李连友 黄保聪 谭光荣
(1.湖南大学公共管理学院 湖南长沙 410079)
(2.湖南大学经济与贸易学院 湖南长沙 410079)
一、引言
近年来,随着人口老龄化进程不断加快,我国社会保险(以下简称“社保”)基金面临严峻的收支平衡压力。《人力资源和社会保障事业发展统计公报》显示,在剔除财政补贴后,2015年我国城镇职工基本养老保险已经收不抵支(唐珏和封进,2019；赵仁杰和范子英,2020)。基于此,2017年党的十九大报告指出,要确保各项社会保险基金收支平衡、制度稳定长期运行,构建一个多层次和具有可持续性的社会保障制度。2019年《国务院政府工作报告》再次强调要增强基本养老保险制度的可持续性,实现社保基金的可持续发展。可见,提升社保基金收入、实现社保基金的可持续发展俨然成为当前亟待解决的重要问题。因此,从多角度、多领域探寻影响社保基金收入的因素和潜在路径不仅有助于深入了解社保基金收不抵支困境的形成,还有助于推动我国社保基金长期稳定和均衡的发展。为此,本文尝试从劳动保护这一最为密切的视角去探寻影响社保基金收入的潜在路径,旨在为推动社保基金收入的增长和可持续发展提供有益思路,进而促进我国经济社会的持续健康发展。
已有研究认为,最低工资作为一种重要的劳动力保护政策,会对就业、工资水平以及微观企业行为产生深刻的影响(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016；陆瑶等,2017)。一方面,近年来,随着劳动要素成本的不断上升,我国最低工资标准频繁上调且调整幅度较大,由此带来的劳动力成本攀升必然会对员工福利和企业生产行为产生不可忽视的影响(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016)。Royalty(2000)、Simon 和 Kaestner(2004)的研究发现,最低工资标准带来的成本上升压力会降低低技能员工获取社会福利的概率。刘子兰等(2020)发现最低工资标准提高损害了社会保险参保积极性。令人遗憾的是,目前仅有少数研究关注最低工资政策对微观企业特别是对企业社保缴费情况的影响。另一方面,随着人口出生率大幅下降、老龄化进程持续加快,我国社保基金面临严重的收支压力(赵仁杰和范子英,2020)。另外,为了激发市场活力,提升企业经营绩效,助推经济的高质量发展,我国在2018—2019年开启了大规模的“减税降费”运动,这在短期内势必会减少企业社保缴费,降低社保基金收入,使得社保基金收支平衡面临更大的压力。在此背景下去探寻社保基金面临的潜在困境和形成机制显得尤为重要。为此,本文拟从劳动保护角度出发,基于2000—2007年中国工业企业数据,利用2004年发布《最低工资规定》这一事件冲击,构建断点回归模型探讨最低工资标准提升对社保基金收入的影响及其潜在机制,为拓展社保基金收入领域的相关研究以及积极推进社保基金收支平衡提供有益思路,推动我国经济高质量发展。
鉴于此,本文以《最低工资规定》下发为准实验,采用断点回归方法评估了最低工资标准提高对社保基金收入的影响及其作用机制。基于宏观与微观层面的检验均发现鱼和熊掌不可兼得,最低工资标准的上调显着降低了社保基金收入。其作用机制在于,最低工资标准上调产生了“缴费基数效应”和“要素替代效应”,降低了企业的社保缴费意愿和参保概率,导致社保基金收入减少。异质性检验发现,劳动力密集型企业、低工资企业、中西部地区企业和小规模企业在实施最低工资规定后,社保基金收入下降尤为明显。上述结果表明,最低工资标准上调带来的经营之“困”会显着降低社保基金收入,影响社保基金的可持续发展。
与既有文献相比,本文可能的边际贡献如下:第一,从最低工资视角考察了其对社保基金收入的影响,揭示了最低工资标准上涨会产生“缴费基数效应”和“要素替代效应”,促使企业降低社保缴费基数和倒逼企业转型升级等降低社保基金收入的作用机制,丰富了社保基金收入和最低工资经济后果的理论文献。第二,本文利用《最低工资规定》下发为事件冲击,基于企业成立时间不同所导致的最低工资差异构建非参断点回归模型,系统评估最低工资对社保基金收入的影响及潜在机制,在一定程度上缓解了以往研究的内生性问题,更为准确地识别了最低工资与社保基金收入之间的因果关系。第三,本文的结论对现实政策制定具有重要启示:在人口老龄化进程加速推进和社保基金面临严峻收支平衡压力的现实背景下,要综合考量最低工资实施的正面和负面经济效应；既要充分认识到最低工资标准提高对于企业转型升级(资本劳动比提高)、劳动者权益保护的积极意义,也要充分考虑其对社保基金收入产生的负向影响；建立适当的补偿机制,以保障社保基金收入的长期可持续发展,做到劳动者权益保护与社保基金均衡发展并行不悖。
二、制度背景及理论分析
(一) 制度背景
自19世纪末新西兰建立最低工资制度开始,世界各国推行了众多保障工人权益的法案,其中最引人注目的是最低工资制度。中国虽然作为国际劳工组织的创始国和常任理事国,但建立最低工资制度较晚,直到1993年原劳动部才以行政规章的形式颁布首个最低工资政策《企业最低工资规定》,标志着最低工资制度开始在中国实施。然而,地区间资源禀赋以及要素市场参差不齐,区域间经济发展水平差异明显,加之各级政府并未强制执行,使得该规定并未得到全面有效的推行,政策最初的保障效果未能真正显现。随后,伴随着要素市场的发展与经济水平的提升,原劳动和社会保障部于2003年底在第七次部务会议重新审议通过了新的《最低工资规定》,新法自2004年3月1日起在全国范围内全面推行,并强制实施。由此,最低工资制度才真正意义上在全国范围内建立起来。刘行和赵晓阳(2019)发现,截至2015年,全国各地最低工资标准已经从改革初期2004年的430.75元增加到2015年的1 549.22元,增幅达到 359.66%。可见,政策实施后企业的劳动力成本呈现出明显的上升趋势,为我们利用《最低工资规定》出台和企业成立时间的差异来构建断点回归模型研究最低工资对社保基金收入的影响提供了良好的契机。
本文研究主要聚焦于2004年开始实施的《最低工资规定》,主要的考虑如下:第一,2004年开始实施的新《最低工资规定》在1993年旧《企业最低工资规定》基础上从多个方面对现行的最低工资制度进行了调整和完善。其中,新规对最低工资标准的含义进行了详细界定和解释,明确指出各地区可以根据本地经济发展水平以及实际制定不同的最低工资,并特别强调各地区每两年至少调整一次。第二,新规定对企业雇用劳动力施加了“硬约束”,提高了原规定中对违规企业的处罚力度,要求违规企业除了在限期补发所欠劳动者工资,还须支付所欠工资1—5倍不等的劳动者赔偿金。这些措施极大地增强了对劳动者的保护力度,同时极大地影响了企业的生产行为,并间接影响了企业社保费用的上缴。
综上分析可知,2004年《最低工资规定》在保障劳动者权益的同时,增加了企业的劳动成本,对企业的生产经营行为产生了不可忽视的影响,企业为了积极应对成本不断上涨的压力会改变企业的社保缴费意愿和参保概率,最终影响社保基金收入。从理论上看,2004年《最低工资规定》会使企业在政策实施前后面临不同的最低工资水平,致使企业需要支付的劳动力成本面临较大幅度的调整,因而在“临界点”(政策实行的2004年)附近的企业可能仅仅因为成立时间的差异使得受到政策影响的程度不同(黄保聪等,2021)。已有研究发现,那些在《最低工资规定》下发前就已经成立的企业由于具有丰富的市场经验可以通过学习效应降低信息成本和决策的不确定性,从而在面对劳动力成本调整的压力时对生产要素投入的调整更为合理,受政策影响的程度也相对较低(David 等,2014；徐舒等,2020)；相比较而言,2004年以后成立的企业由于市场信息不完全、非对称和决策成本的差异以及市场经验的欠缺,对要素投入和风险冲击的调整能力更差,致使企业在《最低工资政策》颁布之后受到的冲击更为明显(徐舒等,2020)。另外,劳动力市场调整常常存在时滞效应(Wang 等,2021),虽然《最低工资政策》出台后成立的企业对最低工资制度可能已有预期,但劳动力政策的时滞效应(如劳动力市场分割导致企业无法在面对冲击时及时调整自身战略)使得新企业对最低工资制度带来的成本冲击准备不足,受到的影响更加明显(Wang 等,2021)。因此,在2004年之后成立的新企业相比于2004年之前成立的老企业其反应能力和速度更加缓慢,其受到的政策冲击或者政策强度更大。具体到社保缴费,由于社保缴费相对于最低工资是一种“软约束”,老企业因信息优势、经验丰富在面对成本冲击时调整较快,受到的政策冲击较小。因此,最低工资标准提高给新成立企业带来的成本压力更大,其社保规避更加明显。
(二) 理论分析
本文认为,最低工资标准提高影响社保基金收入的主要逻辑在于:一方面,最低工资标准上涨会迫使企业劳动力成本上升,增加企业生产经营负担,降低企业经营绩效和市场价值。企业为了减轻最低工资带来的成本增长压力会通过调整社保缴费基数(减少雇员数量、削减员工工资总额)的方式来应对(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016),导致社保基金收入减少。另一方面,随着最低工资不断提高并成为“硬约束”,企业劳动投资所带来的边际收益下降,而资本投资带来的边际收益逐渐上升。此时,企业会提升资本劳动比来应对发展压力从而挤出社保缴费(唐珏和封进,2019)、降低社保参保概率和缴费意愿,最终导致社保基金收入减少。因此,理解这一机制需要从缴费基数效应和要素替代效应两个方面来展开。
在缴费基数效应方面,最低工资标准提升会增加企业的用工成本,同时增加企业现金流出,降低企业盈利能力和经营绩效。企业为了提升发展动能会通过逃避社保缴费等方式来减轻最低工资带来的压力效应(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016)。现有研究发现,《最低工资规定》的实施在加强劳动保护的同时会给企业施加“硬约束”,增加其用工成本,包括增加企业对劳动力的雇佣成本和解雇成本(马双等,2012；刘媛媛和刘斌,2014；潘红波和陈世来,2017)。具体来说,一方面,由于最低工资变成“硬约束”,企业需要遵守不断调整的最低工资,使得企业雇用劳动力的相对价格上升,迫使企业支付给员工更高的薪资报酬,增加企业的生产成本和现金流出,导致企业利润和收益的降低(Draca 等,2011；陆瑶等,2017)。另一方面,随着最低工资标准的上涨,企业解雇“旧员工”的相对成本增加(马双等,2012)。因为企业劳动力技能的提升和市场经验的累积需要企业在前期投入大量的人力、物力和财力,最低工资提升的压力使企业在解雇员工时面临“两难困境”,导致市场上劳动力流动性减弱,生产调整难度增加,加大企业生产经营的脆弱性和风险性(刘行和赵晓阳,2019),影响企业长期经营和发展。此时,为了规避成本增加所带来的绩效损失和经营风险,理性的企业会选择逃避社保缴费、减少社保缴费基数的方式来转移不断上升的成本风险(Wessels,1987；Long 和Yang,2016),从而降低社保基金收入。
在要素替代效应方面,最低工资标准提升会大幅增加企业的劳动成本,降低企业劳动投入的边际回报率,促使企业转型以应对利润和绩效下滑的沉重压力。具体而言,一方面,最低工资标准提升会导致劳动力相对价格的上升,为应对经营之困企业可能会通过减少雇员数量、削减费用等方式弥补成本上升所带来的企业绩效损失(唐珏和封进,2019)。另一方面,劳动成本压力不断增加,企业通过减少雇员转移成本压力的空间被压缩,且这一对策无法成为企业长久发展的“良药”,企业急需求变来解决困境,提升价值。其中一个可行的方式是,企业通过调整自身经营策略转变发展方式,增加资本要素投入的同时缩减劳动要素占比,即通过转型升级(提高资本劳动比)来解决劳动力成本不断上升的问题。要素替代背后的逻辑在于,随着经济的发展以及人口红利的消失,投资劳动可以获取的收益率逐渐降低,而资本要素的投资回报率逐渐增加。企业在劳动投入和资本投入的权衡中会更倾向于资本投入。在本文的情景中,最低工资标准提高导致劳动力相对价格的上升,会促使企业更多地使用资本对劳动进行替代。因此,通过资本劳动两大生产要素的相互替代,企业可能会增加资本劳动比来纾困。当然,企业在增加资本投入的过程中需要大量的现金或者现金等价物,此时企业可能会降低社保实际缴费率和参保概率,通过挤出社保缴费来截留现金,增加发展动能。因此,本文提出如下研究假设:最低工资标准的上涨通过缴费基数效应和要素替代效应降低企业的社保缴费基数、提高资本劳动比,最终导致社保基金收入减少,不利于社保基金收入的长期均衡发展。
三、研究设计
(一) 样本选择和数据来源
为评估最低工资标准提高对社保基金收入的影响,本文使用2000—2007年中国工业企业数据库开展研究,主要出于以下方面的原因:第一,中国工业企业数据库仅在2000—2007年报告了企业的社保缴费等详细信息(刘子兰等,2020),2007年之后没有相关数据汇报。第二,《最低工资规定》于2004年开始实施,断点回归要求使用断点两侧的样本进行估计以获得平均处理效应(LATE)。而且,样本期内劳动保护政策和社保制度没有发生明显调整(2008年《劳动保护法》实施,因此没有使用2008年后的数据)。此外,本文还对样本区间进行了如下处理:参考Brandt 等(2012)的处理方法,将2000—2007年的截面数据按照企业代码、企业名称、法人代表等信息对企业重新识别并合并为面板数据；对中国工业企业数据库存在的缺失值和异常统计值进行处理,删除了销售额明显小于500万元、职工人数少于8人、总资产小于流动资产等的企业。
(二) 模型设定
为准确识别最低工资对社保基金收入的影响,本文构建了如下计量模型:
模型(1)中,为被解释变量,表示社保基金收入,用社保缴费进行衡量,其中社保缴费等于养老和医疗保险与待业保险的总额。为分组虚拟变量,其值取决于驱动变量的大小,(gap,mwage)为多项式函数。具体而言,本文将驱动变量设置为企业的成立月份与2004年最低工资规定实施月份之差。例如,企业成立时间为2003年11月,则=-4；若企业成立时间为2004年6月,则=3。因此,大于等于0表示企业开工时间在2004年3月1日之后,处于处理组取值为1,反之企业处于对照组取值为0。为我们感兴趣的最低工资对社保基金收入的局部平均处理效应,为其他控制变量,包括企业规模等企业层面的变量,用于控制企业层面随时间变化的因素对社保基金收入的影响。需要说明的是,断点回归使用截面数据进行局部非参数估计无须控制个体与时间固定效应(李芳华等,2020),ε为误差项。
(三) 变量定义
本文被解释变量为社保基金收入(),借鉴现有文献(唐珏和封进,2019；刘子兰等,2020),将社保缴费总额作为社保基金收入的衡量指标。后文将放松这一设定,采用狭义社保缴费(养老保险与医疗保险之和)、参保概率(是否参保)以及社保实际缴费率(社保缴费总额与上一年度工资总额以及社保缴费总额与工资总额的比值表示)作为社保基金的衡量指标进行稳健性检验。最低工资()是本文的核心解释变量,采用分组虚拟变量的方式进行衡量。考虑到影响社保基金收入的因素较多,在控制变量方面,参考相关研究(唐珏和封进,2019；刘子兰等,2020；Li 等,2021),本文控制了公司年龄()、企业规模()、盈利能力()、资产负债率()、雇佣人数()、平均工资()、利润率()和企业绩效()。当然,为了防止极端值和异常值对回归结果的干扰,对公司特征变量在1%和99%分位数内进行缩尾处理。
四、实证分析与机制检验
(一) 断点回归开展的前置检验
进行断点回归分析需要满足一定的前提条件,即检验被解释变量社保基金收入在最低工资政策出台时间“临界点”附近是否存在明显的跳跃(Chen等,2019)。若社保基金收入在政策冲击时间点附近平滑分布,并未出现明显的断点和跳跃,则说明不宜使用断点回归模型进行分析。具体检验结果显示,社保基金收入在断点附近出现了明显的向下跳跃,说明在最低工资规定实施后,社保基金收入有了明显下降,初步表明本文的模型设计合理,使用断点回归模型进行分析较为适宜,当然后文中将进行更为严格的检验。
(二) 主要实证结果与分析
表1汇报了最低工资对社保基金收入影响的基准回归结果。其中,第(1)—(3)列没有进行聚类稳健调整,第(4)—(6)列则在企业层面聚类稳健调整,最优带宽主要使用Calonico 等(2019)的方法确定(李芳华等,2020)。从表1 Panel A中第(1)—(3)列估计结果中不难发现,最低工资标准对社保收入的估计系数显着为负,初步说明最低工资标准提高对社保基金收入具有负向影响。不过,估计结果可能会受到异方差和自相关的干扰,使估计结果存在偏误。为进一步识别两者的关系,Panel A中第(4)—(6)列报告了经过聚类稳健调整的估计结果。结果显示,《最低工资规定》出台后成立的新企业社保基金收入均低于政策出台前成立的老企业,说明《最低工资规定》的下发对社保基金收入具有显着负向影响,最低工资标准提高对社保基金收入产生了明显的抑制作用。总体而言,《最低工资规定》的实施使社保基金收入有了较为明显的减少。这表明最低工资的提高增加了企业的社保逃费,降低了社保基金收入,不利于社保基金长期均衡和可持续的发展。最后,为了保证估计结果的稳健性,本文在Panel B中进一步报告了控制协变量的估计结果,发现结论并没有发生明显改变,进一步证明了两者之间的负向关系。
表1 断点不连续(RD)基准回归结果
(三) 机制检验
提高最低工资标准如何影响社保基金收入?本部分我们考察最低工资影响社保基金收入的具体路径。由前文的理论分析可知,最低工资标准的上涨提高了企业的生产经营成本,一方面降低了企业的社保缴费基数；另一方面提高了企业资本劳动比,挤出了企业的社保缴费,减少了社保基金收入。接下来我们对影响社保基金收入的潜在机制进行检验。
(1) 社保缴费基数调整。如前所述,以往研究发现,最低工资标准的上涨会直接增加企业的劳动成本(马双等,2012；陆瑶等,2017),挤出企业的现金流,致使企业损失大量的再生产资料,从而挤压企业的利润空间,降低企业的经营绩效。刘行和赵晓阳(2019)发现,最低工资标准的提高会增加企业的劳动成本与生产调整难度,增加企业税收规避,但避税的处罚成本较高。当然,企业除了通过税收规避来缓解成本上升的压力,亦可通过调整社保缴费基数的方式来给予应对(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016)。主要原因在于,中国的社保费征管没有上位法做后盾,社保逃费、社保违规以及社保违法等现象广泛存在,存在较大的社保费规避空间(赵绍阳和杨豪,2016)。因此,在面对最低工资标准提高带来的成本压力时,企业会选择逃避社保缴费的方式来“纾困”。在本部分,我们首先检验最低工资标准提高对企业社保缴费基数的影响。具体而言,参考唐珏和封进(2019)的研究,本文采用以下三种方式衡量社保缴费基数:第一,员工工资和福利总额(),用企业付给职工个人的工资和福利支出总和的对数表示。第二,员工工资总额(),用企业支付给职工个人的工资总额的对数表示。第三,从业人数(),用企业雇员总数取对数表示。具体检验结果如表2第(1)—(3)列所示,最低工资标准的上涨确实降低了企业的员工工资和从业人数,与理论预期基本一致。因此,最低工资标准上涨导致的成本压力会促使企业通过调整社保缴费基数来应对。
(2) 资本劳动替代。推行最低工资改革后,企业劳动力的相对价格上升。此时企业可能会通过减少雇员数量、增加投资等方式实现企业转型升级(提升资本劳动比),以弥补成本上升所带来的绩效损失(唐珏和封进,2019)。因此,资本劳动要素相互替代、资本劳动比提升会产生挤出效应,从而降低企业社保缴费的意愿和概率并最终降低社保基金收入。具体地,本文采用以下方式衡量劳动资本比对上述预期进行检验:第一,人均固定资产(),用固定资产与企业从业人数的比值表示；第二,就业人数(),用企业从业人数取对数表示。检验结果如表2中第(3)—(4)列所示,最低工资标准的上涨显着增加了人均固定资产投资,减少了企业劳动力雇员总数,提高了资本劳动比。这说明,最低工资标准的提高会使企业选择以资本代替劳动力,有助于加快企业的转型发展,但是也要充分注意到其对于劳动力就业和社保基金收入的负向冲击。
表2 潜在的机制检验
综上可知,最低工资标准的上涨提高了劳动力成本,提高了资本劳动比,使得企业逃避社保缴费,通过缴费基数效应和要素替代效应降低了企业的社保缴费基数,从而降低了社保基金收入。
五、异质性分析与稳健性检验
(一) 异质性分析①异质性分析结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。
最低工资标准提高可能对具有不同特征的企业产生不同的影响,企业劳动占比、所处地区、工资水平以及企业规模等不同都可能会导致其受到的政策冲击存在差异。
(1) 劳动密集型和非劳动密集型。从理论上来说,最低工资标准提高会直接影响企业劳动成本,可能主要影响劳动密集型企业的成本调整,对非劳动密集型企业的影响则较小。可能的原因在于,一方面,劳动密集型企业劳动成本在企业总成本中占据较大比例,因其对人工成本上升反应更加敏感,受到最低工资改革的影响更大。另一方面,劳动密集型企业主要依靠相对低廉的成本获取市场竞争优势,随着劳动力成本的上升企业市场竞争力会受到较大影响,因此其对最低工资标准的调整更为关切。为了检验这一推论,参考现有文献(马双等,2012；蒋灵多和陆毅,2017)中关于劳动密集型行业与低技术和低技能密集型产品的界定,本文将样本数据分为非劳动密集型产业和劳动密集型产业进行检验。结果显示,与非劳动密集型产业相比,最低工资标准提高后劳动密集型产业在社保基金收入的变化更为明显。
(2) 大规模企业和小规模企业。由于其雄厚的资金实力、规范的财务制度以及相对便捷的融资渠道,大规模企业对最低工资标准提升的敏感性较低。与之相反,小规模企业更容易受到外部政策环境的影响,当最低工资标准提高时会主动采取措施防止最低工资标准提升而带来的各种潜在风险。不同企业规模下最低工资标准提升对社保基金收入影响的回归结果显示,无论是大规模企业还小规模企业,在面临最低工资标准提升带来的压力时都会主动采取措施降低社保缴费,相比较而言,小规模企业在《最低工资规定》下发后,社保缴费收入下降效果更为明显。
(3) 西部、东部和中部企业。我国地域辽阔、区域管理层级众多,协调区域均衡发展是国家重要的战略目标。长期以来,我国区域间经济发展水平参差不齐,直接导致了地区间最低工资水平的高低不等。理论上,2004年《最低工资规定》在各地区的执行力度以及影响后果可能因地理区位不同而存在较大的差异。结果显示,《最低工资规定》发布后,西部、东部和中部地区社保基金收入水平均有下降,说明这一劳动保护政策对全国的企业都产生了一定的负面影响。比较分析发现,最低工资标准提升对相对落后的西部和中部地区社保基金的降低效果更加明显。
(4) 工资水平。理论上来说,最低工资制度对不同工资水平企业的影响可能存在较大差异。工资水平较高的企业对最低工资不敏感,在最低工资制度出台后其社保缴费挤出较少；相反,那些工资水平较低的企业受到最低工资提高的影响更大,社保缴费的规避现象可能更为突出。接下来,我们以工资水平的中位数为依据将研究样本分为高低两组,并分组检验最低工资制度对不同工资水平企业社保缴费的影响差异。结果显示,工资水平较低的企业在面临最低工资提升带来的压力时,其社保缴费收入下降效果更为明显。这表明,较低工资水平的企业对最低工资制度的反应更加敏感,受到的政策冲击更大。
(二) 稳健性检验②稳健性检验相关结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。
(1) 有效性检验。在满足断点回归估计前置条件的基础上,本文检验还需满足以下几个前提条件(Chen 等,2019；徐舒等,2020):第一,个体能否操纵估计结果。从直方图可知,成立时间在2004年3月1日附近的企业并不存在明显断点,呈现连续变化。与此同时,驱动变量密度函数连续性检验(McCrary,2008)的结果也显示,在断点两侧企业成立时间分布的密度函数并不存在显着差异,充分表明企业成立时间并未被人为操控。进一步地,由于McCrary(2008)对个体操控的检验主要基于非参数局部多项式密度估计量,而该检验需要对数据进行预合并。Cattaneo 等(2018)对此进行改进,基于局部多项式密度估计器的操作进行测试,该估计最大的优势是不需要对数据进行预合并,有利于提高拟合的精准度。本文跟随Cattaneo 等(2018)的研究,使用局部多项式密度估计(局部二次逼近)实施断点不连续的操作测试,并绘制相应的密度函数。检验发现,个体并未对驱动变量进行操控。第二,其他前定变量(控制变量)在断点附近的连续性。从检验结果可以看出,众多的前定变量在改革“临界点”附近是连续的,并未发生非常明显的跳跃,说明其他控制变量并未干扰本文的估计结果,断点两侧社保基金收入的差异完全是最低工资政策冲击导致的。
(2) 安慰剂检验。为了检验本文的估计结果不是偶然获得,我们构建出一个反事实的政策断点,并对基准模型重新进行估计。具体而言,前文将断点位置设为0,在本部分我们改变断点的具体位置,将断点的位置调整为1、1.25、-3、和-5,以此来检验前文的基准结论。安慰剂检验结果显示,核心被解释变量在改变断点位置后呈现平滑分布,均不存在明显跳跃,说明前文的估计结果是稳健的,也在一定程度上说明本文的估计结果并非由时间上的偶然因素产生。
(3) 替换社保基金收入衡量指标。前文选取社保缴费总额衡量社保基金收入,但是由于中国工业企业数据库中待业保险数据存在大量缺失值,不少研究在计算社保缴费时将待业保险删除(唐珏和封进,2019；刘子兰等,2020)。本部分为了进一步验证变量选取的合理性以及研究结果的稳健性,我们首先用养老保险和医疗保险的总和(1)替换社保缴费总额,改变社保基金收入的度量方式并重新对原模型进行回归；其次,使用实际缴费率和参保概率再次衡量社保基金收入并重新进行检验。在实际缴费率和参保概率的衡量上,本文参考唐珏和封进(2019)、刘子兰等(2020),采用以下几种方式衡量:一是实际缴费率1(1),用社保总额与上一年职工工资总额的比值表示；二是实际缴费率2(2),用社保缴费总额与职工工资总额的比值表示；三是参保概率(),当社保缴费总额大于0时,该变量设为1,反之为0。以上检验均发现,最低工资政策与社保基金之间的负向关系依旧显着,说明即使在考虑指标衡量偏误的情况下,本文的结果依旧稳健。
(4) 数据操控问题。由于配置变量附近的某些观测值可能存在过多聚集的问题,会对本文的估计结果产生影响(谢谦等,2019)。在实证设计中,我们认为企业无法事先预知并操控企业的成立时间,但是为了保证研究的严谨性和可靠性,在本部分尝试去掉断点附近的某些观测值,进行甜甜圈RD(Donut hole RD),以防止出现数据堆积问题影响结果的稳健性。具体而言,本文删除政策实施时间2004年3月1日前后1个月的样本,重新估计了RD回归结果。结果显示,即使在剔除样本聚集和自我操控可能的情况下,本文的结果依旧稳健。
(5) 排除竞争性假说。最低工资政策于2004年实施,同年我国还在东北三省推行了增值税转型试点改革。由于这一政策的实施与最低工资实行存在重叠,会对微观企业行为产生影响,可能会影响社保基金收入。为了保证研究结果的稳健性,我们删除了注册地位于东北三省的企业,以排除这一政策对本文的干扰。检验结果发现,在排除增值税转型干扰政策的影响后,最低工资政策和社保基金收入的负向关系依旧稳健。
(6) 其他带宽条件下的断点估计。考虑到断点回归估计结果可能会受到带宽选择的影响,进而影响本文估计结果的准确性。为此,本文借鉴Chen 等(2019)、徐舒等(2020),尝试改变断点两侧样本的带宽并重新对模型进行估计,以进一步加强结论的稳健性。结果显示,无论采用何种方式作为最优带宽进行断点估计,本文结论依然成立,充分说明带宽的选取对本文的估计结果影响较小。
(7) 其他稳健性检验。除了上述稳健性检验,本文还进行了以下检验:第一,工业企业数据库中较多企业的社保缴费数据为0,一方面可能是因为这些企业确实没有缴费,另一方面也可能是因为这些企业在会计处理上将社保缴费计入工资总额当中从而导致数据缺失(唐珏和封进,2019),这可能导致社保缴费数据存在误差。因此,我们删除了社保缴费为0的企业。第二,工业企业数据库中不同年份社保缴费数据的统计口径存在差异,比如2004年之前没有养老和医疗保险费项目,但有劳动保险费或劳动待业保险费,且2002年和2003年没有养老保险相关缴费信息(唐珏和封进,2019)。因此,我们删除了2002年和2003年的数据,同时也直接使用2004—2007年的数据进行稳健性检验。第三,删除了基准回归中的机制变量(雇佣人数),同时利用2004—2007年的数据计算社保实际缴费率重新进行检验。检验结果发现,无论如何调整样本和指标衡量,本文估计结果依旧稳健。
六、宏观层面的检验
前文主要基于微观层面的数据(2000—2007年)考察最低工资与社保基金收入的影响,接下来我们进一步收集宏观层面2000—2020年的最低工资和社保基金数据,在宏观层面上分析最低工资对社保基金收入的影响。具体的模型设定如下:
模型(2)中,表示省份,为年份,表示社保基金收入,核心解释变量表示地区最低工资。其他变量、、ln、ln、ln、ln、ln、ln分别表示地区人均生产总值、城镇化率、总人口、财政收入、工资总额、从业人数、进出口贸易总额、人口流动等以控制其他因素对社保基金收入的影响。上述城市层面的数据来自2000—2020年的《中国统计年鉴》。γ、λ、ε分别表示省级、时间层面固定效应以及误差项。
表3为宏观层面最低工资与社保基金收入的检验结果。其中,第(1)列和第(3)列为2000—2007年样本估计结果,第(2)列和第(4)列为2000—2020年的估计结果。观察回归结果可以发现,最低工资对社保基金收入影响的估计系数显着为负,说明在宏观层面最低工资的提升会降低社保基金收入,这与上文微观层面的发现保持一致。这个结果进一步表明,最低工资的提升会产生负向外溢效应,不利于社保基金收入的长期均衡和可持续发展。因此,在未来的改革中需要对最低工资产生的外溢效应进行评估以实现最优化的发展目标。
表3 最低工资与社保基金收入
七、研究结论与启示
中国正处在老龄化进程快速推进的历史节点,提高社保基金收入和协调社保基金的均衡发展,已经成为当前必须高度重视和亟待解决的重大现实问题。基于此背景,本文尝试从最低工资视角切入,以《最低工资规定》发布为准实验,采用非参断点回归方法评估最低工资标准提高对社保基金收入的影响,并对潜在的影响机制进行实证检验。结果表明,鱼和熊掌不可兼得,最低工资标准的提高显着降低了社保基金收入,且这一负向效应在进一步宏观层面的数据检验中依旧存在。其作用机制是,最低工资标准的提高产生了缴费基数效应和要素替代效应,促使企业降低社保缴费意愿和参保概率,减少了社保基金收入。异质性分析发现,劳动力密集型企业、中西部地区企业、工资水平较低的企业以及小规模企业在《最低工资规定》实施后,社保基金收入的下降更加明显。
本文可能的政策启示如下:第一,随着最低工资制度的不断完善,企业的劳动成本明显上升,降低了企业的经营绩效和参保意愿,挤出了社会保险缴费,对社保基金产生了明显的负向影响。因此,未来的改革进程中在完善最低工资制度、保障劳动者权益的同时,要增加对微观企业的政策扶持,给予适当的税收优惠,特别是提高企业对于工薪支出的税收抵扣力度以减轻负担,增强发展动能,扩大社保基金缴纳基数“蛋糕”,形成企业绩效提升和社保基金收入增长双赢的局面。第二,本文结论意味着在制定劳动保护政策时要综合考量最低工资提高所导致的多重经济效应,既要充分认识最低工资标准提高对企业转型升级(资本劳动比提高)、劳动者权益保护的积极意义,也要充分考虑其对社保缴费产生的负向影响,协调好各方利益。第三,结果表明,最低工资标准的提升会对不同区域、不同类型的企业产生明显的异质性影响。例如,最低工资标准的提升会对中部和西部落后地区社保基金收入的冲击更加明显,这与目前落后地区社保基金“收不抵支”、基金缺口不断加大的现实背景较为一致。未来改革要加快社保基金全国统筹,适当加大中西部偏远落后地区社保基金划拨,协调地区的均衡发展。第四,本文研究发现,最低工资标准提高不利于社保基金收入的长期可持续发展,因此未来要建立适当的补偿机制(如增加财政补贴和国有资本划转等)来弥补基金缺口以保障社保基金的收支均衡和可持续发展。第五,在人口出生率大幅下降、老龄化进程不断加快和社保基金增长受限的重大现实背景下,政策改革不能“按下葫芦浮起瓢”,要密切关注劳动保护和社保基金收入的关系,多措并举、多方评估并协调两者的发展关系。
