城鎮(zhèn)企業(yè)養(yǎng)老保險對工資的影響機制
——基于制造業(yè)企業(yè)的實證研究

吳明琴，童碧如

(1.華南師范大學 經(jīng)濟與管理學院，廣東 廣州　510631；2.中山大學 管理學院，廣東 廣州　510275)

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城鎮(zhèn)企業(yè)養(yǎng)老保險對工資的影響機制

——基于制造業(yè)企業(yè)的實證研究

吳明琴1，童碧如2

(1.華南師范大學 經(jīng)濟與管理學院，廣東 廣州510631；2.中山大學 管理學院，廣東 廣州510275)

文章采用2002-2007年中國大中型工業(yè)企業(yè)調(diào)查的數(shù)據(jù)，研究推進養(yǎng)老保險改革對員工工資的影響，即繳存養(yǎng)老保險比例的變化是否對員工的工資存在擠出或替代效應。在通過工具變量克服養(yǎng)老保險的內(nèi)生性之后，發(fā)現(xiàn)員工的名義工資具有剛性，養(yǎng)老保險不能替代名義工資。剔除各地通貨膨脹的因素之后，養(yǎng)老保險也不會擠出實際工資。這與西方國家的發(fā)現(xiàn)有所不同[1]。文章進一步解釋了在中國存在這種關系的主要原因。文章的發(fā)現(xiàn)對現(xiàn)行養(yǎng)老保險制度下中國企業(yè)的人力資本戰(zhàn)略選擇和調(diào)整有著深刻的意義。

養(yǎng)老保險改革；工資；內(nèi)生性

一、問題與文獻回顧

目前中國人口老齡化正加速發(fā)展，并在規(guī)模和結(jié)構(gòu)上呈現(xiàn)增長速度快、老年人口絕對數(shù)量多、高齡老人比例高等特點，至2011年底，中國60歲以上的老年人口已經(jīng)達到1.85億，占全國人口總數(shù)的13.7%，是世界上唯一的老年人口超過1億的國家，也是發(fā)展中人口大國崛起過程中人口老齡化問題最嚴峻的國家。預計到2020年，中國60歲以上的老年人口將達到2.48億。如何處理和完善養(yǎng)老保險制度直接關系著中國經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)健增長和社會穩(wěn)定[2]。養(yǎng)老保險是保障人民生活、調(diào)節(jié)社會分配的一項基本制度。過去10年，中國社會保障體系建設進入快車道，建設速度、公共投入力度、惠及民生廣度均前所未有。據(jù)人力資源與社會保障部的統(tǒng)計，截至2012年9月底，全國基本養(yǎng)老保險已覆蓋7.48億人，其中，全國城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險參保人數(shù)達到2.99億人。

企業(yè)的養(yǎng)老保險與企業(yè)的行為存在密切關系，比如從稅收角度看，企業(yè)為了避稅增加養(yǎng)老保險等福利[3-4]。同時，企業(yè)提高養(yǎng)老保險等福利，也會提高員工的生產(chǎn)率，從而增強企業(yè)的競爭力等[5]。企業(yè)養(yǎng)老保險作為員工福利的一部分，它與員工工資的關系更加密切。在西方發(fā)達市場經(jīng)濟國家，勞動經(jīng)濟學家一直致力于研究企業(yè)上繳養(yǎng)老保險對工人工資的“擠出或替代效應”(substitution effect)。根據(jù)現(xiàn)有文獻，養(yǎng)老保險對員工薪酬在大部分西方國家的研究中的確是有影響的[6-8]。Woodbury[6]和Summers[9]是早期研究工資和福利關系的典型，他們從理論和實證兩個方面證實了企業(yè)支付的工資和福利之間存在替代關系。Montgomery、Shaw和Benedict[10]，Gruber和Porterba[11]，以及Olson[12]發(fā)現(xiàn)在美國當企業(yè)增加養(yǎng)老保險的時候，員工的工資會有所下降。Holmlund采用瑞典1950-1979年的數(shù)據(jù)，Komamura和Yamada利用日本的數(shù)據(jù),Gunderson、Pesando和Hyatt利用1984年的加拿大的數(shù)據(jù)，得到了類似的發(fā)現(xiàn)。

而在發(fā)展中國家，二者的關系仍然沒有答案，因為發(fā)達國家和發(fā)展中國家在政治體制設計、經(jīng)濟環(huán)境和政策、收入水平和人文特征等各方面都存在很大差別，所以在發(fā)達國家中得到的結(jié)論和發(fā)展模式并不一定在發(fā)展中國存在。現(xiàn)有文獻指出中國作為轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟國家，養(yǎng)老體系的建立和對社會經(jīng)濟的影響將與發(fā)達市場經(jīng)濟國家存在較大差異[2]。那么，企業(yè)養(yǎng)老保險和員工工資的關系是什么呢？兩者之間的因果關系怎樣？二者的關系與發(fā)達國家的發(fā)現(xiàn)又存在哪些不同？這些不同的原因何在？現(xiàn)有文獻還不能給出一個確定的答案，所以本文提出的問題不僅具有理論意義，更有現(xiàn)實意義。

中國不斷推進的養(yǎng)老保險改革為本文的研究提供了一個理想的背景。20世紀50年代到90年代初，養(yǎng)老保險改革的主要特征是統(tǒng)籌賬戶和個人賬戶的結(jié)合，該體系是世界銀行鼓勵的三支柱體系，即強制性的現(xiàn)收現(xiàn)付制、強制性的個人賬戶和自愿的商業(yè)保險。2003年勞動和社會保障部、財政部聯(lián)合發(fā)出的《關于調(diào)整企業(yè)的基本養(yǎng)老保險繳費率的通知》中正式將中國養(yǎng)老保險制度的覆蓋面擴大至非國有企業(yè)范圍，企業(yè)需要繳納工資額的20%作為養(yǎng)老保險基金，只有上海和廣東屬于例外，它們的目標比率分別為22.5%和18%。企業(yè)養(yǎng)老保險的不斷推進勢必對企業(yè)產(chǎn)生新的影響。2005年頒布的《關于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》，國務院進一步確認了企業(yè)基本養(yǎng)老保險對完善養(yǎng)老保險制度的重要性。但養(yǎng)老保險改革在全國各地的實際執(zhí)行效果不同，即各地的企業(yè)養(yǎng)老保險的比率并不完全按照國家規(guī)定的水平，而是各有不同。這些差異與變化(Variance)為我們在實證上研究養(yǎng)老保險制度改革的實際影響提供了豐富的數(shù)據(jù)資源和必要條件，同時也為我們從微觀角度分析養(yǎng)老保險制度提供了良好的切入點。

在現(xiàn)有文獻的基礎上，本文采用2002年至2007年中國統(tǒng)計局發(fā)布的規(guī)模以上大中型工業(yè)企業(yè)調(diào)查的數(shù)據(jù)進行實證分析，來分析企業(yè)增加養(yǎng)老保險是否影響職工工資。首先我們通過OLS回歸，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險與員工工資之間存在一定的替代性。但是養(yǎng)老保險本身可能并不是外生的，為了克服養(yǎng)老保險提供的內(nèi)生性，我們借鑒了Card[13]以及Gruber和McKnight的方法，采用同一行政區(qū)域中相同行業(yè)的周圍企業(yè)的平均養(yǎng)老保險繳存率作為工具變量。分析結(jié)果表明名義工資和養(yǎng)老保險之間不存在顯著的替代效應，即當養(yǎng)老保險增加的時候，企業(yè)的員工工資并沒有下降。為了剔除通貨膨脹的影響，我們進一步考察了養(yǎng)老保險與企業(yè)實際工資之間的關系，發(fā)現(xiàn)二者之間存在負的相關性，但并不顯著，因此養(yǎng)老保險很難被企業(yè)以減少真實工資的方式轉(zhuǎn)嫁給員工。這一發(fā)現(xiàn)與Sommers的粘性工資下養(yǎng)老保險—工資替代效應模型的研究結(jié)論一致。類似的，Gail和Morrisey，Simon也沒有發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險與工資之間存在替代關系。最后，我們提出了理解和解釋這一現(xiàn)象的原因，比如養(yǎng)老保險的跨省轉(zhuǎn)移，企業(yè)繳納的部分并不能被員工帶走。

本文利用中國工業(yè)企業(yè)調(diào)查的數(shù)據(jù)分析并補充了現(xiàn)有文獻關于企業(yè)養(yǎng)老保險與員工工資之間的關系，這為發(fā)展中國養(yǎng)老保險研究作出了貢獻。同時，本文的研究具有重要的實踐意義，對當前的養(yǎng)老保險改革具有積極的參考意義。中國現(xiàn)有養(yǎng)老保險制度缺乏明顯激勵機制，并存在保險覆蓋面狹窄、個人賬戶長期空賬運轉(zhuǎn)以及資本市場欠發(fā)達造成的個人賬戶投資回報率低等諸多問題。本文的結(jié)論從企業(yè)福利角度出發(fā)，為逐步建立全國統(tǒng)一的養(yǎng)老保險制度，實現(xiàn)人人皆有保障的制度建設提供了一定參考建議。有效的養(yǎng)老保險改革的激勵設計可以幫助我們開拓一條出路，為全面建設小康社會夯實基礎，更好地應對人口老齡化趨勢加劇的挑戰(zhàn)。

二、實證模型

現(xiàn)有文獻的實證研究在考察企業(yè)職工工資和福利的時候，有很多研究結(jié)果支持存在工資—福利的替代效應，但是這個替代關系并不是1比1的完全替代。職工福利的增加并不會全部擠出工人的工資。Montgomery等指出長期勞動合同的簽訂會阻止企業(yè)降低工資。Summers提出如果福利對于職工的價值小于雇主的成本，那么工資下降的程度會低于這些福利的成本，同時企業(yè)會減少雇傭人數(shù)。

(一)基本模型

本文設定的計量模型與Montgomery等[10]，Li和Wu[14]類似：

(1)

在該固定效應的模型中，r表示行業(yè)，s表示地區(qū)，t表示時間。等式左邊的被解釋變量Wit是企業(yè)i在時間t時支付的工資。等式右邊的自變量BWit是企業(yè)i在時間t的養(yǎng)老保險與工資的比例，而系數(shù)α1反映了養(yǎng)老保險和工資之間的替代率，體現(xiàn)了每個企業(yè)養(yǎng)老保險的成本。我們預期該系數(shù)為負，也就是說當養(yǎng)老保險增加的時候，工資會有所下降。growth_rate代表地區(qū)的經(jīng)濟增長率*在實證結(jié)果中我們分別考察了省的經(jīng)濟增長率和市的經(jīng)濟增長率，結(jié)果類似。文中報告的結(jié)果是省的增長率。，如果保持實際或名義工資占產(chǎn)出份額不變，那么經(jīng)濟增長時工資會增長，這一因素的影響可能大于養(yǎng)老保險的影響，所以我們在等式(1)中控制地區(qū)經(jīng)濟增長率。αi是企業(yè)的固定效應，考慮固定效應可以減少由于時間遺漏變量導致的有偏估計，比如企業(yè)職工的能力和技術(shù)因素[15-16]。同時，我們使用固定效應αtr和αts控制對同一產(chǎn)業(yè)或同一地區(qū)企業(yè)的共同影響因素[17]。

Xit包括了該模型的控制變量，主要是包含了企業(yè)規(guī)模[12,18]、固定資本[19-20]以及生產(chǎn)原材料[19]。此外，我們還考慮了由于國有企業(yè)改革引起的所有權(quán)變化。當企業(yè)的所有權(quán)出現(xiàn)變化時，可能會影響?zhàn)B老保險工資比和工資水平，原因在于不同時期內(nèi)，不同所有制企業(yè)的養(yǎng)老保險規(guī)定不同。在上述模型中，我們用一個虛擬變量反映企業(yè)所有權(quán)的變化。如果在樣本期間內(nèi)企業(yè)所有權(quán)改變，則該虛擬變量為1，如果沒有發(fā)生變化則為0。

需要注意的是，系數(shù)α1可能是異質(zhì)的，同時也與企業(yè)的養(yǎng)老保險工資比例相關[6-7,10]。這些因素的存在有可能導致對α1估計存在偏差。但是如果企業(yè)的α1不會隨著時間的推移而改變，我們就可以通過企業(yè)固定效應來消除估計偏差[21]。所以，我們對模型(1)進行一階差分，得到以下模型：

(2)

該模型就是本文考察養(yǎng)老保險與工資替代關系的基本模型。

(二)模型的識別

在一階差分模型(2)下，對α1的估計仍然可能存在偏誤。首先是因為養(yǎng)老保險工資比的變化ΔBWit可能存在測量誤差。其次，在回歸中BWit的分母是工資，所以任何影響工資的遺漏變量都可能與BWit相關，從而導致對α1的估計有偏差。最后，如果企業(yè)可以根據(jù)自身情況調(diào)整工人的工資，每個企業(yè)降低工資的難度不同。面對政府出臺的規(guī)定，那些可以較容易降低工資的企業(yè)就可能會比其他企業(yè)更早完成養(yǎng)老保險的繳付。每個企業(yè)選擇的時間差異會使得對于α1的估計偏大。

為了克服可能存在的內(nèi)生性問題，我們需要找到BWit的工具變量。在現(xiàn)有文獻中，Smith和Ehrenberg 采用養(yǎng)老保險的預計值作為工具變量。Gruber和Mcknight考察醫(yī)療補助的影響，他們采用每個收入群體、婚姻狀況、州和年份的平均醫(yī)療補助比例為工具變量。類似的，在本文中我們使用每個產(chǎn)業(yè)和地區(qū)的平均養(yǎng)老保險工資比作為每個企業(yè)的養(yǎng)老保險工資比的工具變量。IV1，是在每個地級市中每個企業(yè)周圍的2分位行業(yè)的平均養(yǎng)老保險工資比例。在同一行政區(qū)域的所有企業(yè)的養(yǎng)老保險工資比應該是相關的，因為它們受同一個地區(qū)政府的監(jiān)管。因此，工具變量和養(yǎng)老保險工資比應該是相關的。此外，由于工具變量的建立是基于每個企業(yè)周圍的其他企業(yè)的信息，所以，IV1不會與所考察企業(yè)的特定誤差相關。

另外一個可能的問題是地方養(yǎng)老保險改革可能與同一地區(qū)其他的地方經(jīng)濟政策相關。為了說明這一問題，我們考慮另外一個工具變量，IV2，即同一地區(qū)內(nèi)其他縣(市)同一2分位產(chǎn)業(yè)的養(yǎng)老保險工資比[13]。如果應用這兩個工具變量可以得到相似的估計結(jié)果，可以利用Acemoglu等的方法來檢驗是否滿足排除限制(Exclusive Restriction)假設。在實證部分我們將更詳細地討論這一點。最后，本文的實證模型也考慮了產(chǎn)業(yè)和地區(qū)的固定效應來控制產(chǎn)業(yè)和地區(qū)的特征。

三、數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局在2002-2007年進行的工業(yè)企業(yè)調(diào)查。該數(shù)據(jù)包括企業(yè)的各項基本特征、企業(yè)財務狀況、企業(yè)的經(jīng)營和銷售的情況等。企業(yè)的基本特征主要包括企業(yè)的所在地、所有權(quán)、行業(yè)屬性、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)品種類等。企業(yè)財務狀況的統(tǒng)計比較詳細，比如企業(yè)的資產(chǎn)、負債、收入和利潤、職工工資以及福利等。企業(yè)的經(jīng)營和銷售包括企業(yè)的庫存成品、工業(yè)增加值和從業(yè)人員的數(shù)量等。

在處理數(shù)據(jù)時，我們排除了總職工人數(shù)少于8人的企業(yè)以及所轄企業(yè)少于兩家的縣(市)。同時根據(jù)政府公布的企業(yè)養(yǎng)老保險的繳納比例，我們按照養(yǎng)老保險與工資的比例將樣本進一步限定，即排除了該比例大于0.50或者是小于0的企業(yè)。樣本處理的主要目的是去掉部分異常值對回歸結(jié)果的影響。實際上養(yǎng)老保險—工資的比例大于0.50的企業(yè)只占全部企業(yè)數(shù)量的1.18%。

整理之后總體的企業(yè)數(shù)量是1 250 604家，這個樣本量涵蓋了大部分工業(yè)企業(yè)，從而使我們的研究結(jié)果有很好的代表性。本文所使用的非平衡面板數(shù)據(jù)，在2002-2007年這個樣本期間，有91 573家企業(yè)是在所有年份都同時存在的，重疊的企業(yè)中，國有企業(yè)的比例是5.35%，剩下的是國有企業(yè)參股的企業(yè)、私營企業(yè)和外資企業(yè)。表1總結(jié)了相關變量的主要統(tǒng)計情況，其中養(yǎng)老保險與工資的比例是百分比，其他變量是取對數(shù)之后的值。從表1中看到，在樣本期間，所有企業(yè)平均養(yǎng)老保險工資比約為5.85%，這個比例遠低于政府設定的20%的目標值。該比例的標準差比較大，8.72%，這個變異恰恰證實了我們實證研究的必要性。

表1　變量統(tǒng)計

注：工資、福利、企業(yè)人數(shù)、收益、利潤、固定資本、原料都是原始數(shù)據(jù)的對數(shù)值。

在表2中，我們看養(yǎng)老保險工資比例在樣本期間的變化。可以看出2002-2007年養(yǎng)老保險工資的比例是逐年增長的，比如在2002年該比例的平均值為5.37%，到2007年該比例就增長到6.16%。同樣的，中位數(shù)在2002年為0，到2007年變成了2.55%。同時，養(yǎng)老保險工資比例在不同所有制企業(yè)也不同。很明顯，國有企業(yè)的養(yǎng)老保險工資比例要高于非國有企業(yè)。例如，在2004年，國有企業(yè)的平均比例是10.94%，而非國有企業(yè)的比例僅僅為4.54%。在其他年份也存在類似的差異。在2003年政府提出具體的提供比例之前，國有企業(yè)已經(jīng)向職工提供養(yǎng)老保險；而對非國有企業(yè)、特別是私有企業(yè)，政府在2003年之前則沒有相應的規(guī)定。最后，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的養(yǎng)老保險比例在樣本期間都呈現(xiàn)了較快的增長。但是在該樣本期間，企業(yè)尚未達到政府規(guī)定的20%的水平。

表2　不同樣本養(yǎng)老保險工資比例

四、實證結(jié)果

(一)一階差分回歸

在這一部分，我們對養(yǎng)老保險和工資的替代關系進行實證研究，以探討?zhàn)B老保險的提供是否對工資存在影響。在所有的回歸中我們都考慮了地級市水平上的Huber-White標準差。

工資和養(yǎng)老保險替代效應的回歸結(jié)果在表3中。在第1列中，列出了未控制企業(yè)固定效應時的模型(2)的一階差分的估計結(jié)果。很明顯，這個系數(shù)(-0.012)顯著為負，意味著當養(yǎng)老保險增加時，會替代一部分工資。與文獻的發(fā)現(xiàn)相似，它們的替代水平小于1。在第2列中，我們加入了各省、行業(yè)以及時間趨勢后，一階差分估計仍是穩(wěn)健的，而且系數(shù)相同。在第三列中，我們將樣本限定在養(yǎng)老保險—工資比例小于0.15的企業(yè)中，這樣可以拋開20%的政府規(guī)定比例，來考察企業(yè)如何自愿提供養(yǎng)老保險。結(jié)果仍然表明養(yǎng)老保險和工資之間存在替代關系，回歸系數(shù)為-0.017。

控制變量的系數(shù)與預期基本一致。地區(qū)經(jīng)濟增長率越快，企業(yè)的養(yǎng)老保險繳納比例就越高。固定資本投入和原材料投入對工資的影響為正，表明投入大的企業(yè)更有可能給職工高工資。同時企業(yè)職工人數(shù)越多，支付的工資額就越大。在回歸中，我們分別對固定資本、原材料和企業(yè)人數(shù)取對數(shù)。而企業(yè)成立的時間長短與職工工資的關系則不明確。最后，我們考慮國有企業(yè)改革的影響。如果企業(yè)的性質(zhì)發(fā)生改變，變量“所有權(quán)變更”就為1；如果沒有變化，改變量為0。國有企業(yè)改革對工資有正的影響，這表明國有企業(yè)改革可能會增加養(yǎng)老保險的繳納額。而這恰恰與2003年政府養(yǎng)老保險進一步改革的目的一致。

表3　養(yǎng)老保險與工資的替代關系實證結(jié)果

注：括號內(nèi)標注的是標準差。*表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1%的水平上顯著。

(二)工具變量回歸

一階差分的回歸結(jié)果可能是有偏的，因為存在均值回歸(mean reversion)或者是養(yǎng)老保險改革推進的不同時間而產(chǎn)生的內(nèi)生性。為了去掉可能存在的內(nèi)生性，我們將企業(yè)周圍的同一行業(yè)和同一地區(qū)所有企業(yè)的養(yǎng)老保險—工資比的平均水平作為該企業(yè)養(yǎng)老保險—工資比變化的工具變量(IV1)，這與Gruber和Mcknight的處理方式類似。

在表4的第1列，列出了工具變量回歸的結(jié)果。第一階段回歸表明了工具變量與養(yǎng)老保險—工資比之間有很顯著的相關性。如果某企業(yè)周圍的地區(qū)—行業(yè)的平均養(yǎng)老保險工資比上升1%，該企業(yè)的養(yǎng)老保險—工資比將增加0.01%。第一階段回歸的F值是42.31，大于10，這表明該工具變量是有效的[22]。根據(jù)工具變量回歸的結(jié)果，養(yǎng)老保險—工資的系數(shù)不顯著，從而二者之間的替代關系就不顯著了。這意味著政府在推進養(yǎng)老保險改革的時候，企業(yè)并沒有因此減少工人的名義工資。通過分析Wu-Housman F檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，工具變量法得到的結(jié)果與一階差分回歸結(jié)果顯著不同，從而一階差分得到的結(jié)果是有偏的。根據(jù)這個結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，改革以后中國制造業(yè)企業(yè)并沒有因養(yǎng)老保險負擔的逐漸增加而減少員工的名義工資。這個結(jié)論與西方國家的許多主要研究結(jié)論都有所不同。

表4　養(yǎng)老保險工資替代關系的工具變量回歸結(jié)果

注：表中括號內(nèi)報告的是地區(qū)水平的穩(wěn)健標準差。*表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1%的水平上顯著。

為了確定結(jié)論的穩(wěn)健性，我們進行了一系列檢驗。首先，我們刪除了在每個地區(qū)—行業(yè)的組內(nèi)少于5個企業(yè)的樣本，這樣可以去掉樣本中可能影響結(jié)果的異常值?；貧w結(jié)果在第2列中，雖然對樣本進行了如此大的改動，但是IV回歸分析的結(jié)果沒有太大的變化。

然后我們構(gòu)建另外一個工具變量，IV2：在同一個地區(qū)中所有其他縣(市)的同一行業(yè)的平均養(yǎng)老保險—工資比。回歸結(jié)果在表4的第3列。在第一階段回歸中，可以看出工具變量與自變量存在很顯著的相關性(0.17)。同時，第一階段回歸的F值是27.67，大于10，這表明該工具變量是有效的。在第二階段的回歸中，養(yǎng)老保險工資比例的系數(shù)不顯著，從而養(yǎng)老保險與工資之間的替代效應仍然不顯著。

接著，我們借鑒了Acemoglu等的分析框架，對排除限制進行了檢驗。該檢驗的目的是看工具變量是否只通過對養(yǎng)老保險—工資比這一內(nèi)生變量來影響工資，如果答案是肯定的，那么工具變量是有效的，反之則說明工具變量無效。表5的第1列是當IV1作為工具變量而IV2被作為一個自變量列入回歸方程時的檢驗結(jié)果。如果IV2對工資有直接影響，那么它的系數(shù)應該是顯著的，結(jié)果卻表明它的系數(shù)不顯著，從而說明IV2只是通過內(nèi)生變量影響工資額。在表5的第2列中，我們將IV2作為工具變量而IV1作為自變量，結(jié)果表明IV1的系數(shù)也不顯著。這些結(jié)果表明工具變量滿足了排除限制的條件。最后，我們還進行了過度識別檢驗，結(jié)果表明兩個工具變量的結(jié)果一致。

表5　工作變量作為外生變量的檢驗

(三)養(yǎng)老保險和工資之間沒有替代效應的原因

在這一部分中，我們將考察實際工資和養(yǎng)老保險之間的關系，目的是考察當企業(yè)提供養(yǎng)老保險時，職工的實際工資是否有所下降。特別是，當一個地區(qū)經(jīng)歷通貨膨脹時，企業(yè)雖然可以保持職工的名義工資不變，而職工的實際工資卻降低了[9]，從而看出在通貨膨脹率較高的情況下，企業(yè)是否真的有更多的空間降低真實工資從而將更多的養(yǎng)老保險負擔轉(zhuǎn)移給職工。

在表6中，我們來看養(yǎng)老保險—工資比例和實際工資的關系。實際工資是每個企業(yè)的名義工資除以各個地區(qū)的通貨膨脹率，通貨膨脹率用各個省的消費物價指數(shù)(CPI)來反映。而選用的工具變量，IV1和IV2，與上一部分的選擇相同。在表6的第1列中，我們發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險—工資比例的系數(shù)是負的，即養(yǎng)老保險和工資之間存在替代關系，但是這個系數(shù)不顯著。當養(yǎng)老保險增加的時候，職工的實際工資并沒有下降。在第2列在中，我們將樣本限定在企業(yè)養(yǎng)老保險比例小于0.15的樣本中，所得結(jié)果仍然是一樣的。在最后一列，我們改用IV2來作為工具變量，結(jié)果與前面兩列一致的，表明在養(yǎng)老保險和實際工資之間沒有顯著的替代關系。因此，當企業(yè)提高養(yǎng)老保險的繳納比例的時候，沒有降低員工的實際工資。

表6　養(yǎng)老保險與實際工資替代關系的工具變量回歸結(jié)果

注：*表示在10%的水平上顯著，**表示在5%的水平上顯著，***表示在1%的水平上顯著。

目前為止，我們的工具變量回歸表明在工資和養(yǎng)老保險繳費之間不存在替代效應。這個發(fā)現(xiàn)與西方國家的情況不同[1]。

原因之一是勞動合同的存在，短期內(nèi)企業(yè)很難降低工資，所以我們看不到工資與養(yǎng)老保險繳納之間的替代關系。

原因之二是養(yǎng)老保險的跨省轉(zhuǎn)移在中國仍然受到限制。當企業(yè)職工從一個省轉(zhuǎn)移到另外一個省工作，企業(yè)繳納的這部分養(yǎng)老保險是不能被員工帶走的，基于此，員工更加不愿接受名義工資的降低。企業(yè)考慮到員工對工資的偏好，很難將增加養(yǎng)老保險的成本以降低工人實際工資的形式轉(zhuǎn)嫁給員工。養(yǎng)老保險不能跨省轉(zhuǎn)移的狀況直到2010年公布《城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險關系轉(zhuǎn)移接續(xù)暫行辦法》后，才有所緩解。

原因之三可能是中國企業(yè)提供養(yǎng)老保險的比例遠還沒有達到政府規(guī)定的程度，因為企業(yè)繳納養(yǎng)老保險沒有有效的監(jiān)管和懲罰[23]，企業(yè)沒有迫切要達到政府要求的動力，從而可以根據(jù)自身情況在工資和養(yǎng)老保險之間權(quán)衡。

五、結(jié)論

本文利用2002-2007年中國大中型制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)分析了企業(yè)繳納養(yǎng)老保險的激勵機制，通過分析養(yǎng)老保險對職工工資的影響，從一個全新的微觀角度來分析中國養(yǎng)老保險制度。首先，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)員工的名義工資是剛性的，并沒有受到企業(yè)提高養(yǎng)老保險繳納的影響。其次，考慮了通貨膨脹的因素，員工的實際工資也沒有因為養(yǎng)老保險的增加而降低。這與針對西方國家的發(fā)現(xiàn)有所不同[10-11]。企業(yè)在不斷提高養(yǎng)老保險來達到政府的要求時，部分養(yǎng)老保險的成本并沒有如西方國家一樣轉(zhuǎn)嫁至員工身上[14]。最后，本文提出了解釋這一現(xiàn)象的原因。實際上，中國現(xiàn)行的養(yǎng)老保險制度改革產(chǎn)生的影響比較復雜。本文的研究對正在進行的養(yǎng)老保險改革有著重要的政策意義，特別是對完善企業(yè)基本養(yǎng)老保險制度具有參考意義。

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(責任編輯傅旭東)

The effect of pension provision on wage: Evidence from Chinese manufacture firms

WU Mingqin1, TONG Biru2

(1.SchoolofEconomicsandManagement,SouthChinaNormalUniversity,Guangzhou510631,P.R.China;2.SunYat-senBisinessSchool,SunYat-senUniversity,Guangzhou510275,P.R.China)

Pension reform in China mandates employers to contribute significant amounts to employee pension funds. The implementation of pension reform varies in different regions and different times. This paper tries to estimate the impact of this reform on the wage of employees using the data of medium and large manufacturers in China during 2002 and 2007. After controlling the potential endogenous problems, we find that both the nominal wages and real wages of employees were rigid when pension provision changes. The results are robust to various robustness checks. Therefore, there is no trade-off between wage and pension. These findings are of vital importance in guiding the pension policies.

pension reform; wage; endogeneity

10.11835/j.issn.1008-5831.2016.03.005

Format: WU Mingqin,TONG Biru.The effect of pension provision on wage:Evidence from Chinese manufacture firms[J].Journal of Chongqing University(Social Science Edition),2016(3):29-37.

2016-03-10

廣東省教育廳項目“產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)養(yǎng)老、醫(yī)療保險支出的影響機制分析”(2013WYM0013)；廣州市科信局軟科學項目“廣州市產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)社會保障支出的影響機制”(2014Y4300024)；廣東省軟學科學項目“環(huán)境規(guī)制對廣東省產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和吸引外資的理論與實證研究：基于企業(yè)異質(zhì)性的視角”(2015A070704047)；國家自然科學基金項目“公共項目創(chuàng)新激勵機制研究：基于不完全契約動態(tài)性的視角”(71302101)

吳明琴(1982-)，女，山東淄博人，華南師范大學經(jīng)濟與管理學院副教授，主要從事發(fā)展經(jīng)濟學研究。

F840.61

A

1008-5831(2016)03-0029-09

歡迎按以下格式引用：吳明琴，童碧如.城鎮(zhèn)企業(yè)養(yǎng)老保險對工資的影響機制——基于制造業(yè)企業(yè)的實證研究[J].重慶大學學報(社會科學版),2016(3):29-37.