсии по инвалидности равный 1, а для исчисления размера страховой пенсии по случаю потери кормильца — количеству нетрудоспособных членов семьи умершего кормильца по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по случаю потери кормильца соответствующему нетрудоспособному члену семьи;

СПКк — стоимость одного пенсионного коэффициента по состоянию на 1 января 2015 года, равная 64 рублям 10 копейкам.

11. Величина индивидуального пенсионного коэффициента за периоды, имевшие место с 1 января 2015 года, определяется по формуле:

где ИПКн — индивидуальный пенсионный коэффициент за периоды, имевшие место с 1 января 2015 года, по состоянию на день, с которого назначается страховая пенсия по старости, страховая пенсия по инвалидности или страховая пенсия по случаю потери кормильца;

— сумма индивидуальных пенсионных коэффициентов, определяемых за каждый календарный год, учитывающих ежегодные начиная с 1 января 2015 года отчисления страховых взносов в Пенсионный фонд Российской Федерации на страховую пенсию по старости в размере, эквивалентном индивидуальной части тарифа страховых взносов на финансирование страховой пенсии по старости за застрахованное лицо в соответствии с законодательством Российской Федерации о налогах и сборах и Федеральным законом от 15 декабря 2001 года N 167-ФЗ «Об обязательном пенсионном страховании в Российской Федерации»;

(в ред. Федерального закона от 03.07.2016 N 250-ФЗ)

— сумма коэффициентов, определяемых за каждый календарный год иных засчитываемых в страховой стаж периодов, указанных в части 12 настоящей статьи;

12. Коэффициент за полный календарный год иного засчитываемого в страховой стаж периода (НПi), предусмотренного пунктами 1 (период прохождения военной службы по призыву), 6 — 8 и 10 части 1 статьи 12 настоящего Федерального закона, а также периодов службы и (или) деятельности (работы), предусмотренных Федеральным законом от 4 июня 2011 года N 126-ФЗ «О гарантиях пенсионного обеспечения для отдельных категорий граждан», составляет 1,8. Коэффициент за полный календарный год иного периода (НПi), предусмотренного пунктом 3 части 1 статьи 12 настоящего Федерального закона, составляет:

(в ред. Федерального закона от 19.12.2016 N 437-ФЗ)

1) 1,8 — в отношении периода ухода одного из родителей за первым ребенком до достижения им возраста полутора лет;

2) 3,6 — в отношении периода ухода одного из родителей за вторым ребенком до достижения им возраста полутора лет;

3) 5,4 — в отношении периода ухода одного из родителей за третьим или четвертым ребенком до достижения каждым из них возраста полутора лет.

13. В случае, если периоды ухода, указанные в пунктах 1 — 3 части 12 настоящей статьи, совпадают по времени, коэффициент за полный календарный год указанных периодов (НПi) определяется как сумма коэффициентов, предусмотренных пунктами 1 — 3 части 12 настоящей статьи соответственно.

14. В случае, если продолжительность иного периода (НПi) в соответствующем календарном году (в том числе иных периодов, предусмотренных пунктами 1 — 3 части 12 настоящей статьи, совпадающих по времени) составляет менее полного года, коэффициент определяется исходя из фактической продолжительности соответствующего иного периода. При этом один месяц иного периода составляет 1/12 часть коэффициента за полный календарный год, а один день — 1/360 часть коэффициента за полный календарный год.

15. Коэффициент повышения индивидуального пенсионного коэффициента для исчисления размера страховой пенсии по старости и страховой пенсии по случаю потери кормильца применяется в случае:

1) назначения страховой пенсии по старости впервые (в том числе досрочно) позднее возникновения права на указанную пенсию, в том числе позднее возраста, предусмотренного приложениями 5 и 6 к настоящему Федеральному закону, и сроков ее назначения, предусмотренных приложением 7 к настоящему Федеральному закону;

(в ред. Федеральных законов от 23.05.2016 N 143-ФЗ, от 03.10.2018 N 350-ФЗ)

2) отказа от получения установленной (в том числе досрочно) страховой пенсии по старости и последующего восстановления выплаты указанной пенсии или назначения указанной пенсии вновь;

3) назначения страховой пенсии по случаю потери кормильца в связи со смертью кормильца, который не обращался за назначением страховой пенсии по старости (в том числе досрочно) после возникновения права на указанную пенсию, а также в случае отказа кормильца от получения установленной страховой пенсии по старости.

16. Коэффициент повышения индивидуального пенсионного коэффициента для исчисления размера страховой пенсии по старости и страховой пенсии по случаю потери кормильца не применяется в случае, если лицо является (являлось) получателем иной пенсии, за исключением накопительной пенсии, либо ежемесячного пожизненного содержания, предусмотренных законодательством Российской Федерации, за исключением граждан, имеющих право на одновременное получение различных пенсий в соответствии с законодательством Российской Федерации.

17. Коэффициент повышения индивидуального пенсионного коэффициента для исчисления размера страховой пенсии по старости и страховой пенсии по случаю потери кормильца определяется исходя из числа полных месяцев, истекших со дня возникновения права на страховую пенсию по старости, в том числе назначаемую досрочно, но не ранее чем с 1 января 2015 года до дня, с которого назначается страховая пенсия по старости (а в случае смерти застрахованного лица — до даты его смерти), и (или) истекших со дня прекращения выплаты страховой пенсии по старости в связи с отказом от получения установленной страховой пенсии по старости, в том числе назначенной досрочно, но не ранее чем с 1 января 2015 года до дня ее восстановления или назначения указанной пенсии вновь (в случае, если до даты смерти умерший кормилец после отказа от получения страховой пенсии по старости не обращался за ее восстановлением или назначением указанной пенсии вновь) по таблице согласно приложению 1 к настоящему Федеральному закону.

КонсультантПлюс: примечание.

Ч. 18 ст. 15 во взаимосвязи с другими нормами признана частично не соответствующей Конституции РФ (Постановление КС РФ от 28.01.2020 N 5-П).

18. Величина индивидуального пенсионного коэффициента определяется за каждый календарный год начиная с 1 января 2015 года с учетом ежегодных отчислений страховых взносов в Пенсионный фонд Российской Федерации в соответствии с законодательством Российской Федерации о налогах и сборах по формуле:

ИПК_i = (СВ_год,i / НСВ_год,i) x 10,

где ИПК_i — индивидуальный пенсионный коэффициент, определяемый за каждый календарный год начиная с 1 января 2015 года с учетом ежегодных отчислений страховых взносов в Пенсионный фонд Российской Федерации в соответствии с законодательством Российской Федерации о налогах и сборах и законодательством Российской Федерации об обязательном социальном страховании;

СВ_год,i — сумма страховых взносов на страховую пенсию по старости в размере, рассчитываемом исходя из индивидуальной части тарифа страховых взносов на финансирование страховой пенсии по старости, начисленных и уплаченных (для лиц, указанных в частях 3 и 7 статьи 13 настоящего Федерального закона, уплаченных) за соответствующий календарный год за застрахованное лицо в соответствии с законодательством Российской Федерации о налогах и сборах и законодательством Российской Федерации об обязательном социальном страховании;

НСВ_год,i — нормативный размер страховых взносов на страховую пенсию по старости, рассчитываемый как произведение максимального тарифа отчислений на страховую пенсию по старости в размере, эквивалентном индивидуальной части тарифа страховых взносов на финансирование страховой пенсии по старости, и предельной величины базы для начисления страховых взносов в Пенсионный фонд Российской Федерации за соответствующий календарный год.

(часть 18 в ред. Федерального закона от 03.07.2016 N 250-ФЗ)

КонсультантПлюс: примечание.

В период с 2015 по 2020 год максимальное учитываемое значение ИПК за соответствующий календарный год определяется согласно приложению 4.

19. Максимальное значение индивидуального пенсионного коэффициента, определяемое за каждый календарный год, учитывается в размере:

1) не свыше 10 — для застрахованных лиц, у которых в соответствующем году не формируются пенсионные накопления за счет страховых взносов на обязательное пенсионное страхование в соответствии с законодательством Российской Федерации о налогах и сборах и законодательством Российской Федерации об обязательном социальном страховании;

2) не свыше 6,25 — для застрахованных лиц, у которых в соответствующем году формируются пенсионные накопления за счет страховых взносов на обязательное пенсионное страхование в соответствии с законодательством Российской Федерации о налогах и сборах и законодательством Российской Федерации об обязательном социальном страховании.

(часть 19 в ред. Федерального закона от 03.07.2016 N 250-ФЗ)

КонсультантПлюс: примечание.

С 1 января 2025 года Федеральным законом от 03.10.2018 N 350-ФЗ часть 20 статьи 15 излагается в новой редакции.

КонсультантПлюс: примечание.

Действие ч. 20 ст. 15 приостановлено до 01.01.2025 (ФЗ от 03.10.2018 N 350-ФЗ).

20. Стоимость одного пенсионного коэффициента ежегодно увеличивается и устанавливается:

1) на 1 февраля — исходя из роста потребительских цен за прошедший год;

2) на 1 апреля — в соответствии с формулой:

где СПКi — стоимость одного пенсионного коэффициента соответствующего года;

ОбССi — объем поступлений от страховых взносов на выплату страховых пенсий;

ТрФБ — трансферты из федерального бюджета в бюджет Пенсионного фонда Российской Федерации на выплату страховых пенсий, учитываемые для расчета СПКi;

— сумма индивидуальных пенсионных коэффициентов получателей страховых пенсий, учитываемых для расчета СПКi.

КонсультантПлюс: примечание.

С 1 января 2025 года Федеральным законом от 03.10.2018 N 350-ФЗ часть 21 статьи 15 признается утратившей силу.

КонсультантПлюс: примечание.

Действие ч. 21 ст. 15 приостановлено до 01.01.2025 (ФЗ от 03.10.2018 N 350-ФЗ).

21. Стоимость одного пенсионного коэффициента ежегодно с 1 февраля увеличивается на индекс роста потребительских цен за прошедший год, размер которого устанавливается Правительством Российской Федерации.

КонсультантПлюс: примечание.

С 1 января 2025 года Федеральным законом от 03.10.2018 N 350-ФЗ часть 22 статьи 15 признается утратившей силу.

КонсультантПлюс: примечание.

Действие ч. 22 ст. 15 приостановлено до 01.01.2025 (ФЗ от 03.10.2018 N 350-ФЗ). О стоимости пенсионного коэффициента в 2019 — 2024 гг. см. ФЗ от 03.10.2018 N 350-ФЗ.

22. Стоимость одного пенсионного коэффициента ежегодно с 1 апреля устанавливается федеральным законом о бюджете Пенсионного фонда Российской Федерации на очередной год и плановый период. При этом ежегодное увеличение стоимости пенсионного коэффициента не может быть менее индекса роста потребительских цен за прошедший год.

КонсультантПлюс: примечание.

С 1 января 2025 года Федеральным законом от 03.10.2018 N 350-ФЗ часть 23 статьи 15 признается утратившей силу.

КонсультантПлюс: примечание.

Действие ч. 23 ст. 15 приостановлено до 01.01.2025 (ФЗ от 03.10.2018 N 350-ФЗ).

23. Методика определения стоимости одного пенсионного коэффициента утверждается Правительством Российской Федерации.

24. Размер страховой пенсии по старости застрахованного лица, являвшегося получателем страховой пенсии по инвалидности, при установлении в соответствии с частью 6 статьи 22 настоящего Федерального закона данному лицу страховой пенсии по старости по достижении возраста, предусмотренного частью 1 или 1.1 статьи 8 настоящего Федерального закона, при наличии 15 лет страхового стажа и величины индивидуального пенсионного коэффициента не менее 30 и размер страховой пенсии по старости застрахованного лица, являвшегося получателем страховой пенсии по инвалидности в общей сложности не менее 10 лет, не могут быть менее размера страховой пенсии по инвалидности, который был установлен данным лицам по состоянию на день, с которого им была прекращена выплата указанной страховой пенсии по инвалидности.

(в ред. Федерального закона от 23.05.2016 N 143-ФЗ)

25. При определении количества нетрудоспособных членов семьи, с учетом которых определяется размер страховой пенсии по случаю потери кормильца в соответствии с настоящей статьей, учитываются все нетрудоспособные члены семьи, имеющие право на указанную пенсию, в том числе лица, являющиеся получателями иной пенсии.

26. Величины индивидуальных пенсионных коэффициентов, определяемых в соответствии с настоящей статьей, округляются до трех знаков после запятой. Если четвертый знак равен 5 и выше, то третий знак увеличивается на единицу.

Основные факторы, влияющие на размер будущей пенсии

ГУ-УПФР № 11 по г. Москве и Московской области рекомендует обратить внимание на изменения условий назначения страховой пенсии по старости в 2018 году:

Продолжительность страхового стажа

Для получения права на страховую пенсию в 2018 году гражданину теперь необходимо иметь не менее 9 лет страхового стажа и 13,8 баллов. Требования, которые касаются возраста, не изменились: для женщин это 55 лет; для мужчин — 60 лет.

Возраст выхода на пенсию

Достижение пенсионного возраста наступает в 60 лет – для мужчин, 55 лет – для женщин. Отдельные категории граждан имеют право на назначение страховой пенсии по старости досрочно.

Отметим, что за каждый год более позднего обращения за назначением пенсии, после возникновения права на неё, фиксированная выплата и страховая пенсия увеличиваются на премиальные коэффициенты.

Количество пенсионных баллов

За каждый год трудовой деятельности гражданина, при условии начисления работодателями или им лично страховых взносов на обязательное пенсионное страхование, у него формируются пенсионные права в виде пенсионных баллов. Количество пенсионных баллов зависит от начисленных и уплаченных страховых взносов в ПФР и длительности страхового стажа. Для получения права на страховую пенсию в 2018 году нужно иметь не менее 13,8 пенсионных баллов.

Страховые взносы работодателя

Помните о том, что работодатель уплачивает за вас страховые взносы в Пенсионный фонд России, не вычитая данной суммы из заработной платы. Некоторые недобросовестные работодатели уклоняются от оплаты страховых взносов за своих сотрудников. Узнать о начисленной сумме страховых взносов можно через Личный кабинет гражданина на сайте ПФР. Если вы считаете, что какие-либо сведения не учтены или учтены не в полном объёме, обязательно обратитесь к работодателю для уточнения данных и представьте их в ПФР заблаговременно.

Размер официальной заработной платы

Страховые взносы уплачиваются только с официальной заработной платы.

Вариант пенсионного обеспечения

Каждый гражданин самостоятельно выбирает: формировать только страховую пенсию или же формировать и страховую, и накопительную пенсии. Когда вы принимаете решение о выборе варианта пенсионного обеспечения, не забывайте о том, что страховая пенсия формируется в пенсионных баллах. Стоимость балла ежегодно устанавливается и увеличивается государством.

Сегодня большинство услуг Пенсионного фонда можно получить через интернет – не выходя из дома. В «Личном кабинете гражданина» можно найти подробную информацию о том, какие периоды вашей трудовой деятельности, места работы, размер начисленных работодателями страховых взносов зафиксированы на вашем индивидуальном лицевом счёте в Пенсионном фонде России. Также можно узнать о количестве пенсионных баллов и продолжительности стажа и многое другое.

Чтобы воспользоваться электронными услугами и сервисами ПФР, нужно быть зарегистрированным на сайте государственных услуг gosuslugi.ru. Дополнительной регистрации на сайте ПФР не требуется. Ключевые государственные услуги ПФР можно также получить через Единый портал госуслуг.

Адреса и контактные телефоны Клиентских служб Управления ПФР

Клиентская служба «Серпухов ул. Чехова, д.18, каб. №106и Серпуховской район»

Телефон 39-53-01

Клиентская служба «Протвино» ул. Победы, д.2, каб.№11 Телефон 34-36-19

Клиентская служба «Пущино» мкр. «Д», д.8, каб.№1Телефон 73-18-92

Влияние на пенсию воспитания детей

Правом на каждую льготу может воспользоваться только один родитель. При этом родители могут распределить между собой разные права.

Например, в рамках льгот за воспитание детей один родитель может досрочно выйти на пенсию, а второй – получить надбавку.

Кто из родителей какими правами воспользуется, нужно согласовать в письменном виде и отправить заявления на выплату надбавки к пенсии за воспитание детей и отказ от надбавки на адрес [email protected]. Если соглашение недостижимо, права делятся между родителями поровну.

Как годы стажа, так и надбавка к пенсии обеспечивают твердую сумму, размер которой зависит в том числе от годового коэффициента, который корректируется ежегодно к 1 апреля.

Например, с 1 апреля 2021 года пенсионный годовой коэффициент составляет 7,206 евро. Подробнее об индексации пенсий.

Надбавка начисляется на все виды пенсии, кроме народной пенсии, пенсии по выслуге лет и спецпенсии. В случае, если размер пенсии по старости определяется не по данным трудового стажа пенсионера, надбавка к пенсии также не начисляется.

Пример 1: Пеэтер и Инга состоят в браке. У них трое детей. Первый ребенок 1979 года, второй 1984 года и третий 1992 года рождения. Когда Пеэтер вышел на пенсию, семейный совет решил, что надбавка за воспитание детей причитается именно ему.

В расчет его пенсии вошли по 2 года стажа за первого и второго ребенка и ежемесячная надбавка к пенсии в размере 1,5 годового коэффициента. За воспитание третьего ребенка Пеэтер получил надбавку к пенсии в размере 3,5 годовых коэффициентов, поскольку тот родился после 1991 года.

Пример 2: У Каспара и Лийи ребенок 2014 года рождения. Лийа подключилась ко II пенсионной ступени, Каспар нет. Семейный совет решил, что вносы в накопительную пенсию II ступени, полагающиеся с рождения и до трехлетия ребенка, будет получать Лийа. А значит, Каспар лишается возможности в будущем получить надбавку к пенсии за этот период.

Влияет ли на размер пенсии по старости наличие несовершеннолетнего ребенка?

Влияет ли на размер пенсии по старости наличие несовершеннолетнего ребенка? ENG

Если Вы хотите открыть английскую версию официального портала Правительства Ростовской области, пожалуйста, подтвердите, что Вы являетесь реальным человеком, а не роботом. Спасибо.

If you want to open the English version of the official portal Of the government of the Rostov region, please confirm that you are a human and not a robot. Thanks.

Сайты органов власти

Дата публикации: 19 июл. 2019 08:55

Получателям страховых пенсий, на иждивении которых находятся нетрудоспособные члены семьи, устанавливается повышение фиксированной выплаты в составе пенсии.

Нетрудоспособными членами семьи признаются, в частности, дети, не достигшие возраста 18 лет, а также дети, обучающиеся по очной форме обучения по основным образовательным программам в организациях, осуществляющих образовательную деятельность, до окончания ими такого обучения, но не дольше чем до достижения ими возраста 23 лет.

Ещё вопросы по теме

Размещено: 19 июл. 2019 08:55

Изменено: 19 июл. 2019 08:55

Количество просмотров: 250

Поиск по разделу производится только по той форме слова, которая задана, без учета изменения окончания.

Например, если задан поиск по словам Ростовская область, то поиск будет производиться именно по этой фразе, и страницы, где встречается фраза Ростовской области, в результаты поиска не попадут.

Если ввести в поиск запрос Ростов, то в результаты поиска будут попадать тексты, в которых будут слова, начинающиеся с Ростов, например: Ростовская, Ростовской, Ростов.

Лучше задавать ОДНО ключевое слово для поиска и БЕЗ окончания

Для более точного поиска воспользуйтесь поисковой системой сайта

Кому положен перерасчет льготной пенсии?

В газете «Домовой Совет» за июнь 2016 года вышла статья, в которой написано, что тем пенсионерам, которые работали на вредном производстве, с момента вступления в силу Закона «О страховых пенсиях» положен перерасчет пенсии.

По этому поводу пресс-служба Отделения ПФР по Приморскому краю поясняет.

В связи с вступлением в силу с 1 января 2015 года Федерального закона «О страховых пенсиях» каких-либо изменений в расчете размера пенсии работникам вредных производств не произошло.
Как и ранее, производится оценка пенсионных прав: определяется размер пенсии на 1 января 2002 г. с учетом имеющегося трудового стажа на эту дату и размера заработной платы.
Как известно, граждане выходят на пенсию по достижении общеустановленного возраста. А у людей, долго работавших во вредных и опасных условиях труда (они определяются Списком № 1 и № 2 и другими Списками), есть дополнительный вариант оценки пенсионных прав. Размер пенсии может быть определен с учетом отработанного стажа на соответствующих видах работ, так называемого «льготного» стажа.
Но если у гражданина на 1 января 2002 года нет необходимой продолжительности требуемого льготного стажа и (или) общего трудового стажа, то нет и правовых оснований для оценки пенсионных прав, исходя из льготного стажа, как при назначении пенсии по старости, так и впоследствии для ее перерасчета. Продолжительность льготного стажа, выработанного после 1 января 2002 года, на размер пенсии не влияет.

Рассмотрим ситуацию, аналогичную изложенной в газете.
Мужчина на 1 января 2002 года имеет стаж по Списку №1 10 лет, по Списку №2 – 6 лет, общий трудовой стаж – 25 лет. По достижении возраста 50 лет в 2010 году ему была назначена пенсия по Списку №1.
Если суммировать стаж по двум спискам, то получается 16 лет – то есть более 12 лет и 6 месяцев, необходимых для льготной пенсии по Списку № 2. В этом случае при достижении 55-летнего возраста, когда возникнет право на досрочную пенсию по старости по Списку № 2, он может оценить свои пенсионные права с учетом выработанного стажа по Списку № 2. Для этого необходимо подать соответствующее заявление в территориальный орган Пенсионного фонда по месту получения пенсии.
Подобные перерасчеты в сторону увеличения в Приморском крае уже производились – в рамках действия Федерального закона «О трудовых пенсиях в Российской Федерации». Основанием служили личные обращения пенсионеров, имеющих соответствующее право.
Лидия Смыченко,
руководитель пресс-службы Отделения ПФР
по Приморскому краю

Влияние старения населения на пенсии

Старение населения: пенсионная политика сама по себе не предотвратит сокращение относительной численности рабочей силы

Старение населения — это быстро нарастающая долгосрочная тенденция. Мы можем показать это с помощью коэффициента демографической нагрузки пожилого возраста — демографического показателя, который измеряет размер нетрудоспособных возрастных групп населения по отношению к людям трудоспособного возраста. ¹ На рис. 1 показаны средние значения для стран ОЭСР.В 1980 г. на каждые 100 человек трудоспособного возраста (то есть в возрасте от 20 до 64 лет) приходилось 20 человек в возрасте 65 лет и старше. К 2015 году это число увеличилось на 40%, до 28 человек в возрасте 65 лет и старше на каждые 100 человек трудоспособного возраста. Если спрогнозировать вперед еще на 35 лет, соотношение будет 53 к 100 в 2050 году, исходя из прогнозов смертности ООН (United Nations 2017) — дальнейшее увеличение на 90%. Это потому, что мы живем дольше и рожаем меньше детей.

На рис. 1 также показаны прошлые тенденции общего коэффициента демографической нагрузки — демографического показателя, который более важен для отражения влияния демографии на ВВП на душу населения, поскольку он включает лиц моложе трудоспособного возраста. Он определяется как количество лиц моложе 20 лет или 65 лет и старше на каждые 100 человек трудоспособного возраста.

Рисунок 1 Коэффициент демографической нагрузки пожилого возраста (OADR) и общий коэффициент демографической нагрузки (TDR)

Примечания : На основе трудоспособного возраста, определяемого как возрастная группа 20–64 лет. Невзвешенные средние значения по странам ОЭСР, прогнозы после 2015 г.
Источник : расчет авторов на основе данных Организации Объединенных Наций (2017 г.).

Несмотря на существенное увеличение коэффициентов демографической нагрузки пожилого возраста, средний общий коэффициент демографической нагрузки в ОЭСР снизился с 0 до .с 80 в 1980 г. до примерно 0,65 в 2015 г. Ключевым фактором было резкое снижение рождаемости до конца 1990-х гг., что привело к резкому сокращению относительного числа молодых людей. В 1980 г. на каждые 100 человек трудоспособного возраста приходилось около 60, а в 2015 г. — менее 40. Это более чем компенсировало влияние старения на относительную численность рабочей силы и облегчило финансирование расширения высшего образования.

Однако число молодых людей на каждые 100 человек трудоспособного возраста останется стабильным на уровне около 40 в ближайшие десятилетия, если рождаемость заметно не изменится.Это означает, что общий коэффициент зависимости резко возрастет. Ожидается, что к 2050 г. он превысит 0,90 по сравнению с 0,65 в 2015 г. Если уровень занятости, особенно среди лиц пожилого возраста, не возрастет, эти демографические изменения при прочих равных условиях (в частности, мы игнорируем потенциальный рост производительности) будут существенное снижение уровня жизни.

Лимиты пенсионной политики

Это вызвало множество политических реформ, призванных помочь странам адаптировать свою экономику, особенно пенсионную политику для повышения пенсионного возраста.Мы должны задаться вопросом, будет ли этого достаточно, чтобы избежать в будущем нехватки рабочей силы в странах ОЭСР и ЕС. На сколько лет должна увеличиться верхняя возрастная граница трудоспособного возраста (используя в качестве ориентира 65 лет), чтобы коэффициенты демографической нагрузки оставались постоянными с течением времени?

Мы подсчитали смещение возрастной границы между 1980 и 2015 годами, которое позволило бы поддерживать коэффициенты зависимости пожилых людей на уровне 1980 года, начиная с возраста 65 лет в 1980 году. ² верхняя возрастная граница 68 лет.4 года к 2015 году. За тот же период ожидаемая продолжительность жизни в возрасте 65 лет выросла на 4,4 года. Таким образом, повышения пенсионного возраста примерно на три четверти числа лет, которое мы могли бы прожить в возрасте 65 лет, было бы достаточно, чтобы избежать увеличения OADR. Напротив, средний общий коэффициент зависимости стабилизировался бы на уровне 1980 года за счет снижения возрастной границы на 4,5 года, с 65 лет в 1980 году до 60,5 лет в 2015 году.

В ОЭСР все изменится в ближайшие 35 лет (рис. 2). Ожидается, что ожидаемая продолжительность жизни в возрасте 65 лет будет расти несколько более медленными темпами, чем в прошлом, и сократится до 3,4 года. Стабилизация коэффициента зависимости пожилых людей будет означать средний сдвиг возрастной границы между 2015 и 2050 годами на ошеломляющие 8,4 года. Стабильное количество молодых людей по отношению к людям трудоспособного возраста выступает в качестве компенсирующего фактора, что приводит к меньшему, но все же значительному увеличению на 6,2 года возрастного порога, который поддерживает постоянный коэффициент общей демографической нагрузки.

Чтобы представить ситуацию в перспективе, меры, уже принятые в странах ОЭСР, подразумевают увеличение среднего пенсионного возраста до 1 года.5 лет к 2050 году. ³ Повышение установленного законом возраста выхода на пенсию в значительной степени не соответствует тому, что было бы необходимо для предотвращения более высокого коэффициента демографической нагрузки.

Рисунок 2 Среднее продление определения трудоспособного возраста за пределы 65 лет, что стабилизирует долю иждивенцев в период с 2015 по 2050 год, а также средние изменения обычного пенсионного возраста и ожидаемой продолжительности жизни на уровне 65 лет

Примечания : Невзвешенные средние значения по странам ОЭСР, 2015–2050 гг. , базовый 2015 г.Обычный возраст выхода на пенсию определяется как возраст, в котором работник с полной карьерой, выходящий на рынок труда в возрасте 20 лет, может получать полную пенсию, усредненную по полу.
Источник : Расчет авторов на основе данных Организации Объединенных Наций (2017 г.).

Сдвиг в демографической структуре варьируется в зависимости от страны. Это означает, что увеличение возрастного порога, которое стабилизировало бы коэффициент зависимости пожилых людей, также варьируется, как показано на рисунке 3. В Финляндии и Швеции он будет равен примерно 4.5 лет. В Чили, Мексике и Испании этот показатель составит 11,5 лет, хотя и относительно низкий уровень в двух латиноамериканских странах. В Южной Корее из-за очень быстрого старения требуется изменение в возрасте 15,5 лет. ⁴ Дания будет единственной страной, где законодательное повышение пенсионного возраста, учитывая введенную автоматическую связь между законом пенсионного возраста и ожидаемой продолжительностью жизни, превышает то, что требуется для стабилизации OADR. ⁵

Рис. 3

Примечания : Базовый 2015 год.Обычный пенсионный возраст (NRA) определяется как возраст, в котором работник с полной карьерой, выходящий на рынок труда в возрасте 20 лет, может получать полную пенсию.
Источник : Расчет авторов на основе данных Организации Объединенных Наций (2017 г.).

Давление на пенсионные системы остается высоким

Политики, которые хотят сохранить адекватность пенсионного дохода, окажутся под финансовым давлением. эффективный коэффициент поддержки по старости (количество работающих людей по отношению к числу пенсионеров) является обратной величиной эффективного коэффициента иждивенцев пожилого возраста.Он сочетает в себе демографические данные и уровень занятости по возрастным группам и поэтому является полезным индикатором, иллюстрирующим, что поставлено на карту.

В финансово сбалансированной распределительной пенсионной системе уменьшение на 1% эффективного коэффициента поддержки по старости привело бы к падению средней пенсии на 1% по отношению к средней заработной плате или потребовало бы увеличение ставки взноса на 1%. ⁶ Это математическое тождество, поэтому выхода нет. Таким образом, избежать снижения относительного уровня пенсий при старении населения можно только за счет:

более высокие ставки взносов,
более высокая занятость, возможно, благодаря более позднему выходу на пенсию или большему количеству женщин, или
финансовый дефицит на пенсионных счетах, который в конечном итоге необходимо будет покрыть за счет налогообложения.

В схемах с установленными взносами ставка замещения пенсии для данной карьеры пропорциональна ставке взноса и в основном определяется нормой прибыли на накопленные активы. Эти нормы прибыли в конечном счете зависят от производственного потенциала экономики, в которую инвестируются эти активы, будь то финансовые или условные. Какой бы ни была структура пенсионных систем, любая нехватка рабочей силы, вызванная старением населения, может привести к снижению уровня пенсионных пособий.

За последние 35 лет (чисто демографический) коэффициент поддержки пожилых людей в странах ОЭСР снизился в среднем чуть более чем на 25% (рис. 4). Это привело к финансовым диспропорциям и более высоким пенсионным расходам, что привело к увеличению ставок взносов. Доля государственных пенсионных расходов в ВВП увеличилась в среднем более чем на 40% с 1990 г. и превысила 8 процентных пунктов с 2013 г. (OECD 2017).

Прогнозы, в том числе сделанные Европейской комиссией, показывают проблемы, с которыми сталкиваются страны ОЭСР в плане снижения коэффициентов замещения, вызванного уже законодательными реформами, в том числе за счет механизмов автоматической корректировки.Например, представьте себе человека со средней заработной платой, работающего без перерыва в течение 40 лет до стандартного пенсионного возраста, выходящего на пенсию в 2056 году по сравнению с 2016 годом. В среднем в ЕС этот пенсионер сталкивается с падением коэффициента замещения на 10% (European Commission 2018). Тем не менее, коэффициент демографической поддержки пожилых людей упадет почти на 50% за аналогичный период времени, как показано на Рисунке 4, и немного уменьшится примерно до 40%, если принять во внимание законодательные изменения пенсионного возраста и предположить соотношение один к одному. одна передача в эффективный пенсионный возраст.Обратите внимание, что во многих странах меньше возможностей для повышения ставок пенсионных взносов или налогов, используемых для финансирования пенсий.

Неизбежный вывод состоит в том, что, если уровень занятости существенно не увеличится, будет сильное давление на пенсионный доход. Таким образом, повышение занятости, особенно в пожилом возрасте, и производительности будет иметь решающее значение в стареющих обществах, если мы хотим сохранить уровень пенсий.

Рисунок 4 Изменение коэффициента поддержки по старости в 2015-2050 гг. по сравнению с 1980-2015 гг.

Примечания : Прогнозируется, что в среднем по странам ОЭСР коэффициент поддержки пожилых людей снизится на 47% в период с 2015 по 2050 год, тогда как в период с 1980 по 2015 год он уже снизился на 25%.При расчете коэффициента поддержки на основе нормального возраста выхода на пенсию в соответствии с законодательными правилами вместо возраста 65 лет прогнозируемое падение уменьшается с 47% до 40%. В таких странах, как Швеция, в настоящее время нет законодательных изменений в NRA, который с 2015 года равен 65.
Источник : Расчет авторов на основе данных Организации Объединенных Наций (2017 г.).

Примечание авторов. Высказанные здесь мнения и аргументы принадлежат авторам и не обязательно отражают точку зрения ОЭСР или ее стран-членов.

Ссылки

Европейская комиссия (2018 г.), Отчет о достаточности пенсий за 2018 год: текущий и будущий уровень достаточности доходов в пожилом возрасте в ЕС , Издательство Европейского Союза.

OECD (2017), Pensions at a Glance 2017: OECD and G20 Indicators , OECD Publishing.

United Nations (2017), World Population Prospects: The 2017 Revision.

Концевые сноски

[1] Обратите внимание, что коэффициенты численности населения не отражают полной картины, например, потому, что они не учитывают уровни занятости, которые различаются на протяжении жизненного цикла и между поколениями.

[2] Конкретно, мы рассчитали возраст X, который гарантирует, что число лиц в возрасте X и старше по отношению к лицам в возрасте от 20 до X-1 в 2015 г. 1980. Выбор 65 лет в качестве начальной границы возраста имеет ограниченное влияние на расчетное увеличение для стабилизации коэффициентов зависимости.

[3] Мы используем определение, данное ОЭСР (2017): нормальный пенсионный возраст — это возраст, в котором работник с полной карьерой, выходящий на рынок труда в возрасте 20 лет, может получать полную пенсию без штрафов.

[4] Возрастной порог, при котором показатель TDR остается постоянным в разных странах, также различается, но в данном случае исключением являются Мексика, Израиль и Турция. Им потребуется гораздо меньшее увеличение для стабилизации TDR, чем для стабилизации OADR, потому что ожидается дальнейшее падение рождаемости в этих странах, что приведет к сокращению числа детей.

[5] Ожидаемая продолжительность жизни в возрасте 65 лет используется для прогнозирования нормального пенсионного возраста на основе данных, предоставленных странами ОЭСР (2017 г. ), которые могут отличаться от прогнозов ООН.

[6] Бюджетное ограничение финансово сбалансированной распределительной пенсионной системы требует, чтобы общая сумма выплаченных пенсий равнялась общей сумме полученных взносов, что может быть выражено как p • R = c • w • E , где p – средняя пенсия, w – средняя заработная плата (среди вкладчиков), c – средняя эффективная ставка пенсионных взносов (с учетом минимального и верхнего пределов взносов), R – численность пенсионеров («пенсионеров» ), а E – количество участников («работающих людей»).Это означает, что:

То есть средняя пенсия по отношению к средней заработной плате равна эффективному коэффициенту поддержки по старости E/R , который сочетает в себе чистую демографическую информацию, полученную с помощью коэффициента зависимости пожилого возраста, с моделями уровня занятости по возрастным группам – раз эффективная ставка взноса.

Влияние пенсий по старости на модели обращения за медицинской помощью и охват страхованием в Мексике

Ключевые вопросы

Что уже известно?

Пенсии по старости приводят к более широкому использованию медицинских услуг в целом, но также и к более высоким расходам наличных в странах с низким и средним уровнем дохода.
Существует мало информации о взаимодействии социальных программ в улучшении всеобщего здравоохранения.
Пенсии по старости часто используются политиками для сокращения бедности в пожилом возрасте.

Каковы новые результаты?

Пенсии по старости оказывают разнородное влияние на виды используемой медицинской помощи. Пенсии по старости поощряют использование формального медицинского обслуживания для тех, кто ранее использовал его, и использование неформального медицинского обслуживания для тех, кто ранее не использовал его.
Более широкое использование не обязательно приводит к более высоким расходам из собственного кармана, поскольку пенсии по старости также приводят к более высокому использованию медицинского страхования.
Взаимодействие между социальными программами, такими как пенсии по старости и государственное медицинское страхование, может улучшить всеобщий доступ к здравоохранению, обеспечивая при этом финансовую защиту.

Что означают новые данные?

Пенсионная политика по старости может сократить бедность и стимулировать использование других социальных программ, таких как государственное медицинское страхование.
При разработке пенсионной программы по старости необходимо учитывать взаимодополняемость с другими программами.
Пенсии по старости следует рассматривать как еще один механизм достижения всеобщего охвата услугами здравоохранения.

Введение

В последние десятилетия многие страны с низким и средним уровнем дохода внедрили программы социальной защиты для поддержки доходов пожилых людей.1–3 Финансовые затраты на эти программы требуют более глубокого понимания того, как пенсии по старости и обусловленные денежные переводы влияют на личное благополучие.В нескольких исследованиях оценивалось влияние пенсий по старости на множество результатов4–6. В предыдущих исследованиях анализировалось влияние различных программ, при этом программы пенсий по старости были определены как важное средство улучшения личного благосостояния.

Здоровье является одним из результатов, которые могут быть улучшены социальными программами. Гертлер5 обнаружил, что условные денежные выплаты привели к улучшению здоровья детей. Другие исследования также выявили пользу для здоровья пожилых людей.7 8 Однако мало что известно о механизмах, с помощью которых пенсии по старости улучшают здоровье людей.Одна возможность через питание. Данные за последние три десятилетия показали, что более высокое потребление калорий часто связано с улучшением здоровья населения.9–11 Такой эффект может быть очевиден только в долгосрочной перспективе,12 оставляя без ответа вопрос о том, улучшают ли денежные переводы здоровье в краткосрочной перспективе. .

Механизмом, который может улучшить здравоохранение в краткосрочной перспективе, является использование медицинских услуг. Предыдущие исследования показали слабую связь между обращением за медицинской помощью и улучшением здоровья.Например, эксперимент по медицинскому страхованию RAND выявил лишь незначительные последствия для здоровья от более широкого обращения за медицинской помощью. 13 Это может быть связано с тем, что незначительное увеличение дохода в развитых странах может привести только к более широкому использованию медицинской помощи с низкой экономической эффективностью.14 В странах с низким и средним уровнем дохода незначительное увеличение дохода может привести к доступу к более рентабельной помощи. Предыдущие исследования не показывают, как более высокий доход может повлиять на различные аспекты здравоохранения в странах с низким и средним уровнем дохода, поскольку в большинстве исследований рассматривается только общее использование медицинских услуг.

В этой статье мы используем обследование старения и подход «разность в разнице», чтобы использовать экспериментальную реализацию пенсионной программы по старости в Мексике. Мы изучаем влияние денежных пособий по старости на три аспекта здравоохранения: использование, расходы и использование страховки. Далее мы дезагрегируем результаты по использованию медицинских услуг и страховому покрытию на исходном уровне, чтобы понять, как пенсии влияют на различные сегменты пожилого населения. Мы также изучаем взаимодополняемость пенсии по старости и государственного медицинского страхования.Наши результаты показывают, что денежные переводы могут сместить использование медицинских услуг с низкого на высококачественное, устранить финансовые барьеры для получения базовой помощи и стимулировать участие в программах государственного медицинского страхования. Наше исследование дает дополнительную информацию о том, как денежные переводы могут улучшить здоровье в странах с низким и средним уровнем дохода15 16, и освещает взаимодействие между различными социальными программами.

Существует несколько исследований, в которых оценивается влияние ничем не примечательных пенсий на модели обращения за медицинской помощью, расходы на здравоохранение из собственных средств и использование медицинского страхования в странах с низким и средним уровнем дохода.Два предыдущих исследования, проведенных в Бразилии, показали, что пенсии улучшают доступ домохозяйств к медицинским услугам и лекарствам, но могут не влиять на индивидуальное использование пожилыми людьми. не оценивать влияние на различные виды ухода.

Наши результаты показывают, что ничем не примечательная пенсия побуждает пожилых людей к обращению за официальной медицинской помощью и повышает вероятность приема прописанных лекарств.Мы также обнаружили, что пожилые люди, не обращавшиеся за медицинской помощью на исходном уровне, начинают пользоваться неформальными услугами по уходу. Это говорит о том, что пенсии по старости могут устранить финансовые барьеры на пути к базовому уходу. Лица, которые ранее пользовались услугами здравоохранения, переходят от неформальных услуг к формальным, что предполагает переход от низкокачественного к высококачественному медицинскому обслуживанию после удовлетворения минимальных потребностей. Переход от низкокачественной помощи к высококачественной может помочь объяснить улучшение состояния здоровья, обнаруженное в предыдущих исследованиях денежных пособий.15 16 20 страхование.В совокупности эти результаты демонстрируют взаимодействие и взаимодополняемость, которые могут существовать между программами, спонсируемыми государством.

Методы

В этом исследовании мы используем экспериментальную реализацию пенсионной программы Reconocer в Мексике. Эта схема была реализована на Юкатане для решения проблемы растущего уровня бедности среди пожилых людей в штате. Программа была реализована в три этапа в 37 населенных пунктах штата Юкатан, Мексика, в течение 4 лет.21 Фаза I и фаза II были реализованы в сельской местности, где программа предоставляла ежемесячную продовольственную корзину и денежные выплаты в размере 500 мексиканских песо (55,92 доллара США по паритету покупательной способности 2019 года, или ППС) взрослым в возрасте 70 лет и старше. Программа была расширена на городские районы на этапе III, где ее основным компонентом был ежемесячный денежный перевод в размере 550 мексиканских песо (61,52 доллара США по ППС в 2019 году), что составляет примерно половину минимальной месячной заработной платы на Юкатан, 1089 мексиканских песо в месяц или 121,80 долларов США в 2019 г. PPP.22

На третьем этапе Reconocer распространился на города с населением более 20 000 жителей. Этими городами были Хунукма, Канасин, Умань, Мерида, Мотюль, Ошкуцкаб, Прогресо, Теках, Тикул, Тизимин и Вальядолид. Среди этих городов было проведено кластерное рандомизированное контролируемое исследование с процедурой попарного сопоставления, обеспечивающей сходство между лечебными и контрольными пунктами в показателях домохозяйств и других сообществ из переписи 2005 года. Одна из подходящих пар была выбрана случайным образом, и в этой паре одна из населенных пунктов, Вальядолид, была случайным образом определена в качестве экспериментальной группы, а другая, Мотюль, в качестве контроля.Первая пенсионная выплата была произведена в Вальядолиде в декабре 2008 года21. Выплаты распределялись в мэрии или доставлялись тем, кто не мог пойти в мэрию по состоянию здоровья. Вальядолид и Мотюль были не только похожи друг на друга, они были похожи на среднюю деревню с населением 20 000–50 000 жителей в Мексике. Они не являются крайними исключениями, а вместо этого представляют многие аналогичные места в Мексике, а также в других странах с низким и средним уровнем дохода (таблица 1 в дополнительном онлайн-приложении).

В этом исследовании мы используем данные базовой и последующих волн Обследования экономических характеристик домохозяйств в штате Юкатан (ENCAHEY), проведенного RAND. Таким образом, наш анализ представляет собой вторичное использование данных и не включает набор или вовлечение пациентов. В ходе исследования были собраны данные по случайной выборке лиц в возрасте 70 лет и старше путем личных интервью за 3 мес до и 6 мес после реализации программы. Таблица 2 в дополнительном онлайн-приложении показывает, что количество лиц, включенных в это исследование, было таким же, как и в переписи, демонстрируя, что опрос был репрезентативным для лиц в возрасте 70 лет и старше в этих местах.

Опрос сопоставим с мексиканским исследованием здоровья и старения (MHAS), но адаптирован с учетом культурных и институциональных особенностей Юкатана. Он включал всеобъемлющий набор показателей, охватывающих здоровье, демографию, доход домохозяйства и потребление домохозяйства. Проверенные показатели для каждой из этих областей были адаптированы из существующих исследований, таких как MHAS; обследование состояния здоровья и выхода на пенсию в США; панельное исследование динамики доходов в США; и Обзор здоровья, благополучия и старения в Латинской Америке и Карибском бассейне, среди прочего. Полное описание протоколов доступно в другом месте.23

Наша окончательная выборка состояла из 2324 человек в возрасте 70 лет и старше. Частота ответов на исходном уровне составила 91,4% в Valladolid и 95,2% в Motul; последующий ответ составил 87,9% в Вальядолиде и 81,9% в Motul. В таблице 1 представлены выборочные характеристики на базовом уровне для каждого местоположения. Это показывает, что обе деревни сопоставимы, за исключением пола. Вальядолид, место лечения, имеет более низкую долю мужчин в выборке, чем Мотюль, контрольное место.Средний возраст составляет примерно 78 лет, а средний уровень школьного образования составляет 1,8 года. Большинство людей состоят либо в партнерстве (52%), либо вдовы (39%). Средний размер домохозяйства составляет 3,4 человека, а среднемесячный доход на душу населения составляет примерно 100 долларов США. Аналогичная доля в обоих городах работала за плату в течение 3 месяцев до проведения базового исследования. Более высокая доля людей в Motul сообщила о хронических заболеваниях, но не было никаких существенных различий между двумя местами в количестве ограничений ежедневной активности. Таблица 1 также показывает, что 86% жителей Вальядолида сообщили о получении пенсии Reconocer во время второй волны. В то время как места различались по частоте ответов на последующее наблюдение, дополнительные онлайн-таблицы приложений 3 и 4 не показывают систематических различий в отсева в любом месте.

Таблица 1

Сводная статистика переменных демографии и состояния здоровья

Спрос на услуги здравоохранения: использование, расходы и использование страховки

Мы оценили три измерения здравоохранения: использование, расходы и использование страховки.Что касается использования медицинских услуг, мы объединяем различные виды помощи, о которой сообщают сами пациенты, в следующие категории: формальные, неформальные, стационарные, приверженность лечению и доступ к любому виду помощи. Мы определяем формальное здравоохранение как использование стоматологической помощи, амбулаторное лечение или посещение врача в течение 3 месяцев до опроса. Неофициальная помощь соответствует использованию народных целителей и фармацевтов в тот же период времени. Использование стационарного лечения определяется как наличие хотя бы одного пребывания в больнице в течение 3 месяцев, предшествующих обследованию.Мы определяем приверженность лечению как прием лекарств при наличии рецепта. Что касается расходов на здравоохранение, мы самостоятельно сообщили о расходах за 3 месяца до проведения опроса на официальный уход, неформальный уход и стационарное лечение, исключая лекарства, по которым нет данных о расходах. Мы используем натуральный логарифм расходов для учета нелинейностей и выбросов. Наконец, для медицинского страхования мы определяем четыре категории, основанные на характеристиках мексиканской системы здравоохранения: частное медицинское страхование, социальное обеспечение, государственное медицинское страхование и любое медицинское страхование.Частное медицинское страхование, социальное обеспечение и государственное медицинское страхование являются взаимоисключающими категориями. Любое медицинское страхование определяется как имеющее одну из трех схем медицинского страхования. Доля лиц, имеющих какую-либо медицинскую страховку, обратна доле лиц, не имеющих медицинской страховки.

Статистический анализ

Чтобы оценить влияние пенсий по старости, мы используем индивидуальный метод разности с фиксированными эффектами. В этих моделях используется дифференцированное осуществление программы в разных деревнях с учетом индивидуальных характеристик, не зависящих от времени.В частности, экспериментальная группа соответствует всем лицам в возрасте не менее 70 лет, проживающим в Вальядолиде, где была реализована пенсионная программа, а контрольная группа представляет всех лиц этого возраста в Motul. Преимуществом этого подхода является рандомизация лечения по деревням.

Идентифицирующим допущением подхода на основе разности является допущение об общих тенденциях, которое, как показано, выполняется в данном случае. ENCAHEY, к сожалению, не предоставляет волны до вмешательства для оценки предположения об общих тенденциях, но для этого мы используем данные мексиканской переписи и опроса Encuesta Nacional de Ingresos y Gastos de Hogares. Дополнительные рисунки 1–4 в приложении и таблицы 5–7 в приложении показывают, что Вальядолид и Мотюль имели схожие демографические показатели, покрытие медицинского страхования, расходы на здравоохранение и тенденции бедности до реализации программы. Следуя рекомендациям предыдущего исследования, мы оценили надежность наших результатов, используя метод сопоставления различий в различиях.24 Этот подход сопоставлял людей из обоих городов в соответствии с их исходной оценкой склонности, основанной на возрасте, поле, образовании, семейном положении, доход домохозяйства на душу населения, страхование и использование медицинских услуг (рис. 5, дополнительное онлайн-приложение).Сопоставление привело к успешному соединению 805 человек из Motul и 1006 человек из Вальядолида и улучшило баланс, полученный ранее. Этот подход сопоставления разности в разнице позволил нам проверить надежность наших результатов. Чтобы правильно оценить SE, мы представляем SE с начальной загрузкой, как это было рекомендовано в предыдущем исследовании25. Здесь следует рассмотреть две соответствующие программы: Oportunidades и Seguro Popular. Oportunidades , программа денежных переводов, реализованная в 1997 г. (как Progresa ), достигла максимального охвата в 2005 г.26 Seguro Popular , программа государственного медицинского страхования, имела разные даты развертывания в разных муниципалитетах, но ее развертывание было завершено в Valladolid и Motul к 2006 г.27 Таким образом, обе программы были полностью реализованы в обоих местах на момент реализации пенсионной программы.

В нашем основном анализе и анализе надежности используется следующая спецификация:

(1)

где результат, описанный выше; – бинарная переменная, указывающая, находится ли человек i в лечебном селе, получающем пенсию по старости; являются контролирующими переменными, включая семейное положение, возрастные фиксированные эффекты, количество лет образования, получает ли человек какой-либо другой пенсионный доход, количество ограничений в повседневной жизни (повседневная деятельность) и количество хронических заболеваний; – фиксированный эффект следящей волны; и являются отдельными фиксированными эффектами.

Для бинарных результатов мы оцениваем влияние пенсий по старости, используя модель линейной вероятности. Мы также проводим некоторые анализы с помощью нелинейных логистических моделей, чтобы проверить устойчивость наших результатов к функциональным предположениям обычного метода наименьших квадратов (МНК). Чтобы правильно оценить СЭ с учетом корреляции результатов в деревне, мы представляем бутстрепные СЭ, как рекомендовано в литературе.25

базовое использование медицинской помощи и медицинского страхования.Мы классифицируем исходное использование медицинской помощи как неиспользование или любое использование. Мы классифицируем по базовому охвату медицинского страхования как не имеющих медицинского страхования или какого-либо медицинского страхования. Эта стратегия обеспечивает оценку воздействия программы в целом, а не отдельных лиц, получающих пенсии по старости. Таким образом, он показывает влияние, которое такая политика может иметь с учетом существования несоблюдения требований. Уровень охвата пенсионной программой по старости составил 92%, как указано в административных отчетах.

Участие пациентов и общественности

В этом исследовании не участвовали пациенты и общественность.В этом документе используются только вторичные данные уже реализованного вмешательства.

Результаты

Результаты индивидуальной разности фиксированных эффектов в разнице представлены в таблице 2. Панель А показывает, что пенсионная программа по старости связана с увеличением использования любого вида медицинских услуг на 6,8 процентных пункта (95 % ДИ от -0,9 до 11,4), что было обусловлено увеличением использования формальных медицинских услуг на 9,0 процентных пункта (95% ДИ от 1,5 до 16,4). Мы также находим, что пенсионная схема связана с числом 7.На 7 процентных пунктов (95% ДИ от 2,0 до 13,4) повышение приверженности лечению. Пенсионная программа не связана с изменениями в стационарном уходе (95% ДИ от −1,9 до 4,4) или неформальном уходе (95% ДИ от −3,2 до 5,0).

Таблица 2

Влияние пенсионной программы по старости на использование медицинских услуг, расходы на здравоохранение и использование страховки

Результаты на панели B показывают, что, вопреки экономической теории,28 пенсионная программа не привела к увеличению расходов на медицинское обслуживание. Сочетание большего использования медицинских услуг без увеличения расходов, вероятно, объясняется 3.Увеличение на 1 процентный пункт (95% ДИ от −0,2 до 6,3) использования любой медицинской страховки. Это увеличение в основном обусловлено увеличением на 4,2 процентных пункта (95% ДИ от 1,5 до 6,9) использования государственного медицинского страхования. Мы приходим к аналогичным выводам при использовании логистической модели для бинарных исходов (таблица 8 в дополнительном онлайн-приложении).

Наши результаты также свидетельствуют о важных различиях между людьми. На рисунке 1 представлены оценочные коэффициенты и доверительные интервалы для воздействия Reconocer на использование медицинских услуг в зависимости от базового использования и страхового покрытия. На верхней панели показано, что лица, обращавшиеся за медицинской помощью на исходном уровне и впоследствии получавшие пенсию, увеличили использование формальных услуг на 15,0 процентных пункта (95% ДИ от 6,2 до 23,9) и сократили использование неформальных услуг на 5,5 процентных пункта (95% ДИ). от −12,5 до 1,5). Лица, не имевшие доступа на исходном уровне, увеличили использование неофициальных услуг на 7,5 процентных пункта (95% ДИ от 3,7 до 11,3). Нижняя панель показывает результаты по базовому страховому статусу. Мы обнаружили, что люди, имевшие медицинскую страховку на исходном уровне, увеличили использование любого вида медицинской помощи на 10.7 процентных пунктов (95% ДИ от 1,8 до 19,6), официальные услуги на 12,2 процентных пункта (95% ДИ от 3,1 до 21,3) и приверженность лечению на 6,9 процентных пункта (95% ДИ от 0,3 до 13,6). Мы не обнаружили влияния пенсионной схемы на здравоохранение для лиц, не имеющих страховки на исходном уровне.

Рисунок 1

Влияние пенсии по старости на использование медицинских услуг в зависимости от базового доступа и страхового покрытия. ХК, здравоохранение.

Рисунок 2 подтверждает, что пенсионная программа по старости не связана с изменениями собственных расходов, независимо от базового статуса.Как и прежде, эти результаты объясняются влиянием пенсий на использование медицинского страхования. На верхней панели рисунка 3 показано, что пенсионная программа увеличила использование государственного медицинского страхования на 4,3 процентных пункта (95% ДИ от 0,5 до 8,0) для лиц, обращавшихся за медицинской помощью на исходном уровне, и на 5,2 процентных пункта (95% ДИ от 0,5 до 9,9) для лица без него. Нижняя панель показывает, что пенсионная схема связана с увеличением страхования на 8,9 процентных пункта (95% ДИ от −0,3 до 17,9) для лиц без базового покрытия.Это в основном обусловлено увеличением на 1,1 процентного пункта (95% ДИ от −0,4 до 2,5) частного страхования и увеличением на 7,9 процентного пункта (95% ДИ от 0,3 до 15,5) государственного медицинского страхования. Для лиц, имеющих страховку, пенсионная схема не увеличила общий охват медицинским страхованием, но результаты предполагают переход от социального обеспечения (бета = -0,009, 95% ДИ от -0,037 до 0,019) и частного страхования (бета = — 0,007, 95% ДИ от -0,016 до 0,003) к государственному страхованию (бета = 0,018, 95% ДИ от -0,007 до 0,043).

Рисунок 2

Влияние пенсий по старости на расходы на здравоохранение в зависимости от базового доступа и страхового покрытия. HC, здравоохранение; ООП, из своего кармана.

Рисунок 3

Влияние пенсий по старости на использование медицинского страхования в зависимости от базового доступа и страхового покрытия. ХК, здравоохранение.

Мы провели серию анализов чувствительности, чтобы проверить надежность наших результатов. Одной из проблем являются потенциальные различия в деревенских выборках. Несмотря на то, что подход «разница в разнице» не требует баланса на исходном уровне, мы провели сопоставление разницы в разнице, чтобы проверить устойчивость наших результатов к базовым характеристикам.В целом, результаты дали аналогичные результаты (онлайн-дополнительная таблица 9 приложения и рисунки 6-8 приложения). Аналогичные результаты мы получаем при оценке тех, кто сообщил о получении пенсии по старости (онлайн-дополнительная таблица 10 приложения и рисунки 9-11 приложения). Наконец, мы оценили надежность нашей стратегии оценки SE, используя кластеризованные SE на индивидуальном уровне, и пришли к тем же выводам, что и выше (онлайн-дополнительная таблица приложения 11 и рисунки приложения 12-14).

Обсуждение

Результаты нашего исследования показывают, что пенсионные программы по старости могут повысить спрос на медицинские услуги за счет увеличения использования медицинских услуг и использования медицинского страхования.Наши результаты подтверждают предыдущие данные о том, что пенсии по старости связаны с более частым обращением за медицинской помощью.29 30 Наши результаты также дают новое представление о том, как такое поведение может отличаться в зависимости от предыдущего обращения за медицинской помощью. В частности, мы обнаружили, что пожилые люди, не обращавшиеся за медицинской помощью на базовом уровне, увеличили свой спрос на базовое неформальное медицинское обслуживание, в то время как те, кто хоть как-то обращался за медицинской помощью, переключились на более формальную помощь. Это согласуется с данными из развитых стран, где снижение финансовых барьеров приводит к переходу на более дорогие и, как правило, более качественные услуги.31 32

Интересно, что мы не обнаружили никакого влияния на медицинские расходы на собственные нужды, несмотря на более широкое использование медицинских услуг, хотя наши SE здесь велики. Этот вывод противоречит результатам описательных исследований, связывающих более высокие доходы с более высокими медицинскими расходами как на микроуровне, так и на макроуровне в различных контекстах.33, 34 Одним из объяснений может быть то, что улучшение здоровья благодаря денежным трансфертам приводит к снижению общих расходов на здравоохранение.35, 36 Это соответствует текущим данным по Reconocer ,19 но короткие сроки этой оценки делают это маловероятным.Другая возможность заключается в том, что более широкое использование медицинского страхования защищает людей в финансовом отношении от более широкого использования медицинских услуг. Наши данные подтверждают это объяснение. Схема государственного медицинского страхования в Мексике, Seguro Popular , требует уплаты ежегодных сборов, которые могут достигать 1370 долларов США (по ППС 2014 г.) для лиц с самым высоким доходом, но в нашей выборке, по нашим оценкам, в среднем люди будут платить ежегодная страховая премия в размере 25 долларов США. Следовательно, возможно, что люди используют пенсию Reconocer для оплаты медицинского страхования помимо других расходов.

Еще один аспект взаимодействия с другими программами, на который следует обратить внимание, заключается в том, что внедрение программы Reconocer привело к уменьшению заявок на Oportunidades . Физические лица могли участвовать только в одной из программ, а Reconocer приносила больший доход. С точки зрения политики это подчеркивает взаимодействие, которое может иметь место между социальными программами. Это также означает, что наши оценки представляют собой комбинацию лиц, которые получают лишь незначительное увеличение дохода, и тех, кто получает более значительное увеличение дохода. Как следствие, оценки ниже по величине, чем они должны были бы быть, если бы не существовало никакой программы.

В качестве альтернативы доступ к медицинскому страхованию может усилить эффект программ доходов. Seguro Popular , например, может заменить доход как средство для домохозяйств с низким доходом для получения медицинской помощи. Кроме того, программы доходов могут позволить пожилым людям пользоваться медицинским страхованием за счет снижения неценовых барьеров, таких как предоставление получателям возможности оплачивать транспортные расходы до медицинских учреждений, а также повышение доступности лекарств.Получение денежного перевода может дополнить доступ к медицинскому страхованию и еще больше увеличить использование медицинских услуг. Следовательно, доступ к медицинскому страхованию может быть посредником между программой денежных переводов и использованием медицинских услуг. Несколько исследований показали, что Seguro Popular оказывает значительное влияние на использование медицинских услуг и способность оплачивать катастрофические расходы,37–41, но имеются ограниченные или смешанные данные о его воздействии на пожилых людей. Имеются также данные для США о том, что доступ к медицинскому страхованию увеличивает использование медицинских услуг более бедными людьми.Орегонский эксперимент, например, показал, что покрытие Medicaid увеличивает использование медицинских услуг, включая использование профилактических услуг и посещение отделений неотложной помощи.42 43

В нашей работе есть несколько ограничений. Во-первых, несмотря на то, что пенсионная схема была реализована экспериментально, использование только одного контрольного и одного лечебного учреждения для нашего анализа создает некоторые трудности для надлежащей оценки СЭ с учетом корреляции результатов в деревнях. Чтобы решить эту проблему, мы следовали текущим рекомендациям по исследованиям и использовали SE с начальной загрузкой.25 Мы также представили в дополнительном онлайн-материале результаты использования кластеризованных СЭ на индивидуальном уровне. Обе стратегии оценки дали аналогичные результаты и обеспечивают надежность выводов, сделанных в нашем исследовании.

Во-вторых, наше исследование оценивает короткий период времени. Наши результаты показывают, что пенсии по старости влияют на спрос на медицинские услуги через 6 месяцев после внедрения, но было бы очень интересно оценить, сохраняются ли такие эффекты.

В-третьих, наши самооценки использования медицинских услуг, расходов и доступа могут страдать от ошибки измерения.Хотя метод «разность в разнице» сделает эту ошибку измерения некоррелированной со статусом лечения, он может снизить точность наших оценок и объяснить большие СЗ в некоторых наших оценках.

Тем не менее, наши общие результаты согласуются с данными из развитых стран, где доход был положительно связан с использованием страховки.44 Кроме того, не все обнаруженное нами увеличение использования медицинских услуг связано с использованием медицинской страховки.Наши результаты показывают, что люди с базовым страховым покрытием также чаще обращаются за официальной медицинской помощью. Пенсия по старости может помочь таким людям вносить доплаты, необходимые для дополнительного ухода45, 46, или покрывать немедицинские расходы, необходимые для доступа к здравоохранению. 47 48

Наше исследование дополняет литературу новыми данными, касающимися доступа к уходу. Используя экспериментальную реализацию пенсионной программы по старости с подходом индивидуальной разности с фиксированными эффектами, мы смогли уменьшить потенциальную погрешность в связи между доходом и здравоохранением, которая может возникнуть из-за самоотбора и обратной причинно-следственной связи.Наши результаты показывают связь между более высоким доходом и повышенным спросом на здравоохранение, но они также указывают на нюансы взаимосвязи между здравоохранением и более высоким доходом в улучшении здоровья. В частности, наши результаты показывают, что пенсии могут не только увеличить объем ухода, но и улучшить его качество. Хотя пенсионный доход может быть использован для других целей, таких как увеличение доступности продуктов питания,19 наше исследование показывает, что инвестиции в здравоохранение по-прежнему являются приоритетом для бедных пожилых людей. В других условиях, где основные потребности уже удовлетворены, пенсии могут привести к еще большим инвестициям в здоровье.

Кроме того, и это более важно, наши результаты свидетельствуют о взаимодополняемости, которая может иметь место между государственными пенсионными программами и программами здравоохранения. В нем подчеркивается, что изменения в одной социальной программе могут увеличить спрос и использование другой. Следует дополнительно изучить взаимодействие между социальными программами, поскольку оно может привести к улучшению разработки социальной политики.

Наконец, акцент этого исследования на старении населения заполняет пробел в литературе. Наши результаты показывают, что, в отличие от небольшого эффекта, который предсказывает теоретическая литература,49 денежные переводы могут увеличить использование медицинских услуг даже для пожилых людей.

Пенсионная реформа и компромисс между эффективностью и справедливостью: последствия отмены досрочной пенсии оценить распределительное влияние отмены теста на пенсионный заработок (RET).

•

Мы находим большие и одинаковые отклики предложения рабочей силы в распределении доходов.

•

Однако мы показываем, что люди с низким СЭС, скорее всего, проиграют от реформы.

•

Удаление RET напрямую увеличивает коэффициент Джини для дохода в старости на 21%.

•

Реакция предложения рабочей силы не усиливает и не компенсирует это увеличение неравенства.

Abstract

Мы приводим эмпирические данные о том, что устранение отрицательных стимулов к работе, встроенных в тесты пенсионных доходов, может значительно увеличить предложение труда в пожилом возрасте, но это происходит за счет усиления неравенства в доходах.Чтобы выявить причинно-следственные связи, мы используем реформу норвежской программы досрочного выхода на пенсию, в результате которой соседние возрастные когорты сталкивались с совершенно разными стимулами к труду, начиная с 62-летнего возраста. поздние пенсионеры. С учетом ранее существовавших моделей занятости и доходов это означало значительный рост неравенства в доходах пожилых людей. Теоретически это прямое увеличение неравенства может быть либо усилено, либо компенсировано изменениями в предложении рабочей силы.По нашим оценкам, реформа привела к увеличению среднего количества отработанных часов на 42% в течение периода, охватываемого возможностью досрочного выхода на пенсию; однако, поскольку реакция предложения труда была одинаковой по величине в распределении доходов, они мало повлияли на рост неравенства. Согласно коэффициенту Джини, неравенство в общем доходе пожилых людей увеличилось примерно на 0,03 (21%).

Ключевые слова

Пенсионная реформа

Неравенство

Предложение рабочей силы

Рекомендованные статьиЦитирование статей (0)

Ссылки на статьи

Пенсии по старости и внутридомовые выплаты в Южной Африке на JSTOR

Абстрактный

В этой статье оценивается влияние крупной программы денежных переводов в Южной Африке на состояние питания детей и выясняется, влияет ли на это влияние пол получателя. В начале 1990-х годов льготы и охват южноафриканской социальной пенсионной программы были расширены для чернокожего населения.В 1993 г. пособия примерно в два раза превышали средний доход на душу населения в сельской местности. Более четверти чернокожих южноафриканских детей в возрасте до пяти лет живут с пенсионерами. Оценки показывают, что пенсии, получаемые женщинами, оказали большое влияние на антропометрический статус (вес относительно роста и рост относительно возраста) девочек, но мало повлияли на этот статус мальчиков. Аналогичного эффекта не обнаружено для пенсий, получаемых мужчинами. Это говорит о том, что эффективность программ государственных трансфертов может зависеть от пола получателя.

Информация о журнале

The World Bank Economic Review (WBER) — один из самых читаемых научных экономических журналов в мире. Это единственный в своем роде журнал, специализирующийся на количественном анализе политики развития. При условии строгого рецензирования статьи исследуют варианты политики и, следовательно, подчеркивают актуальность политики, а не теорию или методологию. Читатели включают экономистов и других социологов в правительстве, бизнесе, международных агентствах, университетах и исследовательских институтах.WBER стремится предоставлять самые современные и лучшие исследования в области экономического развития.

Информация об издателе

Издательство Оксфордского университета является подразделением Оксфордского университета. Он способствует достижению цели университета в области передового опыта в исследованиях, стипендиях и образовании, публикуясь по всему миру. OUP — крупнейшее в мире университетское издательство с самым широким глобальным присутствием. В настоящее время он издает более 6000 новых публикаций в год, имеет офисы примерно в пятидесяти странах и насчитывает более 5500 сотрудников по всему миру.Он стал известен миллионам людей благодаря разнообразной издательской программе, которая включает в себя научные работы по всем академическим дисциплинам, Библии, музыку, школьные и университетские учебники, книги по бизнесу, словари и справочники, а также академические журналы.

Пенсия по старости: Год рождения определяет пенсионный возраст

Вы можете выйти на пенсию по старости в определенном возрасте. Пенсия по старости выплачивается как в зависимости от заработка, так и в виде народной пенсии.

Пенсия по старости – это пенсия, зависящая от заработка, которую вы накопили в течение трудовой жизни. Чем старше вы будете на момент выхода на пенсию, тем выше будет ваша пенсия.

Подробнее о размерах пенсий

Вы можете выйти на пенсию по старости в пенсионном возрасте своего года рождения. Другими словами, ваш год рождения определяет, когда вы можете выйти на пенсию по старости.

Проверить свой пенсионный возраст

Выберите год и месяц своего рождения.Калькулятор подскажет, когда вы сможете выйти на пенсию.

Выберите свой год рождения Год рождения

Выбирать массив (52) { [0]=> строка(4) «1953» [1]=> строка(4) «1954» [2]=> строка(4) «1955» [3]=> строка(4) «1956» [4]=> строка(4) «1957» [5]=> строка(4) «1958» [6]=> строка(4) «1959» [7]=> строка(4) «1960» [8]=> строка(4) «1961» [9]=> строка(4) «1962» [10]=> строка(4) «1963» [11]=> строка(4) «1964» [12]=> строка(4) «1965» [13]=> строка(4) «1966» [14]=> строка(4) «1967» [15]=> строка(4) «1968» [16]=> строка(4) «1969» [17]=> строка(4) «1970» [18]=> строка(4) «1971» [19]=> строка (4) «1972» [20]=> строка(4) «1973» [21]=> строка(4) «1974» [22]=> строка(4) «1975» [23]=> строка (4) «1976» [24]=> строка(4) «1977» [25]=> строка (4) «1978» [26]=> строка(4) «1979» [27]=> строка(4) «1980» [28]=> строка(4) «1981» [29]=> строка(4) «1982» [30]=> строка(4) «1983» [31]=> строка(4) «1984» [32]=> строка(4) «1985» [33]=> строка (4) «1986» [34]=> строка(4) «1987» [35]=> строка (4) «1988» [36]=> строка(4) «1989» [37]=> строка(4) «1990» [38]=> строка(4) «1991» [39]=> строка(4) «1992» [40]=> строка (4) «1993» [41]=> строка(4) «1994» [42]=> строка(4) «1995» [43]=> строка (4) «1996» [44]=> строка(4) «1997» [45]=> строка(4) «1998» [46]=> строка(4) «1999» [47]=> строка(4) «2000» [48]=> строка(4) «2001» [49]=> строка (4) «2002» [50]=> строка (4) «2003» [51]=> строка(4) «2004» } 195319541955195619571958195919601961196219631964196519661967196819691970197119721973197419751976197719781979198019811982198319841985198619871988198919

11992199319941995199619971998199920002001200220032004

Выберите месяц своего рождения Месяц рождения

ЯнварьФевральМартАпрельМайИюньИюльАвгустСентябрьОктябрьНоябрьДекабрь

Пенсионный возраст ? Открыть Пенсионный возраст дополнительная информация

Ваш пенсионный возраст – это первый возможный возраст, в котором вы можете выйти на пенсию по старости. Возраст выхода на пенсию рассчитан для лиц, родившихся в 1965 году и позже.

— Ваша пенсия может начаться не раньше, чем — Расчетное время выхода на пенсию в зависимости от ожидаемой продолжительности жизни. ? Откройте Расчетное время на пенсии, исходя из ожидаемой продолжительности жизни.Дополнительная информация

Ожидаемая продолжительность жизни – это среднее количество лет, которое, как ожидается, проживет человек определенного возраста, если смертность останется неизменной.

— Ваш целевой пенсионный возраст ? Откройте Ваш целевой пенсионный возраст, дополнительную информацию

Поскольку люди живут дольше, был введен коэффициент ожидаемой продолжительности жизни. Это уменьшает ежемесячную пенсию, которую вы получаете. Чтобы компенсировать влияние коэффициента продолжительности жизни, вам нужно работать дополнительный отрезок времени. Этот более поздний пенсионный возраст называется вашим целевым пенсионным возрастом.

— Ваша пенсия может начаться не раньше, чем — Расчетное время выхода на пенсию в зависимости от ожидаемой продолжительности жизни.? Откройте Расчетное время на пенсии, исходя из ожидаемой продолжительности жизни. Дополнительная информация

—

Для лиц, рожденных после .

Ваш возраст выхода на пенсию по частичной пенсии по старости — Вы можете получить частичную пенсию по старости не ранее —

Возраст выхода на пенсию постепенно повышается

Пенсионный возраст для лиц, родившихся до 1965 года (пенсия по старости)
Год рождения	Пенсионный возраст	Возраст прекращения страховых обязательств
1954 или ранее	63	68
1955	63 года и 3 месяца	68
1956	63 года и 6 месяцев	68
1957	63 года и 9 месяцев	68
1958	64	69
1959	64 года и 3 месяца	69
1960	64 года и 6 месяцев	69
1961	64 года и 9 месяцев	69
1962-1964	65	70
1965 и позже	Еще не решено, но это будет связано с ожидаемой продолжительностью жизни. С 2030 года возрастной ценз увеличится не более чем на два месяца за каждый год рождения. Возраст прекращения действия страховых обязательств будет на пять лет выше пенсионного возраста.	70

Вы можете получать пенсию до достижения возраста прекращения действия страховых обязательств. Этот «верхний» возрастной предел на пять лет превышает пенсионный возраст.

Вы можете продолжать работать после достижения возраста, когда прекращаются ваши страховые обязательства, но вам не будет начисляться дополнительная пенсия за эту работу.

Обязательство по обязательному страхованию распространяется как на наемных работников, так и на самозанятых лиц.

Получение пенсии по старости

Вы должны подать заявление на получение пенсии по старости.

Если вы работаете по найму, вы должны уволиться с работы, прежде чем начнете получать пенсию по старости. Если вы хотите выполнять какую-либо работу во время получения пенсии по старости, ваш работодатель должен застраховать вас на эту работу. Вы можете обратиться к своему пенсионному фонду с заявлением о выплате этой новой пенсии, как только вы достигнете возраста, когда ваши страховые обязательства заканчиваются (см. таблицу выше).Нет предела тому, сколько вы можете заработать за работу, которую вы выполняете на пенсии.

Если вы работаете не по найму, вы можете претендовать на получение пенсии по старости и продолжать заниматься индивидуальной трудовой деятельностью. В этом случае вы не сможете продолжать платить обязательное пенсионное страхование. При желании вы можете, но не обязаны, застраховать свою дальнейшую работу добровольным пенсионным страхованием.

Перейти к инструкции о том, как получить пенсию по старости

Пенсия по старости для бюджетников

Если вы работаете в государственном секторе и выходите на пенсию на пенсию по старости, у вас может быть так называемый профессиональный или индивидуальный пенсионный возраст.

Индивидуальный возраст выхода на пенсию обычно составляет от 63 до 65 лет. В результате пенсионной реформы 2017 года она не изменилась. Возраст выхода на пенсию по профессии повышается постепенно: на 3 месяца для лиц, достигших трудового пенсионного возраста в 2018 году, на 6 месяцев для лиц, достигших трудового пенсионного возраста в 2019 году, и на 15 месяцев для лиц, достигших трудового пенсионного возраста. в 2022 году.

Для лиц, родившихся до 1960 года, пенсионный возраст составляет 65 лет при прекращении работы в государственном секторе.Если вы выходите на пенсию до того, как вам исполнится 65 лет, пенсия, которую вы зарабатывали до 1995 года, будет уменьшена.

Для получения дополнительной информации свяжитесь с Keva.

Преобразование других пенсий в пенсию по старости

Ваша пенсия по инвалидности будет автоматически преобразована в пенсию по старости

по достижении пенсионного возраста для вашей возрастной группы, если ваша инвалидность началась в 2017 году или позже;
в возрасте 63 лет, если ваша инвалидность началась в период с 2006 по 2016 год;
в возрасте 65 лет, если ваша инвалидность началась в 2005 году или ранее.

С 2005 года вы получили новую пенсию за работу, проделанную во время получения пенсии по инвалидности. Вы должны подать заявление на получение этой пенсии, так как она не выплачивается автоматически. Вы можете подать заявление только после того, как ваша пенсия по инвалидности станет пенсией по старости, при условии, что вы перестали работать. Если вы продолжаете работать, вы можете подать заявление на получение пенсии после прекращения работы.

Если вы получаете частичную пенсию по старости , вы можете уйти на пенсию на полную пенсию по старости, когда достигнете пенсионного возраста вашей возрастной группы.Вы также должны уволиться с основной работы. Если вы получаете пенсию по старости поздно, то есть по достижении пенсионного возраста, то часть вашей пенсии, которую вы не получали, будет увеличена.

Если вы получаете пенсию на неполный рабочий день , вы должны подать заявление на получение пенсии по старости отдельно между вашим пенсионным возрастом и возрастом, в котором прекращаются ваши страховые обязательства.

Пенсионный возраст народной пенсии

Пенсионный возраст по национальной пенсионной системе составляет 65 лет.Если вы имеете право на получение народной пенсии и родились в период с 1958 по 1961 год, вы можете выбрать пенсию досрочно, начиная с 64 лет. Если вы родились в 1962 году или позже, вы не можете досрочно выйти на пенсию по старости ( до 65 лет).

Если вы досрочно получаете свою национальную пенсию по старости, она будет постоянно уменьшаться на 0,4% за каждый месяц с момента, когда вы начнете получать пенсию, до месяца после того, как вам исполнится 65 лет. Если вы отложите получение национальной пенсии по старости пенсию в 65 лет она не будет уменьшена.

В дальнейшем, когда возраст выхода на пенсию по старости трудовой пенсионной системы увязывается с ожидаемой продолжительностью жизни лиц 1965 года рождения, возраст выхода на пенсию народной пенсии по старости будет соответствовать возрасту Пенсия по старости в зависимости от заработка.

Обновлено 22.

12.2021

Доказательства новой сельской пенсионной схемы в Китае

Abstract

Государственное пенсионное страхование стало основной формой социальной защиты во всем мире.Однако мало что известно о связи между увеличением государственных пенсий и рождаемостью населения в развивающихся странах. В этой статье мы исследуем влияние Новой сельской пенсионной схемы (NRPS) на фертильность замужних женщин в сельских районах Китая. Используя данные китайских панельных исследований семей (CFPS), подход «разница в разнице» используется для оценки влияния расширения NRPS на результаты рождаемости. Надежность результатов проверяется с помощью дополнительных оценок, включая разность в разностях с сопоставлением показателей склонности, моделью с фиксированными эффектами и подходом с инструментальными переменными.Результаты показывают, что расширение NRPS оказывает существенное негативное влияние на количество детей и снижает вероятность рождения второго ребенка. Эффект снижения рождаемости от NRPS больше проявляется у более молодых, хорошо образованных женщин и женщин из семей с высоким доходом. При оценке воздействия соответствующей государственной пенсионной реформы необходимо учитывать влияние рождаемости и их различия в численности населения.

Образец цитирования: Shen Z, Zheng X, Yang H (2020) Влияние государственных пенсий на рождаемость: данные новой пенсионной схемы для сельских жителей в Китае.ПЛОС ОДИН 15(6): e0234657. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0234657

Редактор: Шихе Фу, Сямэньский университет, КИТАЙ

Получено: 1 ноября 2019 г.; Принято: 30 мая 2020 г .; Опубликовано: 12 июня 2020 г.

Авторское право: © 2020 Shen et al. Это статья с открытым доступом, распространяемая в соответствии с условиями лицензии Creative Commons Attribution License, которая разрешает неограниченное использование, распространение и воспроизведение на любом носителе при условии указания автора и источника.

Доступность данных: Данные, лежащие в основе результатов, представленных в исследовании, доступны из Китайского семейного панельного исследования (CFPS). Это данные с открытым исходным кодом, к которым любой может получить доступ через приложение Института исследований социальных наук (ISSS) Пекинского университета (https://opendata.pku.edu.cn/, электронная почта: [email protected] .сп).

Финансирование: Zheng Shen признателен за финансовую поддержку Национального фонда естественных наук Китая (номер гранта: 71

7) и Фонда научных исследований Чжэцзянского университета A&F (номер гранта: 2018FR023).Спонсоры не участвовали в разработке исследования, сборе и анализе данных, принятии решения о публикации или подготовке рукописи.

Конкурирующие интересы: Авторы заявили об отсутствии конкурирующих интересов.

Введение

Государственное пенсионное страхование считается одной из основных программ социального обеспечения, направленных на улучшение социального обеспечения и сокращение неравенства. Расширение пенсионного обеспечения молодых людей влияет на бюджетное ограничение на всю жизнь.Это, в свою очередь, может привести к изменениям в индивидуальном поведении, например, в фертильности. В то время как многочисленные исследования связи между пенсией по старости и рождаемостью были проведены в промышленно развитых странах [1-6], меньше внимания уделялось влиянию государственных пенсий на рождаемость для сельских женщин в развивающихся регионах.

Китай является крупнейшей в мире развивающейся экономикой и за последние несколько десятилетий добился быстрого промышленного и экономического роста. Однако, согласно открытым данным Всемирного банка (WBOD), процент населения в возрасте 65 лет и старше резко увеличился за последние годы, примерно с 5.с 63% в 1990 г. до 10,35% в 2017 г. При этом общий коэффициент рождаемости снизился с 2,3 в 1990 г. до 1,6 в 2015 г., что ниже уровня воспроизводства. Сдвиги в структуре населения в Китае отражают демографический переход от структуры населения, которая ранее характеризовалась демографическим дивидендом и большой численностью населения трудоспособного возраста, к низким коэффициентам рождаемости и старению населения, что вызывает серьезные опасения по поводу пенсионного обеспечения и устойчивости. Тем не менее, мало что известно о реакции рождаемости китайцев на государственную пенсионную систему их страны.

Исследования в области экономики предполагают, что родители альтруистичны по отношению к своим детям, которые рассматриваются как потребительский товар для производства полезности для своих родителей [7–8]. Основываясь на этом предположении, Беккер и Барро (1988) пришли к выводу об отрицательной связи между рождаемостью и темпами роста социального обеспечения [7]. С другой стороны, эгоизм утверждал, что родители рассматривают детей как инвестиционное благо из-за мотива обеспечения фертильности в старости [1]. Тем не менее, пенсионные выплаты представляют собой замену передачи от детей из поколения в поколение и, таким образом, снижают детородные намерения родителей [9].В неоклассической модели роста Миядзаки (2013) теоретически проанализировал, как нефинансируемое социальное обеспечение влияет на экономический рост, уровень рождаемости и благосостояние [10]. Результаты показали, что влияние этого социального обеспечения на рождаемость зависит не только от размера денежных затрат по отношению ко времени, затраченному на воспитание детей, но и от текущей рождаемости и процентной ставки в условиях laissez-faire. Расширив модель перекрывающихся поколений (OLG), Wang (2015) показал, что при любой заданной минимальной заработной плате государственная пенсионная система может повысить рождаемость и снизить безработицу [11].

В нескольких исследованиях эмпирически изучалось влияние социального обеспечения или государственной пенсии на рождаемость, и в большинстве из них была выявлена отрицательная связь. Например, Cigno (1992, 1993) обнаружил, что расширение охвата системой социального обеспечения оказывает значительное негативное влияние на рождаемость в европейских странах [1][12]. Используя данные из 49 стран за 29 лет, Эрлих и Чжун (1998) обнаружили, что налог на социальное обеспечение и расходы на проекты социального обеспечения, как правило, вытесняют рождаемость домохозяйства [2].Болдрин и др. (2015) получили аналогичный результат в США и Европе, где наблюдалась сильная отрицательная корреляция между размером социального обеспечения и суммарным коэффициентом рождаемости [3]. Эрлих и Ким (2007) использовали панельные данные из 57 стран за 32 года и продемонстрировали, что пенсионная система с выплатой по мере использования (PAYG) объясняет значительную часть общемировой тенденции снижения рождаемости и создания семьи, а также как замедление нормы сбережений и экономического роста [4]. Выводы Фенге и Шубеля (2016) также подтвердили, что размер распределительной пенсии отрицательно связан с уровнем рождаемости на основе анализа исторических данных имперской Германии [5].

Поскольку государственная пенсионная система играет важную роль в защите от неопределенности будущих доходов, молодые люди могут корректировать свои сбережения на потребление в пожилом возрасте, чтобы максимизировать полезность на протяжении всей своей жизни [13][14]. С другой стороны, модель жизненного цикла предсказывает, что увеличение будущего пенсионного богатства будет компенсировано сокращением сбережений. Что касается Китая, Feng et al. (2011) использовали экзогенную вариацию пенсионного благосостояния для оценки влияния пенсионного благосостояния на сбережения домохозяйств и обнаружили значительный компенсационный эффект пенсионного благосостояния на сбережения домохозяйств [15].Между тем, результаты исследований Lugauer et al. (2019) показали, что китайские семьи с меньшим количеством детей имеют значительно более высокие нормы сбережений [16]. Таким образом, учитывая, что влияние пенсии на рождаемость может быть вытеснено, когда пенсионное богатство компенсируется изменением сбережений, необходимо учитывать роль решений о сбережениях в связи между государственной пенсией и рождаемостью отдельных лиц.

В этой статье делается попытка восполнить пробел в существующих исследованиях, касающихся связи между государственной пенсией и рождаемостью.Во-первых, в отличие от предыдущих исследований, мы предлагаем новый взгляд на предпочтения в отношении фертильности среди сельских женщин быстро развивающейся страны Китая. Это исследование расширяет существующий анализ влияния пенсии на рождаемость, который в основном был сосредоточен на странах с развитой экономикой. Во-вторых, мы используем микроданные на индивидуальном уровне из общенационального репрезентативного обследования для эмпирической проверки гипотез, выведенных из теоретической модели, выявляя различия в рождаемости между пенсионными и непенсионными сценариями.Мы также используем ряд стратегий идентификации, чтобы изучить причинно-следственный эффект государственного пенсионного страхования на фертильность отдельных лиц и выяснить, варьируется ли этот эффект в зависимости от группы населения.

С 2009 года правительство Китая расширило доступность государственной пенсии для сельских жителей. Используя данные китайских групповых исследований семьи за 2010 и 2014 годы, мы применяем стратегию «разница в разнице» для изучения влияния Новой пенсионной схемы в сельской местности на рождаемость целевых групп населения.Фактическое количество детей и наличие второго ребенка — это два показателя, используемые для измерения результатов рождаемости среди сельских замужних женщин в возрасте от 20 до 45 лет. , и метод инструментальных переменных для проверки достоверности наших результатов и анализа неоднородности эффектов лечения в зависимости от возраста, образования и дохода домохозяйства. Наши эмпирические данные, устойчивые к нескольким проверкам спецификаций, показывают, что реализация сельской пенсионной схемы оказывает существенное негативное влияние на количество детей и снижает вероятность рождения второго ребенка.Эффект государственной пенсии, снижающий рождаемость, больше проявляется у более молодых, хорошо образованных женщин и женщин из семей с высоким доходом. Напротив, расширение пенсий в сельской местности не приводит к значительному снижению фертильности женщин среди пожилых людей, людей с низким уровнем образования и семей с низким доходом.

Оставшаяся часть этого документа организована следующим образом. Раздел 2 описывает институциональную основу; В разделе 3 представлена концептуальная основа. Раздел 4 представляет источник данных и основную эмпирическую стратегию.В разделе 5 описаны основные результаты, включая описательную статистику, влияние NRPS на анализ рождаемости и подгрупп, проверки надежности (отбор выборки и эндогенность). Наконец, обсуждение и заключительные замечания приведены в Разделе 6.

Институциональная основа

Государственная пенсионная система Китая состоит из трех основных типов пенсионных планов: пенсионного плана для городских служащих (UEPP), нового пенсионного плана для сельских жителей (NRPS) и пенсионного плана для городских жителей (URPS).Среди них NRPS предназначена для охвата сельских жителей в возрасте 16 лет и старше, которые не являются студентами и не охвачены базовой городской пенсионной схемой. До NRPS китайское правительство экспериментировало с пилотными программами по расширению сельской пенсионной схемы, начиная с 1986 года. Программа возлагала большую часть финансовой ответственности на отдельных лиц, дополнялась местными коллективами и охватывала как коллективный, так и частный сектор в сельской местности Китая. Однако эта финансовая схема привела к очень низкому уровню охвата при отсутствии устойчивости и эффективности государственной финансовой поддержки, и расширение экспериментальной схемы было остановлено в конце 1990-х годов.

Чтобы улучшить экономическое благосостояние сельских пожилых людей, китайское правительство запустило NRPS в 2009 году. С момента своего создания NRPS быстро расширялась, количество участвующих округов с течением времени увеличилось с 838 в 2010 году до почти всех 2853 округов к 2012 году. а в 2011 г. в этой схеме участвовало 326,4 млн сельских жителей [17]. По сравнению со старой сельской пенсионной системой, основанной в основном на коллективной коммуне, NRPS в значительной степени субсидируется центральным правительством и направлена на обеспечение защиты доходов сельских жителей (владельцев сельскохозяйственных хукоу) в возрасте 60 лет и старше, которые не охвачены другими пенсионными схемами. 18].Участие местных сельских жителей в возрасте 16 лет и старше является добровольным, и участники должны делать взносы на свой счет в течение 15 лет, чтобы иметь право на пенсию в возрасте 60 лет.

Пенсионные доходы NRPS состоят из пособий по индивидуальному счету и ненакопительной базовой пенсии. Пособия по индивидуальному счету рассчитываются на основе накопленных взносов участника с индивидуального счета и начисленных доходов от инвестиций [19]. Минимальный уровень базовой пенсии первоначально устанавливается центральным правительством, а затем сумма будет корректироваться местными органами власти в соответствии с их финансовыми возможностями.Так, размер базовой пенсии значительно различается между развитыми (до 370–380 юаней в месяц) и менее развитыми регионами (всего 55 юаней в месяц) [17]. Хотя экономические выгоды от NRPS относительно невелики по сравнению с пенсионными программами по старости в некоторых других развивающихся странах, нельзя не принимать во внимание тот факт, что NRPS может помочь членам сельских семей поддерживать их базовый уровень жизни.

Чтобы контролировать рост населения, в 1979 году китайское правительство ввело программу планирования рождаемости (политика одного ребенка).Правило одного ребенка строго соблюдалось для городских жителей. Однако в сельской местности это было практически неисполнимо, и с 1984 года сельским парам в большинстве провинций было разрешено иметь второго ребенка, если их первым ребенком была девочка. В частности, сельским парам из шести северо-западных провинций разрешалось иметь второго ребенка независимо от пола первого ребенка [20]. Чтобы справиться с быстрым старением населения, с 2007 года политика одного ребенка в Китае постепенно смягчалась, и во всех провинциях (кроме Хэнани, которая последовала в 2011 году) парам, которые сами были единственными детьми, разрешалось иметь двоих детей.В 2013 году политика была дополнительно скорректирована, чтобы разрешить супружеским парам, в которых хотя бы один из партнеров был единственным ребенком, иметь двоих детей (избирательная политика двух детей). В октябре 2015 года китайское правительство объявило о внедрении всеобщей политики двух детей взамен прежней политики страны с одним ребенком [20]. В целом, в соответствии с политикой планирования рождаемости женщинам в сельских районах Китая разрешено иметь второго ребенка, если пары соответствуют условиям политики двух детей.В последующем анализе будет изучена связь между увеличением пенсий в сельской местности и вторыми родами у женщин.

Концептуальная основа

Мы расширили модель перекрывающихся поколений (OLG), включив государственную пенсию и сбережения, чтобы исследовать реакцию рождаемости молодых людей на изменение пенсионного обеспечения с использованием сравнительной статистики. В этой модели экономика населена индивидами, переживающими три периода: детство, взрослость и старость. Когда человек является ребенком, он живет со своими родителями, которые обеспечивают необходимые ресурсы для воспитания и развития ребенка.В период старости человек находится на пенсии, и его потребление состоит из сбережений и пенсионного дохода. Молодые люди, основная рабочая сила и наемные работники, играют единственную роль в принятии семейных решений, таких как рождаемость и потребление.

Исследования фертильности рассматривают детей в зависимости от наличия двух признаков. Во-первых, дети в какой-то мере являются потребительским товаром, который может приносить пользу их родителям [8]. Во-вторых, эгоизм утверждал, что родители рассматривают детей как инвестиционное благо из-за мотива обеспечения фертильности в старости [1].По этой причине мы предполагаем, что каждый взрослый в поколении t получает полезность ( U _t ) от числа детей ( n _t ) в семье, а также потребление в молодости () и старости (). На основании работ Миядзаки (2013) предполагается, что функция пожизненной полезности особи поколения t является аддитивно сепарабельной и полулогарифмической: (1)

Здесь β представляет собой коэффициент дисконтирования полезности в диапазоне от 0 до 1, а γ ( γ >0) представляет вес полезности воспитания детей по отношению к потреблению. Сначала мы рассмотрим сценарий, в котором человек не участвует ни в какой пенсионной схеме, и, таким образом, человек в поколении t должен столкнуться со следующим бюджетным ограничением: (2)

Где S _t — сбережения на потребление в пенсионном периоде, p — затраты на человеческий капитал каждого ребенка, ϕ ( ϕ >0) — ставка поддержка пожилых людей, а w _t — доход от заработной платы взрослого человека.Бюджетное ограничение в старости записывается в виде: (3)

, где R

6 — это процентная ставка в период т +1. Помимо сбережений, потребление в пожилом возрасте также включает денежную отдачу от рождения детей, представленную как n _t ϕw _{t +1} . Максимизация функции полезности в течение жизни, как описано в (1), при условии соблюдения бюджетных ограничений (2) и (3). Получаем оптимальное решение уровня рождаемости, то есть: (4)

Затем мы исследуем решения о рождаемости для человека, имевшего пенсионное обеспечение. Если предположить, что ставка взносов на социальное обеспечение, включающая государственную пенсию, обозначена как θ , то бюджетное ограничение для молодых людей в поколении t может быть записано как: (5)

Где (1− θ ) w _t — чистая заработная плата человека, которая распределяется на потребление, сбережения, деньги, потраченные на воспитание детей и поддержку пожилых людей.В пенсионный период потребление индивидуума () формируется за счет дохода от сбережений молодого периода ( S _t R _{t +1}), пенсионного дохода от государства ( G ) и денежный возврат детям ( n _t ϕw _{t +1} ). Таким образом, бюджетное ограничение равно: (6)

При максимизации функции полезности (1) с учетом бюджетных ограничений (5) и (6) оптимальный уровень рождаемости в сценариях государственных пенсий выглядит следующим образом: (7)

Чтобы сравнить различия в рождаемости между пенсией и непенсией, мы вычтем уравнение (7) из уравнения (4): (8)

Для упрощения анализа ставка взноса θ и процентная ставка R _{t +1} считаются постоянными. Поскольку параметры p , β , γ , R _{t +1} больше нуля, а 0< θ <1, знак рождаемости зависит от пенсионного плана. ( PR
T +1 — ΦW — Φw
T +1 6) и ( г — θr — T 93 T +1 W _T). Первый показывает сравнение между стоимостью и денежной отдачей ребенка, а второй отражает компромисс между будущими пенсионными выплатами и текущими доходами.В частности, если люди получают высокий трансфертный доход от государственной пенсии (т. е. G − θR _{t +1} w _t >0) и экономическая отдача более важна для людей. иметь детей (т. е. pR _{t +1} − ϕw _{t +1} <0), наличие пенсии окажет значительное негативное влияние на рождаемость. В приведенном ниже эмпирическом анализе мы будем использовать данные опросов и применять стратегии идентификации, чтобы изучить причинно-следственную связь между пенсией и рождаемостью, а также выяснить, различается ли эффект в зависимости от группы населения.

Данные и методы

Источники данных

Данные, использованные в настоящем исследовании, взяты из Китайского семейного панельного исследования (CFPS), общенационального репрезентативного и лонгитюдного исследования, проведенного Институтом исследований социальных наук (ISSS) Пекинского университета, начиная с 2010 года. Стратегия размера (PPS) с неявной стратификацией применялась в процессе выборки, состоящем из трех этапов: уровень уезда в качестве первичной единицы выборки, община или деревня в качестве единицы выборки второго возраста и конечной единицей выборки было домохозяйство [21].Опрос CFPS состоит из богатого набора социально-экономических вопросов и информации на уровнях ребенка, взрослого, семьи и сообщества. Основные переменные, используемые в нашем исследовании, взяты из вопросников для взрослых и семей, которые собирают подробную информацию о демографических и семейных характеристиках, статусе занятости, социальном обеспечении, истории фертильности, а также ряд вопросов, связанных с пенсиями, таких как типы пенсионных схем и статус участия. CFPS проводилась в соответствии с руководящими принципами, изложенными в Хельсинкской декларации, и все процедуры с участием людей были одобрены комитетом по этике Пекинского университета.От всех участников было получено письменное информированное согласие.

Учитывая, что охват NRPS быстро расширялся в течение 2011 и 2012 гг., мы строим двухволновые сбалансированные панельные данные, объединяя базовый уровень в 2010 г. с последующим опросом в 2014 г. на основе набора данных взрослых и семей CFPS, чтобы сравнить результаты фертильности лиц с NRPS и без NRPS до и после реализации программы. Чтобы соответствовать требованиям участия в NRPS, выборка ограничена отслеживаемыми лицами, имеющими сельскохозяйственное Hukou, право на участие в NRPS.Помимо NRPS, из выборки нашего исследования исключены те, кто участвовал в других пенсионных схемах, таких как городская и частная пенсия. Это связано с тем, что другие виды пенсий также могут изменить индивидуальное репродуктивное поведение. Введение этих пенсионных программ может привести к смещению результатов оценки влияния NRPS на рождаемость. Для анализа рождаемости мы ограничили выборку замужними женщинами в возрасте от 20 до 45 лет, потому что 20 лет — это минимальный возраст вступления в брак в Китае, а этот возрастной диапазон представляет собой большинство детородного населения.Окончательная выборка исследования состоит из 6930 наблюдений женщин.

Меры

Лечебная и контрольная группа.

CFPS просит респондентов сообщить о своем пенсионном статусе на основании вопроса «Какие у вас пенсионные планы?» в каждой волне опроса. Согласно ответам респондентов, мы определяем лечебную группу как тех респондентов, которые сообщили об отсутствии пенсии в 2010 г., но имеющих NRPS в волне 2014 г. волны 2010 и 2014 гг.В результате количество случаев в лечебной и контрольной группе составляет 4374 (63,1%) и 2556 (36,9%) соответственно.

Исходы фертильности.

Первая зависимая переменная для этого исследования, количество детей, измеряет количество детей среди сельских замужних женщин. В данных CFPS, однако, нет конкретного вопроса, чтобы отразить число детей, рожденных непосредственно женщиной. В качестве альтернативы мы создаем эту переменную результата, используя коды из списка членов семьи, чтобы найти каждого ребенка респондента и рассчитать общее количество детей у респондента.Мы также создаем дополнительную переменную результата, рождение второго ребенка, чтобы исследовать влияние государственной пенсии на вероятность рождения второго ребенка для сельских женщин. Он измеряется дихотомической переменной, которая равна 1, если у респондента двое или более детей, и 0 в противном случае.

Ковариаты.

Все спецификации регрессии корректируются с учетом нескольких ковариат, которые могут исказить оценки влияния государственных пенсий на рождаемость. Возраст является непрерывной переменной, которая может отражать отношение к деторождению на разных этапах жизни.Также включен возраст женщины при первом браке, сильно коррелирующий с фертильностью. Чтобы зафиксировать нелинейное влияние образования на рождаемость, индивидуальное образование кодируется в одну из четырехуровневых категориальных переменных: начальная школа или меньше, средняя школа, старшая школа и колледж или выше. Поскольку Китай является большой и разнообразной страной, мы контролируем национальность респондента с помощью фиктивной переменной: 1, если он принадлежит к группе этнического меньшинства, и 0, если он принадлежит к национальности хань. Религия связана с предпочтениями в отношении рождаемости [22][23] и измеряется с помощью другой фиктивной модели, определяемой CFPS: 1, если респондент сообщает о какой-либо религиозной принадлежности, и 0 в противном случае.Мы фиксируем влияние состояния здоровья и медицинской страховки по двум показателям: фиктивной самооценке состояния здоровья (1, если респондент сообщил о своем состоянии здоровья как «плохом») и фиктивной модели медицинского страхования (1, если респондент был охвачен какой-либо страховкой). вида социального медицинского страхования). Мы включаем статус занятости, работу на ферме или отсутствие работы (Да = 1), самозанятость (Да = 1), работу по найму (Да = 1) — важные факторы, влияющие на предпочтения женщины в отношении деторождения [24]. Предыдущие исследования показывают, что сбережения сильно коррелируют с количеством детей в семье [16] [25], мы контролируем этот эффект, включая натуральный логарифм сбережений домохозяйств на душу населения.Наконец, во все модели включены фиктивные значения для провинций, чтобы учесть специфические для региона эффекты.

Основная эмпирическая стратегия

Чтобы эмпирически изучить влияние NRPS на фертильность, средний эффект лечения на пролеченных (ATT), параметр причинного воздействия для сравнения разницы между ожидаемыми результатами фертильности для женщин с охватом NRPS (среднее значение результатов в группе лечения, т.е. ) и ожидаемые результаты рождаемости, если у женщин не было пенсионного страхования (среднее значение результатов в контрольной группе, т.е. ) оценивается. В рамках данного исследования используется оценка разницы в различиях (DD); это часто связано с естественными экспериментами и контролем систематической ошибки отбора по наблюдаемым факторам и ненаблюдаемым характеристикам, которые остаются постоянными во времени [26]: (9)

В этом контексте изменения политики любые неизменные во времени вмешивающиеся факторы (наблюдаемые или ненаблюдаемые) до и после изменения политики, которые могут иметь потенциальное влияние на результаты рождаемости, могут быть выделены с помощью оценщика DD. Чтобы повысить надежность расчетного ATT для NRPS по фертильности, стандартная модель линейной регрессии DD позволяет использовать несколько элементов управления для различий в наблюдаемых характеристиках между экспериментальной и контрольной группой: (10)

Здесь нижний индекс i относится к индивидууму, а t к периоду. Y _it — зависимая переменная, связанная с результатами женской фертильности. Для основных независимых переменных наиболее важным регрессором является член взаимодействия NRPS _i × Post _t , а его коэффициент β 1 оценщик ATT NRPS по индивидуальным исходам фертильности. NRPS _i — фиктивная переменная, равная единице для группы лечения NRPS и нулю для контрольной группы без NRPS. Post _t – фиктивная переменная, закодированная единицей для периода после лечения, 2014 г. , и ноль для периода до лечения в исходном состоянии, 2010 г. Vector X _it ковариаты, включая индивидуальные и семейные характеристики, которые могут повлиять на исходы фертильности и которые могли различаться между группами лечения и группами сравнения. P _j представляет собой полный набор фиктивных значений для провинций, учитывающих неоднородность пенсионных эффектов по регионам.Кроме того, поскольку пенсионная программа реализуется по округам, стандартные ошибки во всех регрессиях корректируются для кластеризации на уровне округов.

В модели «разность в разнице» должно выполняться предположение о параллельном тренде, согласно которому экспериментальная и контрольная группы не будут иметь разного тренда в течение этого периода времени при отсутствии изменения политики. Обычный подход для проверки этого предположения состоит в том, чтобы сравнить временной тренд исходов фертильности между экспериментальной и контрольной группой до начала лечения (т. э., NRPS в этом исследовании) имеет место [27][28]. Однако мы не можем наблюдать такую временную тенденцию, поскольку базовое обследование CFPS было начато в 2010 г., а NRPS началось в 2009 г. Для этого мы будем использовать ряд стратегий, включая оценку DD с сопоставлением, модель с фиксированными эффектами и подход инструментальных переменных для проверки надежности наших основных результатов.

Результаты

Описательная статистика

Среднее значение переменных исследования представлено в таблице 1.В полной выборке среднее число детей среди сельских замужних женщин составляет 1,553, и около 55,8% женщин сообщают, что имеют второго ребенка или более. Для характеристик ковариат среднее значение возраста и возраста вступления в первый брак составляет 34,3 и 21,8 года соответственно. Доля людей со средним или низким образованием составляет 56,9% по сравнению с 36,3% и 6,8% среди тех, кто получил диплом средней школы или колледжа. Доля женщин, сообщивших о принадлежности к этническому меньшинству, составляет 11 человек. 6%, и только 3,6% женщин утверждают, что имеют религиозную принадлежность. Около 10% респондентов сообщили о плохом состоянии здоровья, а уровень участия в медицинском страховании в выборке составляет 90%. В выборке больше людей, занятых в сельском хозяйстве или не работающих (63,2%), тогда как доля работающих на себя (10,6%) и наемных работников (26,2%) значительно меньше. Среднегодовые сбережения домохозяйств на душу населения составляют около 3360 юаней.

В таблице 1 также представлены средние значения переменных до и после периода в зависимости от статуса охвата NRPS, а также разница теста на средние значения между группами NRPS (лечение) и группами без NRPS (контроль).Результаты показывают, что в период до 2010 г. женщины в группе NRPS рожали больше детей и с большей вероятностью родили второго ребенка, чем женщины, не охваченные NRPS, в то время как между экспериментальной и контрольной группами нет существенной разницы после -период 2014 г. При этом по сравнению с долечебным периодом число детей и доля рождения второго ребенка увеличиваются в постпериод как для случаев NRPS, так и для пациентов без NRPS, но в группе NRPS они увеличиваются меньше ( увеличение с 1. с 307 до 1,827 и с 0,461 до 0,679), чем у группы без NRPS (увеличение с 1,207 до 1,854 и с 0,398 до 0,673). Эти результаты свидетельствуют о том, что эффект после лечения на результаты фертильности женщин может иметь место, когда они участвовали в пенсионной схеме. В следующем разделе мы реализуем регрессию DD, чтобы изучить изменение результатов до и после групп лечения путем сравнения контрольной группы. Кроме того, средние различия между лечебной и контрольной группой для большинства ковариат статистически значимы, и результаты меняются со временем для женщин с NRPS и без NRPS.Поэтому мы включаем эти элементы управления во все спецификации.

Влияние NRPS на показатели рождаемости

Результаты регрессии DD представлены в таблице 2. В первых двух столбцах показано предполагаемое влияние NRPS на количество детей и вероятность рождения второго ребенка, если не включены ковариаты. В модели (1) расчетный коэффициент при NRPS × Post равен -0,127 и значительно отличается от нуля, что свидетельствует о негативном влиянии внедрения NRPS на рождаемость числа детей среди сельских замужних женщин. Оценка DD для линейной регрессии вероятности в модели (2) показывает, что NRPS значительно снижает вероятность рождения второго ребенка на 5,7% для женщин в экспериментальных группах. Эти результаты согласуются с результатами описательной статистики, как показано в таблице 1, где ATT можно рассчитать на основе средних различий результатов фертильности между экспериментальной и контрольной группой до и после изменения политики. Затем мы переоцениваем этот эффект, включив ряд контрольных значений и фиктивных провинций.Как показано в моделях (3) и (4), предполагаемый предельный эффект NRPS составляет значительно меньшее количество детей на 0,119 и снижение вероятности рождения второго ребенка на 5,3% для сельских женщин, которые участвовали в пенсионной программе, по сравнению с теми, кто не участвовал в ней. аналогичны результатам в модели (1) и (2). Хотя оценки DD показывают, что внедрение NRPS неблагоприятно влияет на рождаемость сельских женщин, предполагаемый эффект все же может быть необъективным, поскольку пенсионное участие, вероятно, будет выбрано и эндогенно связано с рождаемостью. Эти результаты следует рассматривать наряду с дальнейшими проверками надежности, описанными ниже.

Помимо пенсионного статуса, на рождаемость также влияют несколько социально-демографических переменных. Мы обнаружили, что пожилые женщины, как правило, имеют больше детей, но возраст вступления в первый брак отрицательно связан с количеством детей и вероятностью рождения второго ребенка. Как и ожидалось, из-за альтернативных издержек деторождения и воспитания среди образованных людей люди с более высоким уровнем образования сообщают о более низком стремлении к фертильности.Те, кто происходят из группы этнического меньшинства, с большей вероятностью будут иметь больше детей, что свидетельствует о более сильном мотиве рождаемости. Женщины со слабым здоровьем рожают меньше детей и реже имеют второго ребенка. Однако медицинское страхование не оказывает существенного влияния на фертильность, вероятно, потому, что большинство женщин в исследуемой выборке застрахованы. Эффект снижения рождаемости зависит от статуса занятости. Мы обнаруживаем значительное снижение рождаемости у работающих по найму женщин, но не у самозанятых. Поскольку самозанятые рабочие места более автономны и гибки в организации работы, из-за чего замужние женщины имеют низкие альтернативные издержки во время деторождения, и они могут предпочесть иметь больше детей.Наконец, связь между сбережениями домохозяйств и показателями рождаемости оказывается существенно отрицательной как в случае количества детей, так и в случае вероятности рождения второго ребенка, что подтверждает результаты исследования Lugauer et al (2019) [16].

Выбор образца

В этом разделе мы обращаемся к проблеме выбора выборки, которая может привести к искажению наших основных результатов. То есть предполагаемый эффект может быть смещен, если наблюдения лечения (NRPS) и контроля (не NRPS) имеют неоднородность в начальных условиях, поскольку лечение не назначается женщинам случайным образом.Следуя исследованию Van den Broeck and Maertens (2015) [29], мы комбинируем оценку DD с сопоставлением показателей склонности (PSMDD), чтобы преодолеть эту проблему и проверить надежность основных результатов. Сначала мы оцениваем показатель склонности статуса NRPS с помощью модели бинарной логит-регрессии, включая ряд объясняющих переменных, которые связаны как с вероятностью пенсионного участия, так и с результатами рождаемости. Эти объясняющие переменные такие же, как ковариаты, используемые в вышеупомянутой регрессии DD.Затем, используя оценочную оценку склонности, мы применяем непараметрический подход сопоставления ядра для получения весов сопоставления. Чтобы проверить надежность, мы пробовали разные полосы пропускания (0,06, 0,01, 0,005, 0,001 и 0,0001). Как показано в Таблице A1 Приложения S1, несмотря на то, что размеры выборки имеют разную степень сокращения в зависимости от полосы пропускания, все точечные оценки ATT схожи с небольшими изменениями значимого уровня в некоторых случаях. Поскольку результаты оказались надежными, мы сообщили только о результатах сопоставления ядра с пропускной способностью 0.06 получена выборка из 6 918 наблюдений (4 364 для лечебной и 2 554 для контрольной группы), которые используются для DD-оценки влияния пенсии на рождаемость в пределах общего региона поддержки.

Результаты оценки PSMDD по-прежнему значительно отрицательны, но величины эффектов становятся меньше, как показано в Таблице 3. В частности, расчетный предельный эффект NRPS на число детей у женщин составляет -0,08, а вероятность рождения второго ребенка для замужних женщин уменьшается на 4.4%, если они охвачены государственным пенсионным страхованием. Мы также проводим некоторые анализы обоснованности использования сопоставления склонностей. На рис. A1 в приложении S1 показано распределение предрасположенности обработанной и контрольной групп до и после сопоставления. Результаты демонстрируют заметное расширение общей поддержки между обработанной и контрольной группами, подразумевая, что общие распределения условной вероятности участия в NRPS аналогичны между двумя группами. В Таблице A2 Приложения S1 представлены результаты тестирования баланса ковариатов для сопоставления показателей склонности.Результаты показывают, что, хотя некоторые переменные значительно различаются между несопоставленной группой, получавшей лечение, и контрольной группой, различия между двумя группами по всем ковариатам после сопоставления больше не являются значимыми. Этот подход напоминает квазиэкспериментальный подход для получения оценок с меньшей погрешностью отбора за счет создания сходных характеристик между экспериментальной и контрольной группами.

Ненаблюдаемая неоднородность

Еще одна угроза основным результатам может исходить от потенциальной ненаблюдаемой неоднородности, такой как ненаблюдаемая норма и отношение, которые могут повлиять как на пенсионное участие, так и на предпочтения в отношении рождаемости.Эти ненаблюдаемые факторы могут привести к тому, что наши оценки NRPS и влияния на рождаемость будут коррелировать с членом ошибки, что приведет к систематической ошибке. Следуя Rokicki et al (2014) и Cheng et al (2016) [30][31], мы решаем эту проблему, используя регрессионную модель с фиксированным эффектом (FE): (11)

Где Пенсия _it является индикаторной переменной того, участвовало ли лицо в NRPS, а ее коэффициент β ₁ представляет наш главный интерес, раскрывая влияние участия NRPS на фертильность женщин. X _it — это тот же вектор изменяющихся во времени ковариат из предыдущих анализов, включая возраст, состояние здоровья, медицинскую страховку, статус занятости и сбережения домохозяйства на душу населения (логарифм). W _t представляет собой полный набор годичных манекенов, а c _i представляет собой индивидуальный фиксированный эффект, учитывающий ненаблюдаемые характеристики, которые остаются неизменными во времени.

В первых двух столбцах таблицы 4 представлены результаты регрессии FE, касающиеся влияния пенсионного участия на фертильность женщин.NRPS значительно связан с уменьшением числа детей на 0,102 и снижением вероятности рождения второго ребенка на 4,7%. Можно видеть, что после учета индивидуального фиксированного эффекта величины эффекта становятся меньше оценок DD. Это говорит о том, что часть эффекта NRPS, снижающего рождаемость, действительно обусловлена ненаблюдаемой неоднородностью, связанной с личным статусом участия в пенсионном обеспечении.

Мы также применяем метод инструментальных переменных (IV) для дальнейшего уменьшения ненаблюдаемой систематической ошибки неоднородности.Несколько ученых указали, что, поскольку NRPS действует на уровне округа, статус реализации окружной пенсионной программы имеет тесную связь с индивидуальным участием в NRPS, но, по-видимому, является экзогенным характером для других индивидуальных характеристик, которые потенциально могут повлиять на поведение человека с тех пор. пилотные области схемы были определены центральным правительством Китая [18][31]. Поэтому мы проводим двухэтапную процедуру наименьших квадратов (2SLS), используя статус NRPS округа (1, если округ внедрил NRPS, и 0 в противном случае) в качестве инструментальной переменной для индивидуального пенсионного участия.Поскольку в выборке исследования было несколько округов, сообщивших о внедрении NRPS на исходном уровне 2010 г., и поскольку пенсионная программа была широко распространена в 2011 и 2014 гг., мы используем только волну опроса 2014 г. для регрессии 2SLS, а размер выборки содержит 3112 наблюдений. В таблице A3 Приложения S1 представлены результаты регрессии первого этапа 2SLS, оценочный коэффициент инструментальной переменной положительный и значимый (0,561, p<0,01), что позволяет предположить, что внедрение окружной NRPS повысит вероятность пенсионного участия для сельские женщины.Более того, как показано в таблице 4, F-статистика (444,5) намного выше, чем значение 10 для слабой идентификации и критическое значение 19,93 для 10% размера IV [32], что указывает на то, что нулевая гипотеза о слабом инструменте должна быть отвергнутым.

В последних двух столбцах таблицы 4 показаны результаты регрессии 2SLS. По оценкам, NRPS снижает количество детей у сельских женщин на 0,169 и является значимым при уровне p < 0,05. При наличии второго ребенка предельный эффект пенсии равен -0.075, но незначительно. Тест Дарбина-Ву-Хаусмана (DWH) используется для проверки эндогенности модели, и нулевая гипотеза о том, что все объясняющие переменные являются экзогенными, не может быть решительно отвергнута (1,68 (p = 0,195) и 3,69 (p = 0,054)). Проблема эндогенности не вызывает значительного смещения оценок в нашем анализе, и основные результаты надежны. Поскольку основным требованием приемлемости для участия в NRPS является реализация программы в этом округе [31], у жителей округов, не участвующих в проекте, не будет возможности участвовать в NRPS.Хотя случаи, когда люди с NRPS, но живут в округах, не охваченных проектом, могут существовать в действительности (например, иммигранты в рамках пенсионных соглашений из округов, участвующих в проекте), это не распространено в Китае, потому что людям довольно неудобно платить пенсионные взносы в округах. различные места. Более того, в нашей выборке мы не находим участников NRPS, а их уезды не включены в пенсионный план. Таким образом, мы можем быть уверены, что в выборке мало «всегда принимающих», и оценщик IV должен отражать средний эффект лечения на получающих лечение популяциях, что более сопоставимо с другими оценками.

Воздействие по группам населения

Поскольку влияние государственной пенсии на рождаемость, вероятно, будет иметь различный эффект с точки зрения индивидуальных характеристик, выборка стратифицирована по возрасту, образованию и доходу домохозяйства. На панели A таблицы 5 представлены оценки, стратифицированные по возрастным группам, и предполагается, что NRPS оказывает разнородное влияние на результаты фертильности между молодыми и пожилыми замужними женщинами. Среди женщин в возрасте 35 лет и младше наблюдается значительное снижение, 0.108, количество детей и незначительное снижение на 5,3% вероятности рождения второго ребенка. Напротив, для женщин старше 35 лет значительных эффектов не наблюдается, а предельные эффекты меньше. Одна из возможных причин заключается в том, что поведение в отношении фертильности, связанное с возрастом индивидуума, более выражено у молодых людей, чем у пожилых, поэтому влияние пенсионного страхования на снижение рождаемости больше у молодых женщин, чем у пожилых.

Влияние NRPS на фертильность зависит от уровня образования.Как показано на панели B в таблице 5, женщины с уровнем образования не ниже среднего имеют на 0,167 меньше детей и снижение вероятности рождения второго ребенка на 7,3% в группе NRPS, чем в группе, не входящей в NRPS. Для женщин со средним образованием или ниже коэффициенты оценки DD намного меньше и незначимы, что означает, что сельские женщины не имеют значимых ответов ни для одного из результатов, даже если они участвовали в пенсионной программе. Разница может быть объяснена тем фактом, что расширение пособий NRPS в сельской местности делает детей относительно более дорогими для женщин с более высоким уровнем образования, поскольку они могут столкнуться с более высокими альтернативными издержками воспитания детей.В этой ситуации эффект замещения от государственной пенсионной программы сильнее и, таким образом, оказывает большее неблагоприятное воздействие на рождаемость среди более образованного населения.

На панели C таблицы 5 представлены результаты для женщин в домохозяйствах с низким и высоким доходом. Мы определяем «низкий доход» как доход ниже среднего дохода домохозяйства на душу населения и «высокий доход» как выше среднего. Женщины, участвовавшие в пенсионном страховании из многообеспеченных семей, значительно снижают количество детей на 0. 13 и вероятность рождения второго ребенка на 6,3%. Однако NRPS не оказывает существенного влияния на результаты рождаемости в семьях с низким доходом, с меньшим эффектом, чем в группе с высоким доходом. Вероятно, это связано с тем, что пенсионеры из семей с высоким доходом выделяют больше ресурсов на качество на одного ребенка, а не на количество детей, в то время как члены домохозяйств с низким уровнем дохода могут столкнуться с финансовыми трудностями и с меньшей вероятностью изменят свое поведение в отношении рождаемости.

Обсуждение и выводы

Этот документ является вкладом в исследование связи между государственной пенсией и рождаемостью.Сначала мы разрабатываем теоретическую модель для сравнения различий в рождаемости между пенсионными и непенсионными сценариями, а затем, используя китайские микроданные на индивидуальном уровне, мы представляем эмпирический анализ воздействия расширения NRPS на результаты фертильности сельских замужних женщин. Результаты оценки DD показывают, что внедрение NRPS оказывает существенное негативное влияние на спрос женщин на количество детей и рождение второго ребенка. Это согласуется с выводами предыдущих исследований [3][5], выявивших обратную зависимость между пенсией и рождаемостью в случае развитых стран.Мы обнаружили, что при контроле сбережений домохозяйств на душу населения влияние NRPS на рождаемость продолжает оставаться отрицательным и значительным, что позволяет предположить, что эффект снижения рождаемости обусловлен не только решениями домохозяйств о сбережениях. Более того, эффект снижения рождаемости от NRPS больше проявляется у более молодых, более образованных женщин и женщин из семей с высоким доходом. Результаты показывают, что необходимость охвата целевой группы населения может быть одной из причин снижения женской фертильности.

Предыдущее исследование показало, что расширение NRPS в сельских районах Китая значительно улучшает состояние здоровья детей в возрасте до 15 лет, причем влияние на здоровье сильнее проявляется у мальчиков и детей, оставшихся без присмотра [18].В сочетании с нашими результатами это означает, что NRPS ведет к семейным инвестициям в качество ухода за детьми, что может быть важным каналом, через который NRPS связывают со снижением рождаемости из-за компромисса между качеством и количеством детей. Эти результаты могут помочь нам лучше понять роль государственной пенсии в преодолении бедности в слаборазвитом регионе. Помимо улучшения благосостояния пожилых людей, государственное пенсионное страхование способствует накоплению человеческого капитала между поколениями, что может навсегда вывести семьи и будущие поколения из бедности.

Наши результаты в этой статье специфичны для случая в сельской местности Китая. Влияние государственной пенсии на рождаемость, вероятно, зависит от экономических условий и культурного фона, что требует осторожности при распространении наших результатов на другие страны. Одним из ограничений настоящего исследования является то, что из-за ограниченности данных мы не можем определить параллельную тенденцию в отношении результатов рождаемости в экспериментальной и контрольной группах, что является важным предположением для анализа DD. Если это конкретное допущение нарушается, оценки влияния на рождаемость могут быть необъективными.Хотя мы можем заключить, что государственная пенсия связана со снижением рождаемости в сельских районах Китая, и несколько проверок надежности, включая стратегию PSMDD, модель с фиксированными эффектами и подход IV, подтверждают наши выводы, эти оценки все же имеют некоторые ограничения. Дополнительные исследования с использованием других источников данных и подходов помогут еще больше укрепить наши выводы.

Несмотря на ограничения, это исследование имеет важные последствия для социальной защиты в Китае и других развивающихся странах.Во-первых, при оценке эффекта пенсионной политики в большинстве предыдущих исследований подчеркивалось только благополучие пожилых людей и игнорировалось влияние на других членов семьи, например, более молодых женщин и детей. Рассмотрение таких групп населения и межпоколенческих вторичных эффектов необходимо при оценке воздействия соответствующей государственной пенсионной реформы. Во-вторых, несмотря на то, что внедрение пенсионной системы с всеобщим охватом считается одной из основных мер политики по улучшению социального благосостояния и сокращению неравенства, стоит уделить больше внимания неблагоприятному влиянию пенсии на рождаемость, особенно в странах, сталкивающихся с проблемой низкой рождаемости.В этом контексте также необходимы соответствующие меры поддержки для поддержания численности рабочей силы и повышения осуществимости и устойчивости государственных пенсионных систем.

Каталожные номера

1. Чиньо А. Трансферты между поколениями без альтруизма: семья, рынок и государство. Европейский журнал политической экономии, 1993 г.; 9(4): 505–518.

2. Эрлих И., Чжун Дж. Г. Социальное обеспечение и реальная экономика: исследование некоторых забытых вопросов.Американское экономическое обозрение, 1998 г.; 88(2): 151–157.

3. Болдрин М., Де Нарди М., Джонс Л. Э. Рождаемость и социальное обеспечение. Журнал демографической экономики, 2015 г.; 81(3): 261–299.

4. Эрлих И., Ким Дж. Социальное обеспечение и демографические тенденции: теория и данные из международного опыта. Обзор экономической динамики, 2007 г.; 10(1): 55–77.

5. Галассо В., Гатти Р. и Профета П. Инвестиции в старость: пенсии, дети и сбережения.Международные налоги и государственные финансы, 2009 г.; 16: 538–559.

6. Фенге Р., Шойбель Б. Пенсии и рождаемость: возвращение к истокам. Журнал экономики народонаселения, 2017 г.; 30(1): 93–139.

7. Беккер Г. С., Барро Р. Дж. Переформулировка экономической теории рождаемости. Ежеквартальный журнал экономики, 1988; 103(1): 1–25. пмид:11617986

8. Барро Р.Дж., Беккер Г.С. Выбор рождаемости в модели экономического роста. Эконометрика: Журнал Эконометрического общества, 1989 г .; 57(2), 481–501.

9. Entwisle B, Winegarden CR. Рождаемость и пенсионные программы в НРС: модель взаимного усиления. Экономическое развитие и культурные изменения, 1984 год; 32(2): 331–354.

10. Миядзаки К. Распределяемое социальное обеспечение и эндогенная рождаемость в неоклассической модели роста. Журнал экономики народонаселения, 2013 г.; 26(3): 1233–1250.

11. Ван Л. Рождаемость и безработица в системе социального обеспечения. Письма по экономике, 2015 г.; 133: 19–23.

12. Чиньо А. Дети и пенсии. Журнал экономики народонаселения, 1992 год; 5(3): 175–183. пмид:12285412

13. Андо А., Модильяни Ф. Проверка гипотезы сохранения жизненного цикла: комментарии и предложения. Бюллетень Оксфордского института статистики, 1957 год; 19(2): 99–124.

14. Фельдштейн М. Социальное обеспечение, индуцированный выход на пенсию и совокупное накопление капитала. Журнал политической экономии, 1974; 82(5): 905–926.

15.Фэн Дж., Хе Л., Сато Х. Государственные пенсии и сбережения домохозяйств: данные из городов Китая. Журнал сравнительной экономики, 2011 г.; 39(4): 470–485.

16. Лугауэр С., Ни Дж., Инь З. Китайские семейные сбережения и дети-иждивенцы: теория и доказательства. Обзор экономики Китая, 2019 г.; 57: 101091.

17. Cheng L, Liu H, Zhang Y, Zhao, Z. Неоднородное влияние пенсионного дохода на условия жизни пожилых людей: данные новой сельской пенсионной схемы Китая.Журнал экономики народонаселения, 2018 г.; 31(1): 155–192.

18. Чжэн С. , Фан С., Браун Д. С. Социальные пенсии и здоровье детей в сельских районах Китая. Журнал исследований развития, 2020 г.; 56(3): 545–559.

19. Нин М., Лю В., Гонг Дж., Лю С. Вытесняет ли Новая пенсионная схема для сельских жителей частные трансферты от детей к родителям? Эмпирические данные из Китая. Обзор экономической ситуации в сельском хозяйстве Китая, 2019 г.; 11, 411–430.

20. Цзэн Ю., Хескет Т. Последствия универсальной политики Китая в отношении двух детей.Ланцет, 2016; 388 (10054): 1930–1938.

21. Се И, Ху Дж. Введение в панельные исследования семьи в Китае (CFPS). Китайское социологическое обозрение, 2014 г.; 47(1): 3–29.

22. Лерер Э. Л. Религия как детерминант брачной фертильности. Журнал экономики народонаселения, 1996 год; 9(2): 173–196. пмид:12320501

23. Хейфорд С. Р., Морган С. П. Религиозность и фертильность в Соединенных Штатах: роль намерений фертильности. Социальные силы, 2008 г. ; 86 (3): 1163–1188.

24. Шреффлер К. М. Контекстное понимание более низкой фертильности среди женщин в США, занимающихся профессиональной деятельностью», Journal of Family Issues, 2016; 38(2): 204–224.

25. Чуанкун К., Генджин С. Влияние системы базового пенсионного страхования на стремление к фертильности. Финансы и экономика, 2018; (3): 7.

26. Имбенс Г.В., Вулдридж Дж.М. Последние разработки в области эконометрики оценки программ. Журнал экономической литературы, 2008 г.; 47(1): 5–86.

27. Бойл М. А., Лахи Дж. Н. Влияние государственного медицинского страхования на рынок труда супругов: свидетельство расширения дел ветеранов. Журнал экономики здравоохранения, 2016; 45:63–76. пмид:26734757

28. Шен З., Чжэн С., Тан Ю. Побочное воздействие хронических заболеваний супругов на предложение рабочей силы супружеских пар: данные из Китая. Международный журнал экологических исследований и общественного здравоохранения, 2019;16(21), 4214.

29. Ван ден Брок Г., Мартенс М.Женская занятость снижает рождаемость в сельских районах Сенегала. ПЛОС ОДИН, 2015; 10(3): e122086.

30. Рокицки С., Монтана Л., Финк Г. Влияние миграции на фертильность и аборты: данные исследования домохозяйств и благосостояния в Аккре. Демография, 2014 г.; 51(6): 2229–2254. пмид:25381146

31. Cheng L, Liu H, Zhang Y, Zhao, Z. Последствия социальных пенсий для здоровья: данные новой схемы пенсионного обеспечения в сельской местности Китая. Журнал сравнительной экономики, 2016 г.; 46(1): 53–77.

32. Staiger DO, Stock J H. Регрессия инструментальных переменных со слабыми инструментами. Эконометрика, 1997; 65(3), 557–586.

Ваш дом и пенсия по возрасту

Право на получение пенсии
В Австралии пенсия по возрасту не предоставляется автоматически всем лицам пенсионного возраста. В Centrelink есть правила относительно того, чем вы можете владеть (проверка активов) и какой доход вы можете получать (проверка дохода), прежде чем вы получите право на полную или частичную пенсию.

Если ваши активы или доход превышают пределы, установленные Centrelink, вы не будете иметь права на пенсию. Оба теста применимы. Вы можете быть ниже лимита активов, но выше лимита дохода, или наоборот. Centrelink будет использовать тест, в результате которого будет установлена меньшая сумма выплачиваемой пенсии. Если вы превысите пределы активов или доходов, вы потеряете право на получение пенсии или оно будет уменьшено.

Ваш дом и пенсия
Для домовладельцев и лиц, не являющихся домовладельцами, существует другая проверка имущества.Если вы вышли на пенсию, вашим основным активом может быть дом, в котором вы живете. Centrelink не учитывает ваш дом в качестве актива при расчете пенсии, если это ваше «основное место жительства» — любое место жительства, которое вы занимаете или в котором у вас есть доля. или право занимать. Это может быть квартира для бабушки, квартира, арендованная в доме престарелых, промышленный дом, караван, дом на колесах или плавучий дом. Ваше основное место жительства считается «освобожденным активом».

Однако это не означает, что вы можете делать со своим домом все, что захотите, и ваши пенсионные права останутся прежними.Ваша пенсия может быть затронута, если:

■ изменится способ владения вашей собственностью

■ изменится ваш образ жизни или

■ вы одолжите деньги под залог дома.

Давайте посмотрим, как эти изменения повлияют на то, как Centrelink рассчитывает вашу пенсию.

Сокращение
Вы можете решить продать свой дом, чтобы купить другой дом меньшего размера. Если вы намереваетесь купить другой дом в течение 12 месяцев, деньги от продажи вашего первоначального дома, которые должны быть потрачены на ваш новый дом, не будут учитываться как актив в течение 12 месяцев с даты продажи.

Этот срок может быть продлен на срок до 24 месяцев, если вы сможете доказать, что предприняли разумные попытки купить или построить новый дом в разумные сроки и что при этом вы столкнулись с задержками, не зависящими от вас.

Например, если вы продали свой дом за

500 000 долларов с намерением купить квартиру за 350 000 долларов, эти 350 000 долларов будут освобожденным активом на 12 месяцев. Остальные 150 000 долларов будут оцениваться как часть ваших активов.

Centrelink также «считает» (примет за факт), что вы получаете доход от суммы денег, которую вы получили от продажи своего дома.Centrelink будет оценивать «предполагаемый доход» от 500 000 долларов до тех пор, пока вы не заплатите за новую квартиру.

Если этот «предполагаемый доход» превышает максимальную сумму, разрешенную в соответствии с проверкой дохода, это может повлиять на размер вашей пенсии. Пенсия может быть пересмотрена всякий раз, когда ваши обстоятельства меняются. Вы можете подать заявление на пересмотр вашей пенсии, как только вы заплатите за новый дом.

Продажа или передача вашего дома другому лицу по цене ниже рыночной
Вы можете отдать любое свое имущество, включая свой дом. Однако это может означать, что вы потеряете право на пенсию. Centrelink имеет очень строгие ограничения на то, какую часть вашего имущества вы можете «подарить» до того, как это повлияет на вашу пенсию («правила дарения»).

Вы можете раздать активы на сумму 10 000 долларов США в течение финансового года с ограничением в 30 000 долларов США в течение 5-летнего периода. Любые активы, которые вы отдаете сверх этой суммы, будут рассматриваться как «лишенные активы» в течение 5 лет с даты дарения.

Если вы лишаете себя имущества, Centrelink оценит его рыночную стоимость, и оно будет включено в ваш актив в течение следующих 5 лет.

Стоимость изъятого актива также будет считаться доходной. При расчете пенсии будут учитываться как актив, так и доход.

Если вы передаете право собственности на свой дом другу или члену семьи и не получаете за него адекватную компенсацию (например, если вы получаете меньше, чем рыночная стоимость имущества, или вы не получаете право на проживание в имущество на всю жизнь) Centrelink будет рассматривать это имущество как утраченное имущество.

Например, если ваш дом стоит 500 000 долларов и вы отдали его своей дочери, Centrelink расценит 10 000 долларов в качестве подарка, а 490 000 долларов — в качестве лишенного имущества.Если бы вы продали свой дом своей дочери за 300 000 долларов, а рыночная стоимость составляла 500 000 долларов, Centrelink сочла бы 10 000 долларов подарком, а 190 000 долларов — потерянным активом.

Это повлияет как на тест доходов, так и на тест активов. В зависимости от задействованных сумм и других ваших активов вы можете превысить максимальный предел проверки активов и можете потерять свои пенсионные права. Кроме того, вы будете «считаться» получающим доход от «лишенного актива», и это может привести к тому, что вы превысите лимит дохода для теста на доход.

Квартиры для бабушек
Вы можете принять решение о передаче права собственности на вашу собственность члену семьи, приобрести недвижимость на имя вашего ребенка или внести финансовый вклад в расширение или улучшение их собственности, при том понимании, что вы жить там всю жизнь. Их обычно называют аранжировками «бабушкиной квартиры».

Centrelink имеет специальные правила для этих соглашений, чтобы убедиться, что соглашение не используется для раздачи крупных сумм денег или активов с целью увеличения вашей пенсии.Вам следует уточнить в Centrelink, каковы эти правила.

«Правила дарения» Centrelink могут применяться, если вы вносите слишком много денег для оплаты своей квартиры для бабушек.

Будет ли ваш вклад считаться активом, зависит от того, сколько вы сделали. Ваш взнос сравнивается с тем, что Centrelink называет «дополнительной допустимой суммой». Вам следует уточнить в Centrelink размер суммы, поскольку она время от времени меняется.

Если ваш вклад в имущество превышает эту сумму, вы будете считаться домовладельцем, и ваш вклад будет освобожден от проверки имущества.К вам будет применяться проверка активов домовладельца. Вы по-прежнему можете иметь право на получение пенсии в зависимости от других активов и доходов, которые у вас могут быть.

Вы можете иметь право на получение помощи в аренде жилья от правительства.

Вы также можете иметь право на помощь в аренде жилья от Centrelink, если вы вносите текущие платежи своему ребенку за право оставаться в собственности или получать уход.

Дополнительную информацию о размещении квартир для бабушек см. в брошюре Legal Aid NSW «Переезд с семьей? Убедитесь, что вы защищаете свои интересы».

Заем денег под залог вашего дома
Заем под залог собственного дома является изменением вашего финансового положения, и о нем следует сообщать в Centrelink.

Если вы возьмете ипотечный кредит, используя свой дом в качестве залога, и отдадите деньги своим детям или кому-либо еще (например, чтобы помочь им купить собственное имущество), Centrelink будет рассматривать кредит как ваш актив и считать, что вы получение дохода от денег, которые вы заняли. Это может означать, что ваша пенсия будет уменьшена.Не имеет значения, что вы не получили никакой выгоды от кредита или что ваши дети вносят платежи по вашей ипотеке.

Если ваш ребенок не может погасить кредит и банк продает ваш дом, чтобы выплатить долг, Centrelink будет рассматривать деньги от продажи дома как «подарок» вашим детям, и эта сумма будет считаться лишенной актив на 5 лет в соответствии с «правилами дарения». Скорее всего, вы превысите порог активов или доходов, и ваша пенсия будет остановлена или сокращена.

Если вы подадите в суд на своего ребенка, чтобы вернуть сумму, которую вы должны заплатить банку, правила дарения не будут применяться. Однако деньги по-прежнему будут рассматриваться как кредит вашему ребенку, и это повлияет на размер вашей пенсии. Согласие гарантировать кредит другого лица не повлияет на вашу пенсию. Однако, если это лицо не может погасить кредит, и вы, как поручитель, должны его выплатить, деньги, которые вы платите, будут рассматриваться как подарок вашему ребенку, и будут применяться правила дарения.

Для получения дополнительной информации об использовании доли в вашем доме, чтобы помочь своей семье, см. брошюру Legal Aid NSW «Помочь вашей семье финансово? Поймите риски.

Переезд в интернат для престарелых
Если вам необходимо выехать из дома, чтобы навсегда попасть в интернат для престарелых, ваш дом больше не является вашим основным местом жительства.

Centrelink предоставит вам 2-летний период освобождения, прежде чем ваш дом будет считаться активом. В некоторых случаях вы можете получить более длительные льготы. Это может применяться, например, если ваш супруг или партнер все еще живет там.

Centrelink может сообщить вам об исключениях.

Вы также можете обратиться в Centrelink с просьбой исключить ваш дом из числа активов в соответствии с правилами обращения с активами в трудных условиях.Вам нужно будет доказать, что продажа дома нецелесообразна. Свяжитесь с сотрудником финансовой службы Centrelink (FIS), чтобы узнать о том, как подать заявление о потере имущества.

Сколько я должен буду заплатить?
Вам потребуется официальная оценка доходов и имущества для ухода за престарелыми в интернатах от Centrelink или по делам ветеранов (DVA). Вы должны организовать это как можно скорее, так как это требует времени.

Оценка доходов и активов используется для принятия решения:

■ можете ли вы получить помощь в покрытии расходов на проживание от правительства Австралии, и

■ вам нужно платить сбор за уход на основе проверки нуждаемости.Плата за уход с проверкой нуждаемости покрывает:

■ базовую ежедневную плату

■ расходы на проживание

■ сборы, которые вы будете платить, если дом классифицируется как дополнительные услуги

Если вы не можете получить помощь от правительства Вы должны оплатить полную стоимость проживания.

Дополнительную информацию о расходах на дома престарелых можно найти на веб-сайте www.myagedcare.gov.au

Если вас попросят оплатить расходы на проживание, Centrelink сообщит вам, сколько вы должны заплатить.Вы должны согласовать сумму с домом престарелых, прежде чем въехать.

Вы можете выбрать способ оплаты:

■ единовременная сумма «возмещаемый взнос на проживание»

■ платеж в стиле арендной платы, называемый «посуточным взносом на проживание» или

■ сочетание обоих.

У вас есть 28 дней со дня въезда в дом, чтобы решить, как вы предпочитаете платить. Вы должны оплачивать расходы на проживание методом оплаты аренды, пока не решите, как вы хотите оплачивать расходы на проживание.

Все лица, находящиеся на попечении престарелых, также должны платить ежедневную плату, которая эквивалентна 85% от максимальной пенсии по старости на одного человека.

Уведомление Centrelink об изменении обстоятельств
По закону вы должны уведомлять Centrelink в течение 14 дней о любых изменениях ваших обстоятельств, которые могут повлиять на вашу пенсию. Это включает в себя получение кредитов, дарение имущества или переезд из дома.

Centrelink может принять меры против вас, чтобы взыскать любую переплату, выплаченную вам, потому что вы не сообщили им об изменении ваших обстоятельств.Умышленное и постоянное неуведомление Centrelink является мошенничеством, и вам может быть предъявлено обвинение в совершении уголовного преступления.

Разное