李連友 黃保聰 譚光榮

(1.湖南大學公共管理學院 湖南長沙 410079)

(2.湖南大學經濟與貿易學院 湖南長沙 410079)

一、引言

近年來,隨著人口老齡化進程不斷加快,我國社會保險(以下簡稱“社保”)基金面臨嚴峻的收支平衡壓力?！度肆Y源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示,在剔除財政補貼后,2015年我國城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險已經收不抵支(唐玨和封進,2019；趙仁杰和范子英,2020)?；诖?2017年黨的十九大報告指出,要確保各項社會保險基金收支平衡、制度穩(wěn)定長期運行,構建一個多層次和具有可持續(xù)性的社會保障制度。2019年《國務院政府工作報告》再次強調要增強基本養(yǎng)老保險制度的可持續(xù)性,實現社?；鸬目沙掷m(xù)發(fā)展。可見,提升社?；鹗杖搿崿F社?；鸬目沙掷m(xù)發(fā)展儼然成為當前亟待解決的重要問題。因此,從多角度、多領域探尋影響社?；鹗杖氲囊蛩睾蜐撛诼窂讲粌H有助于深入了解社保基金收不抵支困境的形成,還有助于推動我國社?；痖L期穩(wěn)定和均衡的發(fā)展。為此,本文嘗試從勞動保護這一最為密切的視角去探尋影響社?；鹗杖氲臐撛诼窂?旨在為推動社?；鹗杖氲脑鲩L和可持續(xù)發(fā)展提供有益思路,進而促進我國經濟社會的持續(xù)健康發(fā)展。

已有研究認為,最低工資作為一種重要的勞動力保護政策,會對就業(yè)、工資水平以及微觀企業(yè)行為產生深刻的影響(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016；陸瑤等,2017)。一方面,近年來,隨著勞動要素成本的不斷上升,我國最低工資標準頻繁上調且調整幅度較大,由此帶來的勞動力成本攀升必然會對員工福利和企業(yè)生產行為產生不可忽視的影響(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016)。Royalty(2000)、Simon 和 Kaestner(2004)的研究發(fā)現,最低工資標準帶來的成本上升壓力會降低低技能員工獲取社會福利的概率。劉子蘭等(2020)發(fā)現最低工資標準提高損害了社會保險參保積極性。令人遺憾的是,目前僅有少數研究關注最低工資政策對微觀企業(yè)特別是對企業(yè)社保繳費情況的影響。另一方面,隨著人口出生率大幅下降、老齡化進程持續(xù)加快,我國社?；鹈媾R嚴重的收支壓力(趙仁杰和范子英,2020)。另外,為了激發(fā)市場活力,提升企業(yè)經營績效,助推經濟的高質量發(fā)展,我國在2018—2019年開啟了大規(guī)模的“減稅降費”運動,這在短期內勢必會減少企業(yè)社保繳費,降低社?；鹗杖?使得社?；鹗罩胶饷媾R更大的壓力。在此背景下去探尋社?；鹈媾R的潛在困境和形成機制顯得尤為重要。為此,本文擬從勞動保護角度出發(fā),基于2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數據,利用2004年發(fā)布《最低工資規(guī)定》這一事件沖擊,構建斷點回歸模型探討最低工資標準提升對社?；鹗杖氲挠绊懠捌錆撛跈C制,為拓展社?；鹗杖腩I域的相關研究以及積極推進社保基金收支平衡提供有益思路,推動我國經濟高質量發(fā)展。

鑒于此,本文以《最低工資規(guī)定》下發(fā)為準實驗,采用斷點回歸方法評估了最低工資標準提高對社?；鹗杖氲挠绊懠捌渥饔脵C制?；诤暧^與微觀層面的檢驗均發(fā)現魚和熊掌不可兼得,最低工資標準的上調顯著降低了社?；鹗杖?。其作用機制在于,最低工資標準上調產生了“繳費基數效應”和“要素替代效應”,降低了企業(yè)的社保繳費意愿和參保概率,導致社保基金收入減少。異質性檢驗發(fā)現,勞動力密集型企業(yè)、低工資企業(yè)、中西部地區(qū)企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)在實施最低工資規(guī)定后,社?；鹗杖胂陆涤葹槊黠@。上述結果表明,最低工資標準上調帶來的經營之“困”會顯著降低社?；鹗杖?影響社?；鸬目沙掷m(xù)發(fā)展。

與既有文獻相比,本文可能的邊際貢獻如下:第一,從最低工資視角考察了其對社?；鹗杖氲挠绊?揭示了最低工資標準上漲會產生“繳費基數效應”和“要素替代效應”,促使企業(yè)降低社保繳費基數和倒逼企業(yè)轉型升級等降低社?；鹗杖氲淖饔脵C制,豐富了社?；鹗杖牒妥畹凸べY經濟后果的理論文獻。第二,本文利用《最低工資規(guī)定》下發(fā)為事件沖擊,基于企業(yè)成立時間不同所導致的最低工資差異構建非參斷點回歸模型,系統(tǒng)評估最低工資對社?；鹗杖氲挠绊懠皾撛跈C制,在一定程度上緩解了以往研究的內生性問題,更為準確地識別了最低工資與社?；鹗杖胫g的因果關系。第三,本文的結論對現實政策制定具有重要啟示:在人口老齡化進程加速推進和社?；鹈媾R嚴峻收支平衡壓力的現實背景下,要綜合考量最低工資實施的正面和負面經濟效應；既要充分認識到最低工資標準提高對于企業(yè)轉型升級(資本勞動比提高)、勞動者權益保護的積極意義,也要充分考慮其對社?；鹗杖氘a生的負向影響；建立適當的補償機制,以保障社?；鹗杖氲拈L期可持續(xù)發(fā)展,做到勞動者權益保護與社?；鹁獍l(fā)展并行不悖。

二、制度背景及理論分析

(一) 制度背景

自19世紀末新西蘭建立最低工資制度開始,世界各國推行了眾多保障工人權益的法案,其中最引人注目的是最低工資制度。中國雖然作為國際勞工組織的創(chuàng)始國和常任理事國,但建立最低工資制度較晚,直到1993年原勞動部才以行政規(guī)章的形式頒布首個最低工資政策《企業(yè)最低工資規(guī)定》,標志著最低工資制度開始在中國實施。然而,地區(qū)間資源稟賦以及要素市場參差不齊,區(qū)域間經濟發(fā)展水平差異明顯,加之各級政府并未強制執(zhí)行,使得該規(guī)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顯現。隨后,伴隨著要素市場的發(fā)展與經濟水平的提升,原勞動和社會保障部于2003年底在第七次部務會議重新審議通過了新的《最低工資規(guī)定》,新法自2004年3月1日起在全國范圍內全面推行,并強制實施。由此,最低工資制度才真正意義上在全國范圍內建立起來。劉行和趙曉陽(2019)發(fā)現,截至2015年,全國各地最低工資標準已經從改革初期2004年的430.75元增加到2015年的1 549.22元,增幅達到 359.66%。可見,政策實施后企業(yè)的勞動力成本呈現出明顯的上升趨勢,為我們利用《最低工資規(guī)定》出臺和企業(yè)成立時間的差異來構建斷點回歸模型研究最低工資對社?；鹗杖氲挠绊懱峁┝肆己玫钠鯔C。

本文研究主要聚焦于2004年開始實施的《最低工資規(guī)定》,主要的考慮如下:第一,2004年開始實施的新《最低工資規(guī)定》在1993年舊《企業(yè)最低工資規(guī)定》基礎上從多個方面對現行的最低工資制度進行了調整和完善。其中,新規(guī)對最低工資標準的含義進行了詳細界定和解釋,明確指出各地區(qū)可以根據本地經濟發(fā)展水平以及實際制定不同的最低工資,并特別強調各地區(qū)每兩年至少調整一次。第二,新規(guī)定對企業(yè)雇用勞動力施加了“硬約束”,提高了原規(guī)定中對違規(guī)企業(yè)的處罰力度,要求違規(guī)企業(yè)除了在限期補發(fā)所欠勞動者工資,還須支付所欠工資1—5倍不等的勞動者賠償金。這些措施極大地增強了對勞動者的保護力度,同時極大地影響了企業(yè)的生產行為,并間接影響了企業(yè)社保費用的上繳。

綜上分析可知,2004年《最低工資規(guī)定》在保障勞動者權益的同時,增加了企業(yè)的勞動成本,對企業(yè)的生產經營行為產生了不可忽視的影響,企業(yè)為了積極應對成本不斷上漲的壓力會改變企業(yè)的社保繳費意愿和參保概率,最終影響社?；鹗杖?。從理論上看,2004年《最低工資規(guī)定》會使企業(yè)在政策實施前后面臨不同的最低工資水平,致使企業(yè)需要支付的勞動力成本面臨較大幅度的調整,因而在“臨界點”(政策實行的2004年)附近的企業(yè)可能僅僅因為成立時間的差異使得受到政策影響的程度不同(黃保聰等,2021)。已有研究發(fā)現,那些在《最低工資規(guī)定》下發(fā)前就已經成立的企業(yè)由于具有豐富的市場經驗可以通過學習效應降低信息成本和決策的不確定性,從而在面對勞動力成本調整的壓力時對生產要素投入的調整更為合理,受政策影響的程度也相對較低(David 等,2014；徐舒等,2020)；相比較而言,2004年以后成立的企業(yè)由于市場信息不完全、非對稱和決策成本的差異以及市場經驗的欠缺,對要素投入和風險沖擊的調整能力更差,致使企業(yè)在《最低工資政策》頒布之后受到的沖擊更為明顯(徐舒等,2020)。另外,勞動力市場調整常常存在時滯效應(Wang 等,2021),雖然《最低工資政策》出臺后成立的企業(yè)對最低工資制度可能已有預期,但勞動力政策的時滯效應(如勞動力市場分割導致企業(yè)無法在面對沖擊時及時調整自身戰(zhàn)略)使得新企業(yè)對最低工資制度帶來的成本沖擊準備不足,受到的影響更加明顯(Wang 等,2021)。因此,在2004年之后成立的新企業(yè)相比于2004年之前成立的老企業(yè)其反應能力和速度更加緩慢,其受到的政策沖擊或者政策強度更大。具體到社保繳費,由于社保繳費相對于最低工資是一種“軟約束”,老企業(yè)因信息優(yōu)勢、經驗豐富在面對成本沖擊時調整較快,受到的政策沖擊較小。因此,最低工資標準提高給新成立企業(yè)帶來的成本壓力更大,其社保規(guī)避更加明顯。

(二) 理論分析

本文認為,最低工資標準提高影響社?；鹗杖氲闹饕壿嬙谟?一方面,最低工資標準上漲會迫使企業(yè)勞動力成本上升,增加企業(yè)生產經營負擔,降低企業(yè)經營績效和市場價值。企業(yè)為了減輕最低工資帶來的成本增長壓力會通過調整社保繳費基數(減少雇員數量、削減員工工資總額)的方式來應對(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016),導致社?；鹗杖霚p少。另一方面,隨著最低工資不斷提高并成為“硬約束”,企業(yè)勞動投資所帶來的邊際收益下降,而資本投資帶來的邊際收益逐漸上升。此時,企業(yè)會提升資本勞動比來應對發(fā)展壓力從而擠出社保繳費(唐玨和封進,2019)、降低社保參保概率和繳費意愿,最終導致社保基金收入減少。因此,理解這一機制需要從繳費基數效應和要素替代效應兩個方面來展開。

在繳費基數效應方面,最低工資標準提升會增加企業(yè)的用工成本,同時增加企業(yè)現金流出,降低企業(yè)盈利能力和經營績效。企業(yè)為了提升發(fā)展動能會通過逃避社保繳費等方式來減輕最低工資帶來的壓力效應(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016)?，F有研究發(fā)現,《最低工資規(guī)定》的實施在加強勞動保護的同時會給企業(yè)施加“硬約束”,增加其用工成本,包括增加企業(yè)對勞動力的雇傭成本和解雇成本(馬雙等,2012；劉媛媛和劉斌,2014；潘紅波和陳世來,2017)。具體來說,一方面,由于最低工資變成“硬約束”,企業(yè)需要遵守不斷調整的最低工資,使得企業(yè)雇用勞動力的相對價格上升,迫使企業(yè)支付給員工更高的薪資報酬,增加企業(yè)的生產成本和現金流出,導致企業(yè)利潤和收益的降低(Draca 等,2011；陸瑤等,2017)。另一方面,隨著最低工資標準的上漲,企業(yè)解雇“舊員工”的相對成本增加(馬雙等,2012)。因為企業(yè)勞動力技能的提升和市場經驗的累積需要企業(yè)在前期投入大量的人力、物力和財力,最低工資提升的壓力使企業(yè)在解雇員工時面臨“兩難困境”,導致市場上勞動力流動性減弱,生產調整難度增加,加大企業(yè)生產經營的脆弱性和風險性(劉行和趙曉陽,2019),影響企業(yè)長期經營和發(fā)展。此時,為了規(guī)避成本增加所帶來的績效損失和經營風險,理性的企業(yè)會選擇逃避社保繳費、減少社保繳費基數的方式來轉移不斷上升的成本風險(Wessels,1987；Long 和Yang,2016),從而降低社?；鹗杖?。

在要素替代效應方面,最低工資標準提升會大幅增加企業(yè)的勞動成本,降低企業(yè)勞動投入的邊際回報率,促使企業(yè)轉型以應對利潤和績效下滑的沉重壓力。具體而言,一方面,最低工資標準提升會導致勞動力相對價格的上升,為應對經營之困企業(yè)可能會通過減少雇員數量、削減費用等方式彌補成本上升所帶來的企業(yè)績效損失(唐玨和封進,2019)。另一方面,勞動成本壓力不斷增加,企業(yè)通過減少雇員轉移成本壓力的空間被壓縮,且這一對策無法成為企業(yè)長久發(fā)展的“良藥”,企業(yè)急需求變來解決困境,提升價值。其中一個可行的方式是,企業(yè)通過調整自身經營策略轉變發(fā)展方式,增加資本要素投入的同時縮減勞動要素占比,即通過轉型升級(提高資本勞動比)來解決勞動力成本不斷上升的問題。要素替代背后的邏輯在于,隨著經濟的發(fā)展以及人口紅利的消失,投資勞動可以獲取的收益率逐漸降低,而資本要素的投資回報率逐漸增加。企業(yè)在勞動投入和資本投入的權衡中會更傾向于資本投入。在本文的情景中,最低工資標準提高導致勞動力相對價格的上升,會促使企業(yè)更多地使用資本對勞動進行替代。因此,通過資本勞動兩大生產要素的相互替代,企業(yè)可能會增加資本勞動比來紓困。當然,企業(yè)在增加資本投入的過程中需要大量的現金或者現金等價物,此時企業(yè)可能會降低社保實際繳費率和參保概率,通過擠出社保繳費來截留現金,增加發(fā)展動能。因此,本文提出如下研究假設:最低工資標準的上漲通過繳費基數效應和要素替代效應降低企業(yè)的社保繳費基數、提高資本勞動比,最終導致社?；鹗杖霚p少,不利于社?；鹗杖氲拈L期均衡發(fā)展。

三、研究設計

(一) 樣本選擇和數據來源

為評估最低工資標準提高對社?；鹗杖氲挠绊?本文使用2000—2007年中國工業(yè)企業(yè)數據庫開展研究,主要出于以下方面的原因:第一,中國工業(yè)企業(yè)數據庫僅在2000—2007年報告了企業(yè)的社保繳費等詳細信息(劉子蘭等,2020),2007年之后沒有相關數據匯報。第二,《最低工資規(guī)定》于2004年開始實施,斷點回歸要求使用斷點兩側的樣本進行估計以獲得平均處理效應(LATE)。而且,樣本期內勞動保護政策和社保制度沒有發(fā)生明顯調整(2008年《勞動保護法》實施,因此沒有使用2008年后的數據)。此外,本文還對樣本區(qū)間進行了如下處理:參考Brandt 等(2012)的處理方法,將2000—2007年的截面數據按照企業(yè)代碼、企業(yè)名稱、法人代表等信息對企業(yè)重新識別并合并為面板數據；對中國工業(yè)企業(yè)數據庫存在的缺失值和異常統(tǒng)計值進行處理,刪除了銷售額明顯小于500萬元、職工人數少于8人、總資產小于流動資產等的企業(yè)。

(二) 模型設定

為準確識別最低工資對社?；鹗杖氲挠绊?本文構建了如下計量模型:

模型(1)中,為被解釋變量,表示社?；鹗杖?用社保繳費進行衡量,其中社保繳費等于養(yǎng)老和醫(yī)療保險與待業(yè)保險的總額。為分組虛擬變量,其值取決于驅動變量的大小,(gap,mwage)為多項式函數。具體而言,本文將驅動變量設置為企業(yè)的成立月份與2004年最低工資規(guī)定實施月份之差。例如,企業(yè)成立時間為2003年11月,則=-4；若企業(yè)成立時間為2004年6月,則=3。因此,大于等于0表示企業(yè)開工時間在2004年3月1日之后,處于處理組取值為1,反之企業(yè)處于對照組取值為0。為我們感興趣的最低工資對社保基金收入的局部平均處理效應,為其他控制變量,包括企業(yè)規(guī)模等企業(yè)層面的變量,用于控制企業(yè)層面隨時間變化的因素對社?；鹗杖氲挠绊憽Ｐ枰f明的是,斷點回歸使用截面數據進行局部非參數估計無須控制個體與時間固定效應(李芳華等,2020),ε為誤差項。

(三) 變量定義

本文被解釋變量為社?；鹗杖?),借鑒現有文獻(唐玨和封進,2019；劉子蘭等,2020),將社保繳費總額作為社?；鹗杖氲暮饬恐笜恕：笪膶⒎潘蛇@一設定,采用狹義社保繳費(養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險之和)、參保概率(是否參保)以及社保實際繳費率(社保繳費總額與上一年度工資總額以及社保繳費總額與工資總額的比值表示)作為社?；鸬暮饬恐笜诉M行穩(wěn)健性檢驗。最低工資()是本文的核心解釋變量,采用分組虛擬變量的方式進行衡量?？紤]到影響社?；鹗杖氲囊蛩剌^多,在控制變量方面,參考相關研究(唐玨和封進,2019；劉子蘭等,2020；Li 等,2021),本文控制了公司年齡()、企業(yè)規(guī)模()、盈利能力()、資產負債率()、雇傭人數()、平均工資()、利潤率()和企業(yè)績效()。當然,為了防止極端值和異常值對回歸結果的干擾,對公司特征變量在1%和99%分位數內進行縮尾處理。

四、實證分析與機制檢驗

(一) 斷點回歸開展的前置檢驗

進行斷點回歸分析需要滿足一定的前提條件,即檢驗被解釋變量社?；鹗杖朐谧畹凸べY政策出臺時間“臨界點”附近是否存在明顯的跳躍(Chen等,2019)。若社保基金收入在政策沖擊時間點附近平滑分布,并未出現明顯的斷點和跳躍,則說明不宜使用斷點回歸模型進行分析。具體檢驗結果顯示,社保基金收入在斷點附近出現了明顯的向下跳躍,說明在最低工資規(guī)定實施后,社?；鹗杖胗辛嗣黠@下降,初步表明本文的模型設計合理,使用斷點回歸模型進行分析較為適宜,當然后文中將進行更為嚴格的檢驗。

(二) 主要實證結果與分析

表1匯報了最低工資對社?；鹗杖胗绊懙幕鶞驶貧w結果。其中,第(1)—(3)列沒有進行聚類穩(wěn)健調整,第(4)—(6)列則在企業(yè)層面聚類穩(wěn)健調整,最優(yōu)帶寬主要使用Calonico 等(2019)的方法確定(李芳華等,2020)。從表1 Panel A中第(1)—(3)列估計結果中不難發(fā)現,最低工資標準對社保收入的估計系數顯著為負,初步說明最低工資標準提高對社保基金收入具有負向影響。不過,估計結果可能會受到異方差和自相關的干擾,使估計結果存在偏誤。為進一步識別兩者的關系,Panel A中第(4)—(6)列報告了經過聚類穩(wěn)健調整的估計結果。結果顯示,《最低工資規(guī)定》出臺后成立的新企業(yè)社?；鹗杖刖陀谡叱雠_前成立的老企業(yè),說明《最低工資規(guī)定》的下發(fā)對社?；鹗杖刖哂酗@著負向影響,最低工資標準提高對社?；鹗杖氘a生了明顯的抑制作用。總體而言,《最低工資規(guī)定》的實施使社?；鹗杖胗辛溯^為明顯的減少。這表明最低工資的提高增加了企業(yè)的社保逃費,降低了社保基金收入,不利于社?；痖L期均衡和可持續(xù)的發(fā)展。最后,為了保證估計結果的穩(wěn)健性,本文在Panel B中進一步報告了控制協(xié)變量的估計結果,發(fā)現結論并沒有發(fā)生明顯改變,進一步證明了兩者之間的負向關系。

表1 斷點不連續(xù)(RD)基準回歸結果

(三) 機制檢驗

提高最低工資標準如何影響社?；鹗杖?本部分我們考察最低工資影響社?；鹗杖氲木唧w路徑。由前文的理論分析可知,最低工資標準的上漲提高了企業(yè)的生產經營成本,一方面降低了企業(yè)的社保繳費基數；另一方面提高了企業(yè)資本勞動比,擠出了企業(yè)的社保繳費,減少了社?；鹗杖搿＝酉聛砦覀儗τ绊懮绫；鹗杖氲臐撛跈C制進行檢驗。

(1) 社保繳費基數調整。如前所述,以往研究發(fā)現,最低工資標準的上漲會直接增加企業(yè)的勞動成本(馬雙等,2012；陸瑤等,2017),擠出企業(yè)的現金流,致使企業(yè)損失大量的再生產資料,從而擠壓企業(yè)的利潤空間,降低企業(yè)的經營績效。劉行和趙曉陽(2019)發(fā)現,最低工資標準的提高會增加企業(yè)的勞動成本與生產調整難度,增加企業(yè)稅收規(guī)避,但避稅的處罰成本較高。當然,企業(yè)除了通過稅收規(guī)避來緩解成本上升的壓力,亦可通過調整社保繳費基數的方式來給予應對(Wessels,1987；Long 和 Yang,2016)。主要原因在于,中國的社保費征管沒有上位法做后盾,社保逃費、社保違規(guī)以及社保違法等現象廣泛存在,存在較大的社保費規(guī)避空間(趙紹陽和楊豪,2016)。因此,在面對最低工資標準提高帶來的成本壓力時,企業(yè)會選擇逃避社保繳費的方式來“紓困”。在本部分,我們首先檢驗最低工資標準提高對企業(yè)社保繳費基數的影響。具體而言,參考唐玨和封進(2019)的研究,本文采用以下三種方式衡量社保繳費基數:第一,員工工資和福利總額(),用企業(yè)付給職工個人的工資和福利支出總和的對數表示。第二,員工工資總額(),用企業(yè)支付給職工個人的工資總額的對數表示。第三,從業(yè)人數(),用企業(yè)雇員總數取對數表示。具體檢驗結果如表2第(1)—(3)列所示,最低工資標準的上漲確實降低了企業(yè)的員工工資和從業(yè)人數,與理論預期基本一致。因此,最低工資標準上漲導致的成本壓力會促使企業(yè)通過調整社保繳費基數來應對。

(2) 資本勞動替代。推行最低工資改革后,企業(yè)勞動力的相對價格上升。此時企業(yè)可能會通過減少雇員數量、增加投資等方式實現企業(yè)轉型升級(提升資本勞動比),以彌補成本上升所帶來的績效損失(唐玨和封進,2019)。因此,資本勞動要素相互替代、資本勞動比提升會產生擠出效應,從而降低企業(yè)社保繳費的意愿和概率并最終降低社?；鹗杖?。具體地,本文采用以下方式衡量勞動資本比對上述預期進行檢驗:第一,人均固定資產(),用固定資產與企業(yè)從業(yè)人數的比值表示；第二,就業(yè)人數(),用企業(yè)從業(yè)人數取對數表示。檢驗結果如表2中第(3)—(4)列所示,最低工資標準的上漲顯著增加了人均固定資產投資,減少了企業(yè)勞動力雇員總數,提高了資本勞動比。這說明,最低工資標準的提高會使企業(yè)選擇以資本代替勞動力,有助于加快企業(yè)的轉型發(fā)展,但是也要充分注意到其對于勞動力就業(yè)和社?；鹗杖氲呢撓驔_擊。

表2 潛在的機制檢驗

綜上可知,最低工資標準的上漲提高了勞動力成本,提高了資本勞動比,使得企業(yè)逃避社保繳費,通過繳費基數效應和要素替代效應降低了企業(yè)的社保繳費基數,從而降低了社?；鹗杖?。

五、異質性分析與穩(wěn)健性檢驗

(一) 異質性分析①異質性分析結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

最低工資標準提高可能對具有不同特征的企業(yè)產生不同的影響,企業(yè)勞動占比、所處地區(qū)、工資水平以及企業(yè)規(guī)模等不同都可能會導致其受到的政策沖擊存在差異。

(1) 勞動密集型和非勞動密集型。從理論上來說,最低工資標準提高會直接影響企業(yè)勞動成本,可能主要影響勞動密集型企業(yè)的成本調整,對非勞動密集型企業(yè)的影響則較小。可能的原因在于,一方面,勞動密集型企業(yè)勞動成本在企業(yè)總成本中占據較大比例,因其對人工成本上升反應更加敏感,受到最低工資改革的影響更大。另一方面,勞動密集型企業(yè)主要依靠相對低廉的成本獲取市場競爭優(yōu)勢,隨著勞動力成本的上升企業(yè)市場競爭力會受到較大影響,因此其對最低工資標準的調整更為關切。為了檢驗這一推論,參考現有文獻(馬雙等,2012；蔣靈多和陸毅,2017)中關于勞動密集型行業(yè)與低技術和低技能密集型產品的界定,本文將樣本數據分為非勞動密集型產業(yè)和勞動密集型產業(yè)進行檢驗。結果顯示,與非勞動密集型產業(yè)相比,最低工資標準提高后勞動密集型產業(yè)在社保基金收入的變化更為明顯。

(2) 大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)。由于其雄厚的資金實力、規(guī)范的財務制度以及相對便捷的融資渠道,大規(guī)模企業(yè)對最低工資標準提升的敏感性較低。與之相反,小規(guī)模企業(yè)更容易受到外部政策環(huán)境的影響,當最低工資標準提高時會主動采取措施防止最低工資標準提升而帶來的各種潛在風險。不同企業(yè)規(guī)模下最低工資標準提升對社保基金收入影響的回歸結果顯示,無論是大規(guī)模企業(yè)還小規(guī)模企業(yè),在面臨最低工資標準提升帶來的壓力時都會主動采取措施降低社保繳費,相比較而言,小規(guī)模企業(yè)在《最低工資規(guī)定》下發(fā)后,社保繳費收入下降效果更為明顯。

(3) 西部、東部和中部企業(yè)。我國地域遼闊、區(qū)域管理層級眾多,協(xié)調區(qū)域均衡發(fā)展是國家重要的戰(zhàn)略目標。長期以來,我國區(qū)域間經濟發(fā)展水平參差不齊,直接導致了地區(qū)間最低工資水平的高低不等。理論上,2004年《最低工資規(guī)定》在各地區(qū)的執(zhí)行力度以及影響后果可能因地理區(qū)位不同而存在較大的差異。結果顯示,《最低工資規(guī)定》發(fā)布后,西部、東部和中部地區(qū)社?；鹗杖胨骄邢陆?說明這一勞動保護政策對全國的企業(yè)都產生了一定的負面影響。比較分析發(fā)現,最低工資標準提升對相對落后的西部和中部地區(qū)社?；鸬慕档托Ч用黠@。

(4) 工資水平。理論上來說,最低工資制度對不同工資水平企業(yè)的影響可能存在較大差異。工資水平較高的企業(yè)對最低工資不敏感,在最低工資制度出臺后其社保繳費擠出較少；相反,那些工資水平較低的企業(yè)受到最低工資提高的影響更大,社保繳費的規(guī)避現象可能更為突出。接下來,我們以工資水平的中位數為依據將研究樣本分為高低兩組,并分組檢驗最低工資制度對不同工資水平企業(yè)社保繳費的影響差異。結果顯示,工資水平較低的企業(yè)在面臨最低工資提升帶來的壓力時,其社保繳費收入下降效果更為明顯。這表明,較低工資水平的企業(yè)對最低工資制度的反應更加敏感,受到的政策沖擊更大。

(二) 穩(wěn)健性檢驗②穩(wěn)健性檢驗相關結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

(1) 有效性檢驗。在滿足斷點回歸估計前置條件的基礎上,本文檢驗還需滿足以下幾個前提條件(Chen 等,2019；徐舒等,2020):第一,個體能否操縱估計結果。從直方圖可知,成立時間在2004年3月1日附近的企業(yè)并不存在明顯斷點,呈現連續(xù)變化。與此同時,驅動變量密度函數連續(xù)性檢驗(McCrary,2008)的結果也顯示,在斷點兩側企業(yè)成立時間分布的密度函數并不存在顯著差異,充分表明企業(yè)成立時間并未被人為操控。進一步地,由于McCrary(2008)對個體操控的檢驗主要基于非參數局部多項式密度估計量,而該檢驗需要對數據進行預合并。Cattaneo 等(2018)對此進行改進,基于局部多項式密度估計器的操作進行測試,該估計最大的優(yōu)勢是不需要對數據進行預合并,有利于提高擬合的精準度。本文跟隨Cattaneo 等(2018)的研究,使用局部多項式密度估計(局部二次逼近)實施斷點不連續(xù)的操作測試,并繪制相應的密度函數。檢驗發(fā)現,個體并未對驅動變量進行操控。第二,其他前定變量(控制變量)在斷點附近的連續(xù)性。從檢驗結果可以看出,眾多的前定變量在改革“臨界點”附近是連續(xù)的,并未發(fā)生非常明顯的跳躍,說明其他控制變量并未干擾本文的估計結果,斷點兩側社?；鹗杖氲牟町愅耆亲畹凸べY政策沖擊導致的。

(2) 安慰劑檢驗。為了檢驗本文的估計結果不是偶然獲得,我們構建出一個反事實的政策斷點,并對基準模型重新進行估計。具體而言,前文將斷點位置設為0,在本部分我們改變斷點的具體位置,將斷點的位置調整為1、1.25、-3、和-5,以此來檢驗前文的基準結論。安慰劑檢驗結果顯示,核心被解釋變量在改變斷點位置后呈現平滑分布,均不存在明顯跳躍,說明前文的估計結果是穩(wěn)健的,也在一定程度上說明本文的估計結果并非由時間上的偶然因素產生。

(3) 替換社保基金收入衡量指標。前文選取社保繳費總額衡量社保基金收入,但是由于中國工業(yè)企業(yè)數據庫中待業(yè)保險數據存在大量缺失值,不少研究在計算社保繳費時將待業(yè)保險刪除(唐玨和封進,2019；劉子蘭等,2020)。本部分為了進一步驗證變量選取的合理性以及研究結果的穩(wěn)健性,我們首先用養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的總和(1)替換社保繳費總額,改變社保基金收入的度量方式并重新對原模型進行回歸；其次,使用實際繳費率和參保概率再次衡量社保基金收入并重新進行檢驗。在實際繳費率和參保概率的衡量上,本文參考唐玨和封進(2019)、劉子蘭等(2020),采用以下幾種方式衡量:一是實際繳費率1(1),用社?？傤~與上一年職工工資總額的比值表示；二是實際繳費率2(2),用社保繳費總額與職工工資總額的比值表示；三是參保概率(),當社保繳費總額大于0時,該變量設為1,反之為0。以上檢驗均發(fā)現,最低工資政策與社?；鹬g的負向關系依舊顯著,說明即使在考慮指標衡量偏誤的情況下,本文的結果依舊穩(wěn)健。

(4) 數據操控問題。由于配置變量附近的某些觀測值可能存在過多聚集的問題,會對本文的估計結果產生影響(謝謙等,2019)。在實證設計中,我們認為企業(yè)無法事先預知并操控企業(yè)的成立時間,但是為了保證研究的嚴謹性和可靠性,在本部分嘗試去掉斷點附近的某些觀測值,進行甜甜圈RD(Donut hole RD),以防止出現數據堆積問題影響結果的穩(wěn)健性。具體而言,本文刪除政策實施時間2004年3月1日前后1個月的樣本,重新估計了RD回歸結果。結果顯示,即使在剔除樣本聚集和自我操控可能的情況下,本文的結果依舊穩(wěn)健。

(5) 排除競爭性假說。最低工資政策于2004年實施,同年我國還在東北三省推行了增值稅轉型試點改革。由于這一政策的實施與最低工資實行存在重疊,會對微觀企業(yè)行為產生影響,可能會影響社?；鹗杖搿榱吮ＷC研究結果的穩(wěn)健性,我們刪除了注冊地位于東北三省的企業(yè),以排除這一政策對本文的干擾。檢驗結果發(fā)現,在排除增值稅轉型干擾政策的影響后,最低工資政策和社保基金收入的負向關系依舊穩(wěn)健。

(6) 其他帶寬條件下的斷點估計。考慮到斷點回歸估計結果可能會受到帶寬選擇的影響,進而影響本文估計結果的準確性。為此,本文借鑒Chen 等(2019)、徐舒等(2020),嘗試改變斷點兩側樣本的帶寬并重新對模型進行估計,以進一步加強結論的穩(wěn)健性。結果顯示,無論采用何種方式作為最優(yōu)帶寬進行斷點估計,本文結論依然成立,充分說明帶寬的選取對本文的估計結果影響較小。

(7) 其他穩(wěn)健性檢驗。除了上述穩(wěn)健性檢驗,本文還進行了以下檢驗:第一,工業(yè)企業(yè)數據庫中較多企業(yè)的社保繳費數據為0,一方面可能是因為這些企業(yè)確實沒有繳費,另一方面也可能是因為這些企業(yè)在會計處理上將社保繳費計入工資總額當中從而導致數據缺失(唐玨和封進,2019),這可能導致社保繳費數據存在誤差。因此,我們刪除了社保繳費為0的企業(yè)。第二,工業(yè)企業(yè)數據庫中不同年份社保繳費數據的統(tǒng)計口徑存在差異,比如2004年之前沒有養(yǎng)老和醫(yī)療保險費項目,但有勞動保險費或勞動待業(yè)保險費,且2002年和2003年沒有養(yǎng)老保險相關繳費信息(唐玨和封進,2019)。因此,我們刪除了2002年和2003年的數據,同時也直接使用2004—2007年的數據進行穩(wěn)健性檢驗。第三,刪除了基準回歸中的機制變量(雇傭人數),同時利用2004—2007年的數據計算社保實際繳費率重新進行檢驗。檢驗結果發(fā)現,無論如何調整樣本和指標衡量,本文估計結果依舊穩(wěn)健。

六、宏觀層面的檢驗

前文主要基于微觀層面的數據(2000—2007年)考察最低工資與社?；鹗杖氲挠绊?接下來我們進一步收集宏觀層面2000—2020年的最低工資和社保基金數據,在宏觀層面上分析最低工資對社?；鹗杖氲挠绊憽＞唧w的模型設定如下:

模型(2)中,表示省份,為年份,表示社?；鹗杖?核心解釋變量表示地區(qū)最低工資。其他變量、、ln、ln、ln、ln、ln、ln分別表示地區(qū)人均生產總值、城鎮(zhèn)化率、總人口、財政收入、工資總額、從業(yè)人數、進出口貿易總額、人口流動等以控制其他因素對社?；鹗杖氲挠绊憽Ｉ鲜龀鞘袑用娴臄祿碜?000—2020年的《中國統(tǒng)計年鑒》。γ、λ、ε分別表示省級、時間層面固定效應以及誤差項。

表3為宏觀層面最低工資與社保基金收入的檢驗結果。其中,第(1)列和第(3)列為2000—2007年樣本估計結果,第(2)列和第(4)列為2000—2020年的估計結果。觀察回歸結果可以發(fā)現,最低工資對社保基金收入影響的估計系數顯著為負,說明在宏觀層面最低工資的提升會降低社?；鹗杖?這與上文微觀層面的發(fā)現保持一致。這個結果進一步表明,最低工資的提升會產生負向外溢效應,不利于社?；鹗杖氲拈L期均衡和可持續(xù)發(fā)展。因此,在未來的改革中需要對最低工資產生的外溢效應進行評估以實現最優(yōu)化的發(fā)展目標。

表3 最低工資與社保基金收入

七、研究結論與啟示

中國正處在老齡化進程快速推進的歷史節(jié)點,提高社保基金收入和協(xié)調社?；鸬木獍l(fā)展,已經成為當前必須高度重視和亟待解決的重大現實問題?；诖吮尘?本文嘗試從最低工資視角切入,以《最低工資規(guī)定》發(fā)布為準實驗,采用非參斷點回歸方法評估最低工資標準提高對社?；鹗杖氲挠绊?并對潛在的影響機制進行實證檢驗。結果表明,魚和熊掌不可兼得,最低工資標準的提高顯著降低了社?；鹗杖?且這一負向效應在進一步宏觀層面的數據檢驗中依舊存在。其作用機制是,最低工資標準的提高產生了繳費基數效應和要素替代效應,促使企業(yè)降低社保繳費意愿和參保概率,減少了社?；鹗杖搿．愘|性分析發(fā)現,勞動力密集型企業(yè)、中西部地區(qū)企業(yè)、工資水平較低的企業(yè)以及小規(guī)模企業(yè)在《最低工資規(guī)定》實施后,社?；鹗杖氲南陆蹈用黠@。

本文可能的政策啟示如下:第一,隨著最低工資制度的不斷完善,企業(yè)的勞動成本明顯上升,降低了企業(yè)的經營績效和參保意愿,擠出了社會保險繳費,對社?；甬a生了明顯的負向影響。因此,未來的改革進程中在完善最低工資制度、保障勞動者權益的同時,要增加對微觀企業(yè)的政策扶持,給予適當的稅收優(yōu)惠,特別是提高企業(yè)對于工薪支出的稅收抵扣力度以減輕負擔,增強發(fā)展動能,擴大社?；鹄U納基數“蛋糕”,形成企業(yè)績效提升和社?；鹗杖朐鲩L雙贏的局面。第二,本文結論意味著在制定勞動保護政策時要綜合考量最低工資提高所導致的多重經濟效應,既要充分認識最低工資標準提高對企業(yè)轉型升級(資本勞動比提高)、勞動者權益保護的積極意義,也要充分考慮其對社保繳費產生的負向影響,協(xié)調好各方利益。第三,結果表明,最低工資標準的提升會對不同區(qū)域、不同類型的企業(yè)產生明顯的異質性影響。例如,最低工資標準的提升會對中部和西部落后地區(qū)社?；鹗杖氲臎_擊更加明顯,這與目前落后地區(qū)社保基金“收不抵支”、基金缺口不斷加大的現實背景較為一致。未來改革要加快社?；鹑珖y(tǒng)籌,適當加大中西部偏遠落后地區(qū)社?；饎潛?協(xié)調地區(qū)的均衡發(fā)展。第四,本文研究發(fā)現,最低工資標準提高不利于社?；鹗杖氲拈L期可持續(xù)發(fā)展,因此未來要建立適當的補償機制(如增加財政補貼和國有資本劃轉等)來彌補基金缺口以保障社保基金的收支均衡和可持續(xù)發(fā)展。第五,在人口出生率大幅下降、老齡化進程不斷加快和社?；鹪鲩L受限的重大現實背景下,政策改革不能“按下葫蘆浮起瓢”,要密切關注勞動保護和社保基金收入的關系,多措并舉、多方評估并協(xié)調兩者的發(fā)展關系。