(二)養(yǎng)老保險與職工工資的回歸結果[14]

表5是對應的回歸結果。其中第1列僅控制地市固定效應以及時間虛擬變量。從回歸系數(shù)來看，地、市養(yǎng)老保險繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)將減少職工工資的0.25％，且在1％的統(tǒng)計水平下顯著。對時間虛擬變量，回歸系數(shù)顯著且逐年增大，表明1998—2007年間，員工工資在整體上漲，2007年員工工資就高出1998年員工工資的81.2％。第2列回歸加入了企業(yè)特征變量以及行業(yè)虛擬變量以控制企業(yè)間差異?；貧w結果顯示，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例對員工工資的擠出效應仍然存在。地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)將減少職工工資的0.33％，在1％的統(tǒng)計水平下顯著。對企業(yè)特征變量，資產規(guī)模每增加1％，員工平均工資顯著增加9.5％；資產負債狀況越好、單位產值盈利越高的企業(yè)，其員工的工資水平也越高。相反，企業(yè)存貨占比越大的企業(yè)，其員工工資會顯著減少。從企業(yè)的控股情況來看，國有控股企業(yè)與集體控股企業(yè)職工工資顯著高于其他企業(yè)7％與4.8％。相對于港、澳、臺資企業(yè)，內資企業(yè)職工的工資顯著要低10.8％，而外資企業(yè)員工的工資顯著要高15％。

進一步地，我們在第3列繼續(xù)加入地區(qū)宏觀經(jīng)濟變量以控制地、市宏觀經(jīng)濟特征。結果表明，地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)仍將顯著減少職工工資的0.34％，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的增加對企業(yè)職工工資存在顯著的擠出效應。對宏觀經(jīng)濟變量，地/市GDP每增加1％，員工工資將顯著上漲0.23％，員工分享到經(jīng)濟發(fā)展的部分成果。地/市人口越多，員工工資反而下降，城市規(guī)模對員工工資沒有正向作用。市人均工資對員工工資有正向解釋力，相反，地/市雇用人數(shù)將反向影響員工工資。

直觀來講，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例上漲使企業(yè)對員工工資形成擠出，表明養(yǎng)老保險繳費在企業(yè)與員工間存在隱性分擔的情況。按20％這一全國養(yǎng)老保險企業(yè)繳費的平均比例計算，企業(yè)向員工提供養(yǎng)老保險后將減少支付6.8％的工資。如果算上員工自己繳納的約4％的部分，員工將為養(yǎng)老保險繳納10.8％，企業(yè)僅負擔13.2％，企業(yè)與員工在養(yǎng)老保險繳費上的實際分擔比率為1.3∶1。當然，這僅是初步的結論，我們還未考慮以下三種因素對結論的影響。一是回歸系數(shù)對應半對數(shù)模型的回歸結果，因此直接將此系數(shù)推廣到企業(yè)繳費20％可能忽略養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例與員工工資之間的非線性關系。第二，雖然養(yǎng)老保險繳費在法律上是強制執(zhí)行的，但仍然存在一部分企業(yè)選擇不參加養(yǎng)老保險，諸如此類的樣本選擇問題也可能給此處的結論帶來偏差。第三，養(yǎng)老保險是按工資總額計繳的，而工資總額又隨著養(yǎng)老保險繳費比例的增加在下降，因此只有在對連續(xù)變化中的邊際變化進行估計，才能準確刻畫分攤比例。

(三)樣本選擇情況下養(yǎng)老保險與擠出效應

正如前文所言，要考慮樣本選擇對結論造成的影響，我們需知道企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險，而本文使用的數(shù)據(jù)中僅2006—2007年提供了企業(yè)這方面的信息。[15]表6是基于2006—2007年數(shù)據(jù)進行的回歸。其中，第1列回歸仍對應模型(1)，只是樣本為2006—2007年數(shù)據(jù)，同時消除的是省固定效應。從回歸結果來看，縮短樣本時間以及僅消除省固定效應對結論影響不大。養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)職工工資將下降0.5％，且在1％的水平下顯著，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例上漲對員工工資仍然存在擠出效應。第2列僅選取2006—2007年參加養(yǎng)老保險的企業(yè)進行回歸。從回歸系數(shù)來看，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)職工工資將下降0.3％，對參加養(yǎng)老保險的企業(yè)該結論仍成立。值得注意的是，第2列的回歸結果并未完整地修正樣本選擇帶來的偏差。

表6第3列是以企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險的二元變量對地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例進行回歸的結果，采用的回歸模型為Probit模型，選取的控制變量包括企業(yè)特征變量、地市宏觀經(jīng)濟變量、地區(qū)固定效應、時間虛擬變量、行業(yè)虛擬變量等。從回歸結果來看，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的確對企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險有顯著的負向影響，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例越高，企業(yè)參加養(yǎng)老保險的概率越低。對其他控制變量，資產規(guī)模越大的企業(yè)參加養(yǎng)老保險的概率越高。國有控股企業(yè)、集體控股企業(yè)相比其他企業(yè)有更大的概率參加養(yǎng)老保險，政府背景對企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險的影響較為顯著。外資企業(yè)較港、澳、臺資企業(yè)有更大的概率參加養(yǎng)老保險，相反，內資企業(yè)參加養(yǎng)老保險的概率最低。采用Heckman兩步法的回歸結果在第4列給出。[16]其中，我們將企業(yè)屬于內資企業(yè)還是外資企業(yè)的變量僅作為用以識別企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險的額外變量。從回歸結果來看，考慮到企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險的選擇過程后，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費對員工工資的擠出效應仍然存在，并且回歸系數(shù)較前面的都要大?；貧w系數(shù)表明，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)職工工資將下降0.6％，且在1％的統(tǒng)計水平下顯著。若此處員工工資為其所有收入，同時計算企業(yè)與員工在養(yǎng)老保險繳費上的分擔比例，則企業(yè)將多半養(yǎng)老保險繳費以降低工資的方式轉嫁給了員工。對參加養(yǎng)老保險的企業(yè)，養(yǎng)老保險在企業(yè)與員工的實際負擔比例為1∶2，員工的養(yǎng)老保險負擔是企業(yè)負擔的2倍。

(四)穩(wěn)健性檢驗：借助2004—2005年遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險繳費比例下降的“準自然實驗”

從前面的回歸結論可以看出，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的增加將顯著擠出員工的工資，企業(yè)通過降低員工工資使其也承擔了一部分養(yǎng)老保險繳費。本部分將換一個思路對這些結論的穩(wěn)健性進行檢驗，即借助2004—2005年遼陽、鞍山市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的大幅下降進行“準自然實驗”。這樣處理有兩個好處：一是可以縮小數(shù)據(jù)搜索范圍，消除數(shù)據(jù)的誤差。二是借助外生沖擊識別變量的因果關系，通過適當分組，可以較好控制地市差異、企業(yè)差異。但由于時間的局限，此部分無法控制樣本選擇問題。[17]

“準自然實驗”是借助政策的突然改變所帶來的沖擊識別變量間因果關系的一種方法，由Meyer(1995)進行了系統(tǒng)的分析。“準自然實驗”的好處是在微觀個體沒有相應預期的情況下，有關政策的突然實施就如同一次外生的沖擊，借助此外生沖擊可以觀測微觀個體作出的各種反映。例如，Card and Krueger(1994)就利用了新澤西州最低工資的一次突然上漲，在收集了新澤西州以及與之相鄰的賓夕法尼亞州的快餐行業(yè)雇工數(shù)據(jù)后，他們討論了最低工資的上漲與就業(yè)的關系。在本部分，我們也將基于類似地想法，找出地域相鄰且經(jīng)濟結構類似的兩個地區(qū)，其中一個地區(qū)養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例大幅調整，而另一個地區(qū)養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例維持不變，對比兩個地區(qū)企業(yè)在員工工資上的變化差異。最終，我們選取了2004—2005年遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例大幅下降所帶來的沖擊進行“準自然實驗”。

2005年5月1日，為降低企業(yè)的負擔，遼陽市政府將企業(yè)養(yǎng)老保險繳費比例從此前的25.5％一次性下調至20％(遼市政發(fā)［2005］14號)，下降了5.5個百分點。同樣的，2005年以前鞍山執(zhí)行的企業(yè)養(yǎng)老保險繳費比例為25.5％，是遼寧省繳費比例最高的五個城市之一。對鞍山市來講，繳費比例過高將導致城市企業(yè)負擔過重，在市場競爭中處于弱勢地位，同時也不利于鞍山市招商引資工作的開展以及投資環(huán)境的改善。因此，為了改變這種不利局面，2005年7月1日，鞍山市政府也將企業(yè)養(yǎng)老保險繳費比例從25.5％下調為22.5％，下降3個百分點，從2006年1月1日起鞍山市更是將企業(yè)繳費比例下降為20％(鞍政辦發(fā)［2005］67號)。相反，與之相鄰的沈陽市則維持2004年以來養(yǎng)老保險企業(yè)繳費20％的比例。借助2004—2005年遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例變動所帶來的“準自然實驗”，采用DID的回歸方法，我們設定如下回歸模型：

其中，Time為時間虛擬變量，若觀測時間為2005年，則取值為1，否則取值為0。tread為二元變量，區(qū)分實驗組與控制組。在本部分，若企業(yè)所在地為遼陽市、鞍山市，則該樣本歸入實驗組，tread取值為1；若企業(yè)所在地為沈陽市，則樣本歸入控制組，tread的相應取值為0。Inter為Time與tread的交叉項，其回歸系數(shù)體現(xiàn)了遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的下降對員工工資的影響。其他變量的含義9公式(1)相同。

表7是對應的回歸結果。從回歸系數(shù)來看，總體上2005年企業(yè)的平均工資較2004年略有上漲，但在1％的統(tǒng)計水平下不顯著。遼陽市、鞍山市企業(yè)的平均工資較沈陽市企業(yè)平均工資顯著低23.7％。從交叉項來看，回歸系數(shù)為正，表明遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的下調將使遼陽市、鞍山市企業(yè)的平均工資相比沈陽市企業(yè)顯著上漲15％。此結論與前文的回歸結果在方向上是內在一致的，都表明養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的增加對員工工資存在擠出效應。

表8的結論與表7類似，遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的下調將使遼陽市、鞍山市企業(yè)的平均工資相比沈陽市企業(yè)顯著上漲15％，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例對員工工資的擠出效應依然存在。值得說明的是，無論表7還是表8，“準自然實驗”所對應的回歸系數(shù)都偏大。若取遼陽市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例下降5.5個百分點，鞍山市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例下降3個百分點，則兩市平均下調養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例4.25個百分點。而根據(jù)回歸結果，遼陽市、鞍山市企業(yè)平均工資上漲了15％，那么養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每下降1個百分點，員工平均工資將上漲3.53％，彈性遠大于1。對此，除樣本選擇帶來的偏差或養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例上調與下調對員工工資影響的非對稱性以外，本文也不能給出更好的解釋，這有待進一步研究。

根據(jù)前面的分析，企業(yè)應付福利同員工工資一樣構成了員工的收益，其表現(xiàn)形式通常為企業(yè)的非生產性投資建設。而根據(jù)我國會計制度，企業(yè)應付，福利不計入養(yǎng)老保險的繳費工資，同時它也不包括企業(yè)為員工繳納的養(yǎng)老保險費。因此，一個合理的推斷是當養(yǎng)老保險繳費對企業(yè)的負擔過重時，企業(yè)可能會選擇減少員工的基本工資，增加員工的應付福利，以達到減少養(yǎng)老保險繳費，同時又不減少員工收入的目的。當然，企業(yè)能否實現(xiàn)該的目還取決于員工對應付福利的認可程度，因為企業(yè)應付福利與員工獎金、津貼是有所區(qū)別的，前者雖是員工福利的增進，卻不是員工貨幣收入的增加。

表9第1列是以企業(yè)每月支付的人均福利對數(shù)為因變量，采用公式(1)進行回歸的結果。從回歸結果可以看出，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，員工福利支出不僅沒有增加，反而將減少1.2％，且在1％的統(tǒng)計水平下顯著，社會養(yǎng)老保險并未使企業(yè)在職工工資與福利之間進行轉換?？紤]到企業(yè)是否參加養(yǎng)老保險所帶來的樣本選擇問題，第2列對應的結果仍然類似，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，員工福利支出將顯著減少0.6％。養(yǎng)老保險繳費增加，企業(yè)不但減少員工工資，同時還縮減員工的應付福利。

以員工工資與福利的加總量為因變量的回歸結果在表10給出。結果顯示，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)對員工的總支出將被顯著擠出0.6％。考慮到樣本選擇問題后，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)對員工的總支出將顯著減少0.7％。從數(shù)值本身上看，本文得到的擠出效應與Gruber and Krueger(1990)、Gruber(1994)得到的0.5％相當，但我們認為這并不意味著我國員工對養(yǎng)老保險的評價足夠高，從而愿意接受相當幅度的工資扣減。與之相反，我國養(yǎng)老保險在實際運行中還存在諸多問題。例如，養(yǎng)老保險個人賬戶“空賬”問題(孫祁祥，2001)，養(yǎng)老保險跨地域續(xù)轉困難等。然而在養(yǎng)老保險存在諸多問題的同時，員工工資卻被大幅扣減，究其原因，本文認為應與我國特有的收入體系有關。在我國，除基本工資以外，構成員工實際收入的還有獎金、津貼。在現(xiàn)實中，更為切合實際的是企業(yè)通過降低員工基本工資，增加其獎金、津貼收入以規(guī)避養(yǎng)老保險繳費。此時，獎金、津貼為貨幣化收入，員工容易接受。但這僅為推斷，由于數(shù)據(jù)的局限，本文無法對該問題進行分析。

表11是借助2004—2005年遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險繳費比例大幅下降所帶來的沖擊進行的“準自然實驗”。從結果來看，與前面結論一致，2005年遼陽市、鞍山市養(yǎng)老保險繳費比例的大幅下降使其企業(yè)增加了11.3％的應付福利。

同時，應付工資與應付福利的總量增加了14.7％。表12中的匹配估計結果也印證了該結論。2005年遼陽市、鞍山市企業(yè)增加了24.6％的應付福利，應付工資與應付福利的總量增加了16.1％。

 (一)養(yǎng)老保險與就業(yè)

養(yǎng)老保險企業(yè)繳費增加了企業(yè)的勞動力成本，但從上面的結論可知，企業(yè)將通過降低員工工資以及減少應付福利來減輕養(yǎng)老保險負擔。此時，若員工將養(yǎng)老保險繳費視為福利的增加，則勞動供給曲線向右移動，養(yǎng)老保險對就業(yè)的影響不大。但如果員工對養(yǎng)老保險的認可程度較低，企業(yè)只是在員工基本工資與獎金、津貼的比例上進行調整，那么前文所得的“企業(yè)降低員工工資以及應付福利”并非意味著勞動力成本的下降，企業(yè)雇用人數(shù)將受顯著影響。究竟企業(yè)雇用人數(shù)與養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例之間的關系怎樣，本部分將進行探討。

表13是以企業(yè)雇用人數(shù)的自然對數(shù)為因變量的回歸結果。olS回歸顯示，在控制企業(yè)特征變量、地市不隨時間變化的固定效應、時間趨勢項以及地市隨時間變一化的因素后，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例越高，企業(yè)雇用人數(shù)沒有顯著的變化。但在考慮到樣本選擇帶來的回歸偏差后，結果顯示養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每增加1個百分點，企業(yè)將減少0.8％的員工人數(shù)。對此，應正如剛開始討論的那樣，“企業(yè)降低員工工資以及應付福利”并非意味著勞動力成本的下降，而是企業(yè)在員工基本工資與獎金、津貼的比例上進行的調整。

(二)養(yǎng)老保險對企業(yè)影響的異質性

不同企業(yè)對養(yǎng)老保險繳費比例上漲的反應可能不同。例如，處于低收入水平的員工的收入比較有限，形式比較單一，而且他們也很可能更注重貨幣收入；相反，處于高收入水平的員工的收入高，來源多樣，而且他們注重社會保障，因此基于這些差異，不同收入水平的員工留給企業(yè)的工資調整空間是不一致的。在本部分，通過加入分組變量以及分組變量與養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的交叉項后，模型(1)被簡單地調整為：

其中，D為分組變量，Intera=D*Ratio，表示分組變量與地、市養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例的交叉項。其余變量的含義與公式(1)相同。

本文從兩個角度考察養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例上漲對企業(yè)影響的異質性。

首先，我們從企業(yè)資本勞動比的角度考察養(yǎng)老保險企業(yè)繳費與企業(yè)平均工資、就業(yè)的關系。資本勞動比，即人均資本，可以衡量企業(yè)的資本密度，它的大小意味著企業(yè)在生產中的資本投入、產品生產對資本的依賴性。一般來講，資本勞動比較低的企業(yè)往往對應傳統(tǒng)的諸如紡織、服裝、鞋帽等行業(yè)。這些行業(yè)技術含量較低，大多以勞動者的手工操作為主。同時，由于技術含量較低，工人的工資水平往往不高，企業(yè)在工資與其他貨幣收入聞的調整空間不大。

將企業(yè)人均資本從低到高進行五等分，通過考察養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例與分組變量的交叉項即可考察養(yǎng)老保險對各組企業(yè)的影響差異。但從回歸的角度來講，回歸因變量是企業(yè)人均工資或雇用人數(shù)，其大小反過來也直接決定了企業(yè)的人均資本水平。因此，簡單的分組方法將導致分組變量內生。為解決這個問題，我們將每個地區(qū)的企業(yè)按照人均資本水平從低到高分為五組，并在后續(xù)年份中維持分組不變。

表14是對應的回歸結果。從表中第3列、第4列可以看出，對人均資本介于20％—40％的企業(yè)，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每上漲1個百分點，企業(yè)平均工資將顯著下降0.2％。對人均資本介于40％—60％、60％—80％、80％—100％的企業(yè)，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每上漲1個百分點，這些企業(yè)的平均工資分別下降0.4％、0.8％、1.1％，擠出效應持續(xù)增加。在企業(yè)雇用人數(shù)上，人均資本較低的企業(yè)受養(yǎng)老保險企、業(yè)繳費的影響較大。對人均資本處于最低20％的企業(yè)，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每上漲1個百分點，其雇用人數(shù)將下降2％；而對人均資本介于20％—40％、40％—60％、60％—80％、80％—100％的企業(yè)，養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例每上漲1個百分點，這些企業(yè)的雇用人數(shù)分別只下降1.9％、1.6％、1.3％、0.4％。圖1清晰地表明了養(yǎng)老保險企業(yè)繳費比例上漲1個百分點后，不同人均資本水平的企業(yè)在員工工資與雇用人數(shù)上的替代關系。