养老保险企业缴费对员工工资、就业的影响分析（3）

近年来，许多优秀的文章讨论了我国基本养老保险制度。例如，在现收现付制与基金制的选择上，封进(2004)[5]从整个社会福利最大化的角度进行了讨论，认为现收现付制在收入分配、消除贫困、避免资本市场冲击上要优于基金制，同时两者之间存在一个最优的组合，我国则应以现收现付制为主。程永宏(2005)[6]也从人口老龄化与现收现付制的实证关系上进行了分析，并得出结论：若经济增长速度与人口老龄化速度满足一定关系后，人口老龄化并不必然导致现收现付制出现支付危机。相应地，只要我国总产出增长率不低于4％，现收现付制将能应对人口老龄化问题。孙祁祥(2001)从我国养老保险实施过程中产生的个人账户“空账”问题入手，讨论了个人账户“空账”形成的根本原因。该文认为，我国养老保险实施过程中，退休人员的增长比例高于职工的增长比例，养老保险覆盖面存在制度偏向，保费收缴率低、企业欠缴普遍以及灰色收入带来的缴费基数过低等，是导致“空账”的主要原因。而出现养老保险“空账”后，政府应当承担改革中所产生的转轨成本，积极扩大养老保险的覆盖面，提高保费的收缴率。就“空账”问题，王燕等(2001)[7]进一步考察了不同制度设计对支付隐性债务和转轨成本的效果，赵耀辉等(2001)从养老保险最优制度设计的角度上探讨了企业欠缴、拒缴的根本原因。一些文献也探讨了养老保险在其他方面的经济含义，如何立新(2007)[8]分析了养老保险制度改革的收入分配效应，通过采用微观调查数据，对1997年与2005年两次养老金改革对居民终身养老金纯收益进行计算发现，1997年改革所带来的代际受益不平衡较2005年大。

然而，从企业工资水平、雇用水平的角度分析养老保险制度的国内文献还较少，这正是本文研究的内容。值得说明的是，国外有几篇早期的文献与本文的研究类似(Gruber and Krueger, 1990; Gruber, 1994)。其中，Gruber and Krueger(1990)考察了政府强制企业为员工提供“劳动补偿险”(类似于我国工伤保险)对员工工资以及企业雇用人数的影响。结论显示，“劳动补偿险”的缴费比例每增加1％，将显著挤出0.5％的职工工资；相反，对企业雇用人数没有显著影响。该文依赖的识别基础，是美国各州在“劳动补偿险”缴费比例规定上存在的差异以及同一个州在各年份上的不同变动趋势。Gruber(1994)沿用相同的思路，考察了企业提供“生育保障”(类似于我国的生育保险)是否对处于生育年龄且已婚女性的工资有挤出效应，以及这部分人群受雇概率是否显著降低。结论依然类似，强制企业为员工提供“生育保障”将使企业显著挤出员工工资，但对企业雇用人数没有显著影响。

三、数据描述

本文使用的数据为1998—2007年制造业企业报表数据。该数据是我国“工业统计报表制度”收集的工业统计数据的一部分。工业统计报表制度是国家为了解工业经济现状，制定经济政策，编制和检查工业计划执行情况而制定的统计报表制度，分为年报和定期报表两部分，分别由综合表和基层表构成。综合表由各省、自治区、直辖市统计局或有关部门报送给国家统计局。基层表由国家统计局制订，各省、自治区、直辖市结合地方要求进行补充后，交由辖区内的工业企业填报。我们的数据对应于工业统计报表制度中的“法人单位基本情况”表与“工业企业主要经济指标”表，两者均属于“年报”和“基层报表”，其填报对象是“辖区内规模以上工业法人企业”，即国有和国有控股企业以及年销售收入500万元以上的非国有企业。数据的统计指标有工业增加值、工业总产值、工业销售产值、主要工业产品产量、销售量、库存量，以及主要财务成本指标和从业人员、工资总额等。表3是该数据的总体描述，包括各年企业数、企业雇用人数加总、企业增加值加总以及各自占全国第二产业总就业人数与总产值的比重。从表中可以看出，该数据样本量大，代表性好。1998年，数据包含16万个企业，企业总雇用人数占全国工业企业总雇用人数的34％，企业增加值占全国工业企业总产值的43％。到2007年，企业数增加到34万左右，雇用总人数及产品增加值分别占到第二产业的38％、85％。雇用人数占第二产业总雇用人数的比重虽略有增加，但产品增加值占比的增幅却非常显著，这与制造业产业的技术进步有关。

用此数据分析养老保险企业缴费与企业行为的关系有几个优点。首先，它收集的对象是企业而非居民个体，因此我们可控制企业各方面的状况。但也正因为此，我们无法控制居民个体的特征，如个体的受教育程度、工作经验、工作能力等。相比企业数据，个体数据虽在研究中经常使用，但也有其不足。个体数据往往难以控制个体间的差异，如在衡量员工工作能力方面，个体数据就显得乏力，而这通常会带来回归的内生性问题。相反，企业作为拟制法人，它的经济行为更加指标化，通过适当选取各种指标，企业间的异质性是比较容易消除的。其次，企业作为决策的主体，制度的改变对其的影响更为直接，同时用企业数据进行分析可能规避个体的职业选择行为。再次，该数据样本量大，它可以有效地避免不合理抽样所带来的偏差。最后，此数据的收集对象是我国制造业企业，它们对劳动力成本上涨最为敏感，因此在回归中养老保险企业缴费比例的变动带来的各种影响最容易被发现。

数据清理分为几个步骤。首先，本文排除了不采用企业会计制度以及机构类型属于事业、机关、社会团体、民办非企业单位的样本数据。同时在企业营业状态上，我们只保留目前正处于营业状态的企业。其次，根据工业统计报表制度给出的数据逻辑关系，我们对数值的合理性进行判断。本文排除了明显不符合数据逻辑的样本。[9]最后，对最终使用数据中的异常值，本文对其上下各2.5％的样本进行了缩尾处理。

另外，构成本文数据的还有全国各地/市1998—2007年养老保险企业缴费比例数据以及各地/市宏观经济变量。对于前者，由于没有统一的获取渠道，我们只能通过浏览当地政府网站或社保局网站、查询有关政策法规、搜索新闻报道等方式收集，因此数据存在缺失。根据表1，[10]本文最终收集了643个地、市养老保险企业的缴费比例数据，占应收集数据(337×10年)的19.1％，约81％的地/市养老保险企业缴费比例数据缺失。对养老保险企业缴费比例在样本时间段的期初与期末保持不变的地、市，本文假设这期间养老保险企业缴费比例未作调整，通过对期间缺失数据的填充，我们总计得到778个地/市的数据，占应收集数据的23.1％。但无论怎样，数据的缺失始终是本文首先要面对的问题。大量数据缺失使数据严重不平衡，回归中较难使用面板回归，但好在数据的缺失是非意愿的，且具有一定的随机性，因此这种缺失对结论的影响也不是无法控制。同时，我们还借助了2004—2005年辽阳、鞍山养老保险制度的大幅度下降带来的“准自然实验”，对文章结论进行稳健性检验。通过缩小数据搜集的范围，我们可以完全消除养老保险企业缴费比例在搜集过程中的误差。从表1可以看出，企业养老保险缴费比例基本上为20％左右。其中，1998年企业的平均缴费比例略低，为17.8％，2000年企业平均缴费比例较高，为21.1％。但需要强调的是，这些结果仅对应我们收集到养老保险缴费比例的地/市。虽然企业平均缴费比例变化不大，但企业养老保险企业缴费比例的地区差异非常显著，比如深圳在1998—2000年间，非本市户籍居民的养老保险缴费比例仅为7％，而青岛、郑州在对应期间的缴费比例为25.5％与24％，要高出深圳17—18个百分点。地区间企业缴费的差异是本文因果关系识别的基础。

对全国各地、市1998—2007年宏观经济数据如国内生产总值、总人口、职工平均工资、市平均雇用人数等，我们可以从中经数据网上获得，数据相对完整。

通过企业所在地变量与年份变量，我们将企业微观数据与地、市养老保险企业缴费比例数据合并，选出那些既有企业微观数据又有企业所在地养老保险企业缴费比例数据的样本，构成本文使用的样本，总计约69万个。值得说明的是，由于问卷在不同年份有所差异，因此分析问题时采用的具体数据需根据问题本身决定。例如，2006—2007年问卷询问了企业的养老、医疗保险缴费情况，因此分析企业是否参加养老保险以及其带来的样本选择问题则只能采用2006—2007年的数据。

表4给出了变量的定义以及描述性统计。从表中可以看出，企业存货占比约为17％。绝大多数企业为内资企业，仅13％的企业有外资参与。企业资产负债比大于1，平均为2.59。单位产值盈利不大，平均仅2％。在控股情况上，国家绝对控股与相对控股的企业占比12％，集体控股企业仅占3％。在收入方面，职工月平均工资为1 200元，低于市辖区职工月平均工资(1 814元＝21 768元/12个月)。[11]员工除工资外还可以享受到一定数量的福利。平均来讲，企业每月平均为每位员工支出福利128元，约占工资总额的10.67％。考察员工福利主要基于几方面的原因。首先，根据我国会计制度的规定，企业应付福利不包括企业为员工支付的养老保险缴费，[12]因此企业可以在应付工资与应付福利之间调整，以此来规避养老保险缴费，同时又不影响员工的福利。其次，从企业应付福利的内容来看，它更着重于企业非生产性建设投资，与传统意义上的奖金、津贴还是存在一些区别，因此企业在应付工资与应付福利之间调整是否能实现企业预期目的仍值得讨论。可能更为贴近现实的情况是企业在员工工资与奖金津贴上进行调整。

本部分将先给出回归模型，然后用该模型对企业人均工资进行回归，考察更高的养老保险企业缴费比例是否使企业挤出员工工资。然后，我们进一步在Heckman方法框架下考察样本选择问题，分析企业是否参加养老保险的选择对回归的影响。最后，本部分以2004—2005年辽阳、鞍山养老保险缴费比例的大幅下降带来的“准自然实验”对结论进行稳健性检验。

(一)初步回归模型

我们首先建立如下回归模型：

其中

表示企业平均工资的对数，i代表企业，j代表地区，t代表时间。X是企业的特征变量，包括企业资产负债比、企业存货占比、产品盈利比、企业控股情况、企业资产状况等，以控制企业间的差异。Ratio为地、市养老保险企业缴费比例，根据前面的描述，该比例将随地区和时间变化。PD为地区虚拟变量，以控制地区固定效应。具体地，它又分两种情况：若采用1998—2007年数据进行回归，则PD为市固定效应。因为此时回归样本对应的时间足够长，养老保险企业缴费比例在时间上的变化足够明显，因此控制市固定效应不会带来多重共线性问题。但若采用2006—2007年数据进行分析，则PD为省固定效应。这种情况下，虽然部分地、市养老保险企业缴费比例在2006—2007年间有所调整，但时间毕竟有限，调整幅度不大，因此控制省固定效应是合理的选择。Ψ为地、市宏观经济变量，如市GDP对数、市总人口对数、市职工平均工资对数、市职工人数对数等，用以控制地区随时间变化的变量。同时加入市总人口对数与市职工人数对数是为了控制各地、市的失业情况。td为时间虚拟变量，用以控制整体的宏观经济环境。u为残差项，β、θ、γ为回归参数。其中，θ表示养老保险企业缴费比例每增加1个百分点，企业对职工工资的调整幅度。若它显著小于O则表示养老保险企业缴费比例的上涨对员工工资有挤出效应。

在控制地区固定效应以及时间效应后，本文通过各地、市养老保险企业缴费比例随时间的变化差异来识别养老保险企业缴费比例对企业行为的影响，与Gruber and Krueger(1990)、Gruber(1994)的文献类似，它相对微观的企业数据来讲是外生的。[13]同时，本文控制了一些地区随时间变化的宏观经济变量，如国内生产总值对数、总人口对数等宏观经济变量；为消除地/市社保局基于当地劳动力成本或就业状况考虑制定养老保险企业缴费比例的影响，本文控制了职工平均工资对数以及总就业人数对数等变量。这些都保证了关键变量的外生性。