近年來，許多優(yōu)秀的文章討論了我國基本養(yǎng)老保險制度。例如，在現(xiàn)收現(xiàn)付制與基金制的選擇上，封進(2004)[5]從整個社會福利最大化的角度進行了討論，認為現(xiàn)收現(xiàn)付制在收入分配、消除貧困、避免資本市場沖擊上要優(yōu)于基金制，同時兩者之間存在一個最優(yōu)的組合，我國則應以現(xiàn)收現(xiàn)付制為主。程永宏(2005)[6]也從人口老齡化與現(xiàn)收現(xiàn)付制的實證關系上進行了分析，并得出結論：若經濟增長速度與人口老齡化速度滿足一定關系后，人口老齡化并不必然導致現(xiàn)收現(xiàn)付制出現(xiàn)支付危機。相應地，只要我國總產出增長率不低于4％，現(xiàn)收現(xiàn)付制將能應對人口老齡化問題。孫祁祥(2001)從我國養(yǎng)老保險實施過程中產生的個人賬戶“空賬”問題入手，討論了個人賬戶“空賬”形成的根本原因。該文認為，我國養(yǎng)老保險實施過程中，退休人員的增長比例高于職工的增長比例，養(yǎng)老保險覆蓋面存在制度偏向，保費收繳率低、企業(yè)欠繳普遍以及灰色收入帶來的繳費基數(shù)過低等，是導致“空賬”的主要原因。而出現(xiàn)養(yǎng)老保險“空賬”后，政府應當承擔改革中所產生的轉軌成本，積極擴大養(yǎng)老保險的覆蓋面，提高保費的收繳率。就“空賬”問題，王燕等(2001)[7]進一步考察了不同制度設計對支付隱性債務和轉軌成本的效果，趙耀輝等(2001)從養(yǎng)老保險最優(yōu)制度設計的角度上探討了企業(yè)欠繳、拒繳的根本原因。一些文獻也探討了養(yǎng)老保險在其他方面的經濟含義，如何立新(2007)[8]分析了養(yǎng)老保險制度改革的收入分配效應，通過采用微觀調查數(shù)據(jù)，對1997年與2005年兩次養(yǎng)老金改革對居民終身養(yǎng)老金純收益進行計算發(fā)現(xiàn)，1997年改革所帶來的代際受益不平衡較2005年大。

然而，從企業(yè)工資水平、雇用水平的角度分析養(yǎng)老保險制度的國內文獻還較少，這正是本文研究的內容。值得說明的是，國外有幾篇早期的文獻與本文的研究類似(Gruber and Krueger, 1990; Gruber, 1994)。其中，Gruber and Krueger(1990)考察了政府強制企業(yè)為員工提供“勞動補償險”(類似于我國工傷保險)對員工工資以及企業(yè)雇用人數(shù)的影響。結論顯示，“勞動補償險”的繳費比例每增加1％，將顯著擠出0.5％的職工工資；相反，對企業(yè)雇用人數(shù)沒有顯著影響。該文依賴的識別基礎，是美國各州在“勞動補償險”繳費比例規(guī)定上存在的差異以及同一個州在各年份上的不同變動趨勢。Gruber(1994)沿用相同的思路，考察了企業(yè)提供“生育保障”(類似于我國的生育保險)是否對處于生育年齡且已婚女性的工資有擠出效應，以及這部分人群受雇概率是否顯著降低。結論依然類似，強制企業(yè)為員工提供“生育保障”將使企業(yè)顯著擠出員工工資，但對企業(yè)雇用人數(shù)沒有顯著影響。

三、數(shù)據(jù)描述

本文使用的數(shù)據(jù)為1998—2007年制造業(yè)企業(yè)報表數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)是我國“工業(yè)統(tǒng)計報表制度”收集的工業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的一部分。工業(yè)統(tǒng)計報表制度是國家為了解工業(yè)經濟現(xiàn)狀，制定經濟政策，編制和檢查工業(yè)計劃執(zhí)行情況而制定的統(tǒng)計報表制度，分為年報和定期報表兩部分，分別由綜合表和基層表構成。綜合表由各省、自治區(qū)、直轄市統(tǒng)計局或有關部門報送給國家統(tǒng)計局?；鶎颖碛蓢医y(tǒng)計局制訂，各省、自治區(qū)、直轄市結合地方要求進行補充后，交由轄區(qū)內的工業(yè)企業(yè)填報。我們的數(shù)據(jù)對應于工業(yè)統(tǒng)計報表制度中的“法人單位基本情況”表與“工業(yè)企業(yè)主要經濟指標”表，兩者均屬于“年報”和“基層報表”，其填報對象是“轄區(qū)內規(guī)模以上工業(yè)法人企業(yè)”，即國有和國有控股企業(yè)以及年銷售收入500萬元以上的非國有企業(yè)。數(shù)據(jù)的統(tǒng)計指標有工業(yè)增加值、工業(yè)總產值、工業(yè)銷售產值、主要工業(yè)產品產量、銷售量、庫存量，以及主要財務成本指標和從業(yè)人員、工資總額等。表3是該數(shù)據(jù)的總體描述，包括各年企業(yè)數(shù)、企業(yè)雇用人數(shù)加總、企業(yè)增加值加總以及各自占全國第二產業(yè)總就業(yè)人數(shù)與總產值的比重。從表中可以看出，該數(shù)據(jù)樣本量大，代表性好。1998年，數(shù)據(jù)包含16萬個企業(yè)，企業(yè)總雇用人數(shù)占全國工業(yè)企業(yè)總雇用人數(shù)的34％，企業(yè)增加值占全國工業(yè)企業(yè)總產值的43％。到2007年，企業(yè)數(shù)增加到34萬左右，雇用總人數(shù)及產品增加值分別占到第二產業(yè)的38％、85％。雇用人數(shù)占第二產業(yè)總雇用人數(shù)的比重雖略有增加，但產品增加值占比的增幅卻非常顯著，這與制造業(yè)產業(yè)的技術進步有關。

用此數(shù)據(jù)分析養(yǎng)老保險企業(yè)繳費與企業(yè)行為的關系有幾個優(yōu)點。首先，它收集的對象是企業(yè)而非居民個體，因此我們可控制企業(yè)各方面的狀況。但也正因為此，我們無法控制居民個體的特征，如個體的受教育程度、工作經驗、工作能力等。相比企業(yè)數(shù)據(jù)，個體數(shù)據(jù)雖在研究中經常使用，但也有其不足。個體數(shù)據(jù)往往難以控制個體間的差異，如在衡量員工工作能力方面，個體數(shù)據(jù)就顯得乏力，而這通常會帶來回歸的內生性問題。相反，企業(yè)作為擬制法人，它的經濟行為更加指標化，通過適當選取各種指標，企業(yè)間的異質性是比較容易消除的。其次，企業(yè)作為決策的主體，制度的改變對其的影響更為直接，同時用企業(yè)數(shù)據(jù)進行分析可能規(guī)避個體的職業(yè)選擇行為。再次，該數(shù)據(jù)樣本量大，它可以有效地避免不合理抽樣所帶來的偏差。最后，此數(shù)據(jù)的收集對象是我國制造業(yè)企業(yè)，它們對勞動力成本上漲最為敏感，因此在回歸中養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的變動帶來的各種影響最容易被發(fā)現(xiàn)。

數(shù)據(jù)清理分為幾個步驟。首先，本文排除了不采用企業(yè)會計制度以及機構類型屬于事業(yè)、機關、社會團體、民辦非企業(yè)單位的樣本數(shù)據(jù)。同時在企業(yè)營業(yè)狀態(tài)上，我們只保留目前正處于營業(yè)狀態(tài)的企業(yè)。其次，根據(jù)工業(yè)統(tǒng)計報表制度給出的數(shù)據(jù)邏輯關系，我們對數(shù)值的合理性進行判斷。本文排除了明顯不符合數(shù)據(jù)邏輯的樣本。[9]最后，對最終使用數(shù)據(jù)中的異常值，本文對其上下各2.5％的樣本進行了縮尾處理。

另外，構成本文數(shù)據(jù)的還有全國各地/市1998—2007年養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例數(shù)據(jù)以及各地/市宏觀經濟變量。對于前者，由于沒有統(tǒng)一的獲取渠道，我們只能通過瀏覽當?shù)卣W站或社保局網站、查詢有關政策法規(guī)、搜索新聞報道等方式收集，因此數(shù)據(jù)存在缺失。根據(jù)表1，[10]本文最終收集了643個地、市養(yǎng)老保險企業(yè)的繳費比例數(shù)據(jù)，占應收集數(shù)據(jù)(337×10年)的19.1％，約81％的地/市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例數(shù)據(jù)缺失。對養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例在樣本時間段的期初與期末保持不變的地、市，本文假設這期間養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例未作調整，通過對期間缺失數(shù)據(jù)的填充，我們總計得到778個地/市的數(shù)據(jù)，占應收集數(shù)據(jù)的23.1％。但無論怎樣，數(shù)據(jù)的缺失始終是本文首先要面對的問題。大量數(shù)據(jù)缺失使數(shù)據(jù)嚴重不平衡，回歸中較難使用面板回歸，但好在數(shù)據(jù)的缺失是非意愿的，且具有一定的隨機性，因此這種缺失對結論的影響也不是無法控制。同時，我們還借助了2004—2005年遼陽、鞍山養(yǎng)老保險制度的大幅度下降帶來的“準自然實驗”，對文章結論進行穩(wěn)健性檢驗。通過縮小數(shù)據(jù)搜集的范圍，我們可以完全消除養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例在搜集過程中的誤差。從表1可以看出，企業(yè)養(yǎng)老保險繳費比例基本上為20％左右。其中，1998年企業(yè)的平均繳費比例略低，為17.8％，2000年企業(yè)平均繳費比例較高，為21.1％。但需要強調的是，這些結果僅對應我們收集到養(yǎng)老保險繳費比例的地/市。雖然企業(yè)平均繳費比例變化不大，但企業(yè)養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的地區(qū)差異非常顯著，比如深圳在1998—2000年間，非本市戶籍居民的養(yǎng)老保險繳費比例僅為7％，而青島、鄭州在對應期間的繳費比例為25.5％與24％，要高出深圳17—18個百分點。地區(qū)間企業(yè)繳費的差異是本文因果關系識別的基礎。

對全國各地、市1998—2007年宏觀經濟數(shù)據(jù)如國內生產總值、總人口、職工平均工資、市平均雇用人數(shù)等，我們可以從中經數(shù)據(jù)網上獲得，數(shù)據(jù)相對完整。

通過企業(yè)所在地變量與年份變量，我們將企業(yè)微觀數(shù)據(jù)與地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例數(shù)據(jù)合并，選出那些既有企業(yè)微觀數(shù)據(jù)又有企業(yè)所在地養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例數(shù)據(jù)的樣本，構成本文使用的樣本，總計約69萬個。值得說明的是，由于問卷在不同年份有所差異，因此分析問題時采用的具體數(shù)據(jù)需根據(jù)問題本身決定。例如，2006—2007年問卷詢問了企業(yè)的養(yǎng)老、醫(yī)療保險繳費情況，因此分析企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險以及其帶來的樣本選擇問題則只能采用2006—2007年的數(shù)據(jù)。

表4給出了變量的定義以及描述性統(tǒng)計。從表中可以看出，企業(yè)存貨占比約為17％。絕大多數(shù)企業(yè)為內資企業(yè)，僅13％的企業(yè)有外資參與。企業(yè)資產負債比大于1，平均為2.59。單位產值盈利不大，平均僅2％。在控股情況上，國家絕對控股與相對控股的企業(yè)占比12％，集體控股企業(yè)僅占3％。在收入方面，職工月平均工資為1 200元，低于市轄區(qū)職工月平均工資(1 814元＝21 768元/12個月)。[11]員工除工資外還可以享受到一定數(shù)量的福利。平均來講，企業(yè)每月平均為每位員工支出福利128元，約占工資總額的10.67％?？疾靻T工福利主要基于幾方面的原因。首先，根據(jù)我國會計制度的規(guī)定，企業(yè)應付福利不包括企業(yè)為員工支付的養(yǎng)老保險繳費，[12]因此企業(yè)可以在應付工資與應付福利之間調整，以此來規(guī)避養(yǎng)老保險繳費，同時又不影響員工的福利。其次，從企業(yè)應付福利的內容來看，它更著重于企業(yè)非生產性建設投資，與傳統(tǒng)意義上的獎金、津貼還是存在一些區(qū)別，因此企業(yè)在應付工資與應付福利之間調整是否能實現(xiàn)企業(yè)預期目的仍值得討論?？赡芨鼮橘N近現(xiàn)實的情況是企業(yè)在員工工資與獎金津貼上進行調整。

本部分將先給出回歸模型，然后用該模型對企業(yè)人均工資進行回歸，考察更高的養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例是否使企業(yè)擠出員工工資。然后，我們進一步在Heckman方法框架下考察樣本選擇問題，分析企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險的選擇對回歸的影響。最后，本部分以2004—2005年遼陽、鞍山養(yǎng)老保險繳費比例的大幅下降帶來的“準自然實驗”對結論進行穩(wěn)健性檢驗。

(一)初步回歸模型

我們首先建立如下回歸模型：

其中

表示企業(yè)平均工資的對數(shù)，i代表企業(yè)，j代表地區(qū)，t代表時間。X是企業(yè)的特征變量，包括企業(yè)資產負債比、企業(yè)存貨占比、產品盈利比、企業(yè)控股情況、企業(yè)資產狀況等，以控制企業(yè)間的差異。Ratio為地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例，根據(jù)前面的描述，該比例將隨地區(qū)和時間變化。PD為地區(qū)虛擬變量，以控制地區(qū)固定效應。具體地，它又分兩種情況：若采用1998—2007年數(shù)據(jù)進行回歸，則PD為市固定效應。因為此時回歸樣本對應的時間足夠長，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例在時間上的變化足夠明顯，因此控制市固定效應不會帶來多重共線性問題。但若采用2006—2007年數(shù)據(jù)進行分析，則PD為省固定效應。這種情況下，雖然部分地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例在2006—2007年間有所調整，但時間畢竟有限，調整幅度不大，因此控制省固定效應是合理的選擇。Ψ為地、市宏觀經濟變量，如市GDP對數(shù)、市總人口對數(shù)、市職工平均工資對數(shù)、市職工人數(shù)對數(shù)等，用以控制地區(qū)隨時間變化的變量。同時加入市總人口對數(shù)與市職工人數(shù)對數(shù)是為了控制各地、市的失業(yè)情況。td為時間虛擬變量，用以控制整體的宏觀經濟環(huán)境。u為殘差項，β、θ、γ為回歸參數(shù)。其中，θ表示養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)對職工工資的調整幅度。若它顯著小于O則表示養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的上漲對員工工資有擠出效應。

在控制地區(qū)固定效應以及時間效應后，本文通過各地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例隨時間的變化差異來識別養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例對企業(yè)行為的影響，與Gruber and Krueger(1990)、Gruber(1994)的文獻類似，它相對微觀的企業(yè)數(shù)據(jù)來講是外生的。[13]同時，本文控制了一些地區(qū)隨時間變化的宏觀經濟變量，如國內生產總值對數(shù)、總人口對數(shù)等宏觀經濟變量；為消除地/市社保局基于當?shù)貏趧恿Τ杀净蚓蜆I(yè)狀況考慮制定養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的影響，本文控制了職工平均工資對數(shù)以及總就業(yè)人數(shù)對數(shù)等變量。這些都保證了關鍵變量的外生性。