我國養(yǎng)老保險制度改革對工資增長影響的分析

摘要：隨著我國養(yǎng)老保險事業(yè)改革的不斷推進，統(tǒng)籌層次不斷提高和覆蓋范圍的逐漸擴大，養(yǎng)老保險制度會對宏觀經(jīng)濟的均衡工資率水平產(chǎn)生何種程度的影響是亟待研究的重大問題。本文選擇我國養(yǎng)老保險制度在1997年和2005年的改革為研究對象，通過建立一般均衡模型從理論上分析了我國養(yǎng)老保險改革對工資總額增長率的影響，并結(jié)合來自《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)客觀全面地評估養(yǎng)老保險制度改革與工資增長率之間的關(guān)系。本文研究結(jié)論為：1997年的改革提高了繳費率水平，降低了國有企業(yè)的工資總額增長率；而2005年的改革加大了養(yǎng)老金計發(fā)工資基數(shù)的激勵系數(shù)，提高了國有企業(yè)工資總額的增長率。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老保險制度改革； 有效勞動供給； 生命周期效用

中圖分類號：F840.61文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-176X（2009）05-0025-07

一、引 言

我國的公共養(yǎng)老保險事業(yè)發(fā)軔于1951年政務(wù)院頒布的《中華人民共和國勞動保險條例》，之后為了適應(yīng)不同階段的中國國情，我國養(yǎng)老保險制度一直處于變革之中。1983年我國有關(guān)部門提出了開展全民所有制企業(yè)退休費用實行社會統(tǒng)籌的工作；1986年國務(wù)院發(fā)布改革勞動制度的四項規(guī)定，決定國有企業(yè)新招工人一律實行勞動合同制，并實行個人退休養(yǎng)老保險辦法，企業(yè)按照勞動合同制工人工資的15%進行繳費；1991年國務(wù)院頒發(fā)了《關(guān)于城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度改革的決定》，將所有的企業(yè)職工都納入到新型的養(yǎng)老保險制度內(nèi)。之后我國各地區(qū)不斷深化國務(wù)院的改革方案，在1997年國務(wù)院下發(fā)了《國務(wù)院關(guān)于建立統(tǒng)一的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》，標(biāo)志著社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結(jié)合的養(yǎng)老保險制度在我國全面確立。這個制度經(jīng)過了8年的運行，2005年末國務(wù)院下發(fā)了《國務(wù)院關(guān)于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》，對我國社會統(tǒng)籌和個人賬戶相結(jié)合的養(yǎng)老保險制度進行了調(diào)整，使之更能符合我國經(jīng)濟和社會發(fā)展的需要。

養(yǎng)老保險制度改革是一個具有豐富經(jīng)濟內(nèi)涵和廣泛社會影響的公共政策，對一國的儲蓄水平、勞動力供給、經(jīng)濟增長和收入分配格局、社會公平狀況以及公共財政等有直接的影響［1］。理論上，社會統(tǒng)籌制公共養(yǎng)老保險是否會對勞動力市場上的工資和就業(yè)產(chǎn)生影響取決于勞動者是否將繳費視為一種“損失”（Feldstein，1995），如果個人將公共養(yǎng)老保險和所得稅一樣視為是一種對社會的貢獻(xiàn)，那么從經(jīng)濟學(xué)激勵的角度而言，個人的就業(yè)積極性就會受到一定的削弱，從而將減少就業(yè)，降低工資增長率水平。針對養(yǎng)老保險制度對于工資增長趨勢的影響，國內(nèi)外學(xué)者做了相應(yīng)的實證研究。Gunderson等發(fā)現(xiàn)職工的養(yǎng)老保險待遇與職工工資水平之間存在著顯著的相關(guān)關(guān)系，而且在養(yǎng)老保險計劃所包含的各個變量中，單位繳費受益率與工資水平的相關(guān)關(guān)系最為顯著，而并不影響勞動者在退休時間的選擇。Edward Montgomery等通過建立勞動力市場的合同模型與現(xiàn)貨市場的合同模型對工資與養(yǎng)老金的相關(guān)關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)在勞動力市場的合同模型下，工資與養(yǎng)老金之間存在非常顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；而在現(xiàn)貨市場的合同模型下，工資與養(yǎng)老金之間的相關(guān)關(guān)系并不顯著［2］。從文獻(xiàn)研究中可以發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險對工資總額的影響頗受學(xué)者的關(guān)注，而且養(yǎng)老保險具體的制度模式對工資總額增長率的影響是有很大差別的，需要針對具體的制度情況進行具體分析。本

文選擇我國養(yǎng)老保險制度在1997年和2005年改革為研究對象，通過建立一般均衡模型從理論上分析了我國養(yǎng)老保險改革對工資總額增長率的影響，并結(jié)合數(shù)據(jù)進行實證分析，力求客

觀全面地評估養(yǎng)老保險制度改革對勞動力市場的影響。

二、模型的基本結(jié)構(gòu)

參考Croix和Michel（2002），本文所構(gòu)造的經(jīng)濟學(xué)模型中考慮了兩種類型的勞動者，每個勞動者的生命被典型化地分為兩個階段：年輕階段和老年階段。勞動者在年輕階段提供勞動

獲得工資收入，在老年階段退休。將模型中的勞動者按照其產(chǎn)出效能分為兩種類型：高產(chǎn)出效能勞動者和低產(chǎn)出效能勞動者。以i代表勞動者的產(chǎn)出效能，以ui代表產(chǎn)出效能為i的勞動者在勞動者總體中所占的比重，假定(i，ui)是時期穩(wěn)定的，隨著時間的推演，（i，ui）的分布性質(zhì)不發(fā)生變化。因為我們所關(guān)注的是宏觀經(jīng)濟總體的性質(zhì)，所以假設(shè)這兩個變量的分布性質(zhì)在勞動者總體內(nèi)不發(fā)生改變。)每期的勞動者的數(shù)量記為Nt，假定人口增長率為零，則每期的勞動者人口數(shù)量保持不變，在實際計算的時候為了簡便可以將其單位化為1。記ni是i類型勞動者的有效勞動指數(shù)，因為假定了單個勞動者提供的勞動時間記為li，t，所以hili，t就是i類型勞動者的有效勞動供給。總有效勞動供給為不同類型勞動者的有效勞動供給之和。記為總有效勞動供給，則滿足如下的關(guān)系：

Ht=∑2i=1(uiNt)hili，t=Nt∑2i=1(uihili，t)=∑2i=1(uihili，t)在第三個等號處直接代入了總勞動力人口單位化為1的假設(shè)。)(1)

（一）社會統(tǒng)籌模式的養(yǎng)老保險

考慮引入社會統(tǒng)籌模式的養(yǎng)老保險計劃，這個計劃的制度安排如下：在經(jīng)濟的每一期政府這里的政府主要是指社會統(tǒng)籌養(yǎng)老保險計劃的管理部門，如中國人力資源和社會保障部。)向年輕的勞動者征收養(yǎng)老保險繳費，其繳費率記為τi，我國的養(yǎng)老保險制度支出中有一部分是來自財政稅收收入的轉(zhuǎn)移支付（例如2008年中央財政預(yù)算支出總量為34 831億元，其中用于城鎮(zhèn)社會保險和就業(yè)的補貼為1 263億元，占財政支出的5.49%），本文假定高收入者除了基本的養(yǎng)老保險繳費外還要繳納稅收用于政府社會保險的轉(zhuǎn)移支付，所以高收入者用于和養(yǎng)老保險相關(guān)的繳費率實際上是高于低收入者的。)t期類型i的年輕勞動者的養(yǎng)老保險總計繳費為τihili，twt（其中wt是t期單位有效勞動供給的工資率，hili，t是類型i的年輕勞動者的有效勞動供給量）。政府在t期得到的繳費總收入記為Ti。假定社會統(tǒng)籌制度執(zhí)行完全的現(xiàn)收現(xiàn)付制度，每期將所有的收入全部用于支付社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金，則在t期可以用于支付養(yǎng)老金的總收入為社會統(tǒng)籌當(dāng)期繳費收入。這筆養(yǎng)老保險基金收入的分配方法是按照一定的計發(fā)工資基數(shù)來計算養(yǎng)老金，針對每種類型的勞動者要計算其計發(fā)工資基數(shù)，然后將計發(fā)工資基數(shù)乘以替代率水平（記為pi），就得到了該種類型的勞動者退休時能從社會統(tǒng)籌制度中得到的養(yǎng)老金，而且養(yǎng)老金替代率水平針對不同類型的勞動者是相同的。

社會平均工資是社會總工資收入對總勞動人口的商。t-1期的社會總工資收入記為Wt-1(Wt-1=wt-1Ht-1)，社會平均工資記為t-1。類型i的勞動者的計發(fā)工資基數(shù)為(j#8226;wt-1hili，t-1+(1-j)#8226;t-1)，其中參數(shù)j代表激勵系數(shù)，在1997年改革規(guī)定的制度中j=0，即所有類型的勞動者在領(lǐng)取社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金時都以社會平均工資為計發(fā)工資基數(shù)；在2005年改革規(guī)定的制度中j=1/2。所有勞動者總計得到養(yǎng)老金為：

pt=∑2i=1uipi(j#8226;wt-1hili，t-1+(1-j)#8226;t-1)(2)

（二）勞動者的最優(yōu)化分析

按照勞動者的有效勞動供給能力將勞動者整體分為兩個群體（cohorts），在每個群體內(nèi)的勞動者假定是無差異的，所以可以通過研究每個群體內(nèi)的代表性勞動者來分析該群體的勞動者的最優(yōu)選擇。每個勞動者的生命被分為兩個階段，其中t期類型i的勞動者在年輕時期的消費記為ci，t，類型i的勞動者在t+1期（就是其生命的老年階段）的消費記為di，t+1。假定勞動者的生命周期效用函數(shù)是由勞動者在不同的生命周期階段的消費水平和年輕時期的勞動供給（記為li，t）共同決定的。假定勞動者的效用函數(shù)為常相對風(fēng)險回避系數(shù)型的效用函數(shù)（記σ為勞動者的風(fēng)險回避系數(shù)），則勞動者的生命周期效用函數(shù)的形式如下：

U(ci，t，di，t+1)=ci，t1-σ1-σ+βdi，t+11-σ1-σ-Ali，t(3)

(3)式中的參數(shù)β代表未來效用在現(xiàn)期的時間貼現(xiàn)因子，A代表個人對勞動供給的邊際效用評價。勞動者在年輕時期向企業(yè)提供勞動從而得到工資收入。假定t期單位有效勞動的工資率水平為wt，則類型i的勞動者的工資收入為hiwtli，t。勞動者將繳費后的凈工資收入分配為儲蓄和消費。記si，t為t期類型i的勞動者的儲蓄，則可以得到t期類型i的勞動者年輕時期消費的預(yù)算約束：

ci，t=(1-τi)hiwtli，t-si，t(注：雖然養(yǎng)老保險繳費名義上的繳費主體是企業(yè)，但是實際上會發(fā)生繳費負(fù)擔(dān)的轉(zhuǎn)嫁，這點和稅收轉(zhuǎn)嫁類似，所以養(yǎng)老保險繳費最終負(fù)擔(dān)主體實際是勞動者（Gruber，1995）。)(4)

老年生命階段消費的預(yù)算約束為：

di，t+1=Rt+1si，t+pt+1(j#8226;wthili，t+(1-j)#8226;t)(5)

(5)式中的Rt+1為儲蓄的總回報率。t期類型i的年輕勞動者的最優(yōu)化過程定義為通過選擇合適的儲蓄水平來最大化自己的生命周期效用。由于工資水平和儲蓄總回報率是由市場均衡所決定的，所以勞動者在進行最優(yōu)化選擇時這兩個變量都是外生變量。

關(guān)于儲蓄si，t選擇的最優(yōu)化條件為U′(ci，t)=βRt+1U′(di，t+1)，關(guān)于勞動供給選擇的最優(yōu)化條件為U′(ci，t)(1-τi)hiwt=A，代入效用函數(shù)的具體形式后，有：

(ci，t)-σ=βRt+1(di，t+1)-σ

(ci，t)-σ(1-τi)hiwt=A(6)

（三）企業(yè)的最優(yōu)化分析

假定企業(yè)處于完全競爭的市場環(huán)境中，企業(yè)的總產(chǎn)出建立在資本投入和有效勞動供給的基礎(chǔ)之上。記t期經(jīng)濟中的總產(chǎn)出為Yt，總資本存量為Kt，總有效勞動供給為Ht。假定在生產(chǎn)過程中資本完全折舊，且企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)是柯布-道格拉斯形式的，則總產(chǎn)出函數(shù)為Yt=F(Kt，Ht)=AKαtH1-αt。記(yt，kt)分別為單位有效勞動產(chǎn)出和單位有效勞動資本，企業(yè)選擇每期的生產(chǎn)資本以實現(xiàn)利潤最大化的目標(biāo)。由歐拉定理可知，資本和有效勞動各自得到邊際報酬，企業(yè)的利潤為零，可以決定每期的資本回報率和單位有效勞動的工資率為：

Rt+1=f′(kt+1)

wt+1=f(kt+1)-f′(kt+1)kt+1(7)

三、養(yǎng)老保險改革對工資影響的一般均衡分析

模型的競爭性均衡是由宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)中的年輕消費、老年消費、利率、工資率和資本存量水平等變量在滿足相應(yīng)的約束條件下的實數(shù)值集合，結(jié)合一定的參數(shù)設(shè)置求解出模型的長期均衡水平，并在此基礎(chǔ)上分析不同的繳費率水平對經(jīng)濟系統(tǒng)的影響。

（一）模型中對兩次養(yǎng)老保險制度改革的描述

在我國基本養(yǎng)老保險的制度設(shè)計中社會統(tǒng)籌養(yǎng)老保險制度是現(xiàn)收現(xiàn)付制的，這個制度將可能減少儲蓄，降低資本積累并減少勞動者提供勞動的積極性（Feldstein，1974），從而會對一般均衡經(jīng)濟產(chǎn)生系統(tǒng)全面的作用，本文就試圖理解我國社會統(tǒng)籌制度對以工資總額增長率為代表的均衡經(jīng)濟產(chǎn)生的影響。本文對我國社會統(tǒng)籌養(yǎng)老保險改革進行了抽象，1997年改革主要反映在繳費率水平從原來的平均15%上升為20%，同時社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金計發(fā)工資的激勵系數(shù)為j=0；2005年改革并沒有調(diào)整社會統(tǒng)籌繳費率，而是將計發(fā)工資的激勵系數(shù)調(diào)整為j=0.5。所以本文主要比較的是社會統(tǒng)籌繳費率改變和繳費工資激勵系數(shù)調(diào)整對工資總額的影響。

社會統(tǒng)籌繳費率水平的上升將降低勞動者提供勞動供給的邊際回報，勞動者將減少勞動供給，而且統(tǒng)籌繳費率提高進一步減少了經(jīng)濟中的資本存量水平，所以進入生產(chǎn)函數(shù)的勞動和資本都下降，產(chǎn)出必然受到影響，從而可以觀察到經(jīng)濟中工資總額增長率將出現(xiàn)下降。

當(dāng)社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金計發(fā)工資激勵系數(shù)增加時，將改變高收入者和低收入者的養(yǎng)老金水平，且改變的方向是相反的，所以會對不同類型的勞動者產(chǎn)生不同的影響。對于高收入者而言，由于其預(yù)期自己老年的養(yǎng)老金將因為激勵系數(shù)的調(diào)整而提高，他們將減少年輕時期為養(yǎng)老而進行的儲蓄，從而降低資本積累提高儲蓄回報率，這樣年輕時期的消費的邊際效用將下降，高收入者將提高對閑暇的選擇來增加自己的生命周期效用。與高收入者不同，對于低收入者而言，由于其來自社會統(tǒng)籌的養(yǎng)老金將減少，從而需要增加自己年輕時期的儲蓄，且年輕時期消費的邊際效用增加將激勵低收入者增加勞動供給，獲得更多的工資收入。綜上，當(dāng)計發(fā)工資激勵系數(shù)調(diào)整后，其對工資總額的影響取決于不同類型勞動者的反應(yīng)的綜合效果，無法從直觀上得出清晰的結(jié)論，可以通過對一般均衡模型進行數(shù)值模擬來進行研究。

（二）數(shù)值模擬參數(shù)設(shè)置和比較靜態(tài)分析

為了上面提出的一般均衡分析框架有一個直觀的理解，下面要對模型中外生參數(shù)和函數(shù)進行定義，然后通過數(shù)值解法來求解均衡水平各個變量之間的關(guān)系。在下面的求解的例子中，參考Barro生產(chǎn)函數(shù)中的資本的貢獻(xiàn)率水平為0.3，勞動者的主觀貼現(xiàn)因子為0.8，勞動者的風(fēng)險回避系數(shù)為1，勞動者的人口增長率為0［3］。對不同類型的勞動者的產(chǎn)出效能和其占總勞動人口的比例的參數(shù)設(shè)置參考了楊宜勇的統(tǒng)計數(shù)據(jù)［4］。我們將該文中高收入、較高收入和中收入三檔進行合并作為類型1的勞動者，其占人口比例為36%；較低收入和低收入兩檔合并作為類型2的勞動者，其占人口比例為64%。這里用不同類型的勞動者的收入水平作為勞動者產(chǎn)出效能的代理變量，將類型2的勞動者的產(chǎn)出效能指數(shù)單位化為1（h2=1），然后按照類型1的勞動者相對于類型2的勞動者的收入水平計算出其相應(yīng)的產(chǎn)出效能指數(shù)為3.5(h1=3.5)，見表1所示。

表11997年和2005年養(yǎng)老保險改革對一般均衡水平的影響

分 類項 目1986—1997年1998—2005年2006年—

高收入勞動者

儲蓄0.38050.31190.2781

養(yǎng)老金0.10280.13440.2084

勞動供給0.34210.33760.3268

低收入勞動者

儲蓄0.03200.01520.0344

養(yǎng)老金0.10280.13440.0923

勞動供給0.28180.26170.2916

市場均衡

資本存量0.19780.15740.1576

資本回報率1.86552.18922.1866

工資率0.86100.80390.8043

在表1的第三列反映了當(dāng)社會統(tǒng)籌繳費率為15%，激勵系數(shù)為0時模型的長期均衡水平，代表1997年改革前的情況；表1的第四列為當(dāng)社會統(tǒng)籌繳費率上升為20%，(注：由于高收入者還要多負(fù)擔(dān)稅收轉(zhuǎn)移支付形式的繳費，所以在進行數(shù)值模擬的時候，高收入者的繳費率比低收入者增加兩個百分點。)激勵系數(shù)為0時模型的長期均衡水平，代表1997年改革后到2005年的情況；第五列為當(dāng)社會統(tǒng)籌費率為20%，激勵系數(shù)為0.5的情況，代表2005年改革后的情況。

從表1的模擬數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)：（1）隨著社會統(tǒng)籌費率的提高，兩種類型的勞動者的勞動供給量都出現(xiàn)下降；資本存量水平不斷下降，均衡的資本總回報率水平不斷提高；隨著資本存量和勞動供給的減少，勞動的邊際產(chǎn)出也減少，導(dǎo)致工資率水平下降，最終使得均衡經(jīng)濟的工資總額下降。（2）隨著養(yǎng)老金計發(fā)工資激勵系數(shù)的提高，高收入者的養(yǎng)老金提高，消費增加，所以消費的邊際效用下降，閑暇將變得更有價值，所以高收入者長期均衡的勞動供給減少；低收入者的養(yǎng)老金減少，其年輕時期消費的邊際效用上升，增加勞動供給得到更多的工資將變得更有價值，所以低收入者長期均衡的勞動供給出現(xiàn)上升；最終經(jīng)濟中低收入者增加的勞動供給抵消了高收入者勞動供給的下降，使得均衡的工資總額出現(xiàn)了一定的上升，見圖1所示。

圖1 不同改革條件下總工資增長率隨時間變化的圖像

在圖1中顯示了上面的分析在動態(tài)演化路徑上的情況，經(jīng)濟最初處于1986年的A點，如果不發(fā)生改革將按照最上面的演化路徑一直增長到其長期均衡水平；在1997年進行了改革，經(jīng)濟由B點快速下落至C點，然后從C點開始再次按照新的演化路徑進行增長；2005年的改革使經(jīng)濟從D點躍至E點，然后將沿著新的平衡增長路徑進行發(fā)展。由圖1可見，在1998年前后和2006年前后，會出現(xiàn)工資總額增長的異常變化，這種變化就反映了養(yǎng)老保險制度改革對工資總額增長率的影響，下面將通過實證研究方法來分析這種變化的定量水平。

四、養(yǎng)老保險改革對工資影響的實證研究

以來自《中國統(tǒng)計年鑒》中歷年的中國分地區(qū)國有企業(yè)工資總額增長率的數(shù)據(jù)為研究對象，首先將從1995—2006年的數(shù)據(jù)進行綜合考慮，為每一個年份設(shè)置一個時間虛擬變量，以1997年為例，當(dāng)樣本觀測期為1997年時該變量為1，否則取值為零。

考慮如下的計量模型A：

twgr=α+β0GDPgr+β1CPI+∑2006i=1996γi#8226;yeari+ε(8)

在計量模型A中twgr變量代表該地區(qū)國有企業(yè)工資總額增長率；GDPgr代表該地區(qū)當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率；CPI代表該地區(qū)當(dāng)年的消費價格指數(shù)；其余變量為諸年份的虛擬變量?；貧w方程的結(jié)果如下，在回歸結(jié)果中變量CPI沒有通過t檢驗，統(tǒng)計上不拒絕CPI影響為零的結(jié)論，所以在計量模型A沒有加入變量CPI。

表2 計量模型A的回歸結(jié)果匯報

變量GDPgr1996年1997年1998年1999年2000年2001年2002年2003年2004年2005年2006年

估計值0.59-3.755-10.463-19.804-10.215-8.743-4.65-8.832-9.491-6.571-6.007-4.109

標(biāo)準(zhǔn)差0.1411.3021.31.3271.3491.3261.321.2981.2911.3061.2981.31

t統(tǒng)計量4.19-2.88-8.05-14.92-7.57-6.59-3.52-6.81-7.35-5.03-4.63-3.14

從回歸的結(jié)果中可以做出圖2。在圖2中橫軸是年份，縱軸是工資總額增長率的擬合值。居于上方的曲線是由回歸模型所擬合的工資總額增長率的擬合值，下方曲線是利用回歸模型的估計結(jié)果計算的剔除了國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率影響后工資總額增長率的擬合值?；貧w結(jié)果顯示GDP增長率對工資總額增長率有顯著的正方向的影響，剔除了國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率影響后的曲線明顯位于總工資增長率的擬合值曲線的下方。

圖2中兩條曲線的變化趨勢非常明顯地證實了1997年養(yǎng)老保險改革對國有企業(yè)工資總額增長率的影響，考慮剔除了國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率影響后的擬合曲線，1997年之前工資總額增長率平均為8.16%左右，而從1997—1998年工資總額增長率下降為-5.09%，顯著地下降了13.25%，這段時期內(nèi)企業(yè)養(yǎng)老保險繳費率由原來的15%上升到20%左右，可以計算出工資總額增長率對繳費率水平的彈性為-2.65。1999年后國有企業(yè)開始逐漸適應(yīng)養(yǎng)老保險改革帶來的調(diào)整，所以剔除國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率影響的工資總額增長率開始回升，在2005年增加到4.04%的水平。2005年末出臺了《國務(wù)院關(guān)于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險制度的決定》文件，2006年國有企業(yè)由于新政策的影響開始對總工資增長率進行新的調(diào)整，2006年工資總額增長率增加到5.93%，增長速度超過2005年的水平，從這個角度而言證明了2005年的改革對總工資增長率有積極的影響。為了更好地反映出2005年改革對國有企業(yè)工資總額增長率的影響，下面考慮使用差異中的差分估計方法（Difference-in-Difference），利用國有企業(yè)和其他企業(yè)在2005年前后總工資增長率的變化來研究2005年養(yǎng)老保險改革對國有企業(yè)總工資增長率的影響。

圖2 國有企業(yè)工資總額增長率擬合值隨時間變化的圖像

由于當(dāng)時我國養(yǎng)老保險制度在國有企業(yè)基本上實現(xiàn)了全覆蓋，而在其他類型企業(yè)中的覆蓋范圍就低很多。并且從數(shù)據(jù)中可以看到在2005年其他企業(yè)總工資增長率為26.7%，2006年總工資增長率為26.4%；國有企業(yè)在2005年總工資增長率為9.7%，而在2006年總工資增長率為12.1%。國有企業(yè)在2005年前后總工資增長率發(fā)生較大的改變，而其他企業(yè)未發(fā)生顯著改變，所以本文假定其他類型的企業(yè)由于覆蓋率很低而基本上不受到2005年養(yǎng)老保險改革的影響，從而作為研究的控制組；國有企業(yè)職工基本上全部參加了養(yǎng)老保險制度，2005年改革前后受到明顯的影響，其作為模型研究的試驗組。

建立如下回歸模型B：

gwgr=α+β1state+β2reform+β3state#8226;reform+β4region+β5tax+β5type(9)

在回歸模型B中，系數(shù)β3的估計結(jié)果就反映了以其他企業(yè)為參照，國有企業(yè)總工資增長率受到養(yǎng)老保險改革影響而進行的調(diào)整。由于在上面的回歸中主要使用了兩年的橫截面數(shù)據(jù)，所以需要對那些存在地方差異的變量進行控制，主要有：（1）樣本所處的經(jīng)濟規(guī)劃區(qū)域，國家發(fā)展改革委將我國分為四個經(jīng)濟區(qū)域，分別是東北地區(qū)（包括遼寧省，吉林省和黑龍江省），東部地區(qū)（北京市，天津市，河北省，上海市，江蘇省，浙江省，福建省，山東省，廣東省，廣西壯族自治區(qū)和海南?。?，中部地區(qū)（包括山西省，內(nèi)蒙古自治區(qū)，安徽省，江西省，河南省，湖北省和湖南省）和西部地區(qū)（包括重慶市，四川省，貴州省，云南省，西藏自治區(qū)，陜西省，甘肅省，青海省，寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)）。)記為模型中的region變量，不同區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展和地理情況有較大差別，所以需要在回歸的時候?qū)ζ溥M行控制。（2）繳費率（地區(qū)繳費率是地區(qū)養(yǎng)老保險收入和該地區(qū)應(yīng)費工資總額的比重，記為模型中的tax變量，不同的地區(qū)由于人口老齡化的程度不同而采用了有差異的繳費率水平，一般而言繳費率越高的地區(qū)總工資增長率水平也越低，存在顯著的影響，需要對之進行控制。（3）統(tǒng)籌層次，記為模型中的type變量，當(dāng)該地區(qū)為省級統(tǒng)籌取值為1，其余取值為零。我國養(yǎng)老保險在不同的地區(qū)采用了不同的統(tǒng)籌方案，在2006年實行省級統(tǒng)籌的有13個省區(qū)，市縣級統(tǒng)籌有18個地區(qū)。)統(tǒng)籌層次不同對于企業(yè)繳納的社會統(tǒng)籌費用存在一定的影響，所以回歸模型對這個因素也進行了控制。表3中給出了上述估計方程的回歸結(jié)果，表格中括號內(nèi)為估計系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差?；貧w結(jié)果中的常數(shù)項等省略。由于reform變量系數(shù)不顯著，所以從回歸方程中刪除。

表3 2005年改革對工資總額增長率影響分析回歸結(jié)果

變 量123

是否國有企業(yè)-0.107 -0.109-0.107

(0.011)(0.016)(0.011)

交叉項0.0220.0220.021

(0.013)(0.013)(0.012)

繳費率水平-0.275-0.245-0.392

(0.080)(0.082)(0.109)

統(tǒng)籌層次-0.013-0.008

(0.010)(0.011)

區(qū)域變量未控制未控制控制

樣本數(shù)量124124124

表3中回歸結(jié)果的“交叉項”就是式中β3的估計結(jié)果，這個結(jié)果反映了與其他類型企業(yè)相比國有企業(yè)在2005年改革后相對于改革前工資總額增長率平均增長了2.2%，在表3所列出的3個不同的回歸方程中，這個估計結(jié)果很穩(wěn)定，而且是在單尾5%的概率水平上統(tǒng)計顯著。通過差異中的差分方法的應(yīng)用，本部分的研究結(jié)論從實證角度驗證了2005年養(yǎng)老保險改革增加國有企業(yè)工資總額增長率的結(jié)論。

五、研究結(jié)論

本文選擇我國養(yǎng)老保險制度在1997年和2005年改革為研究對象，通過建立一般均衡模型從理論上研究養(yǎng)老保險改革對工資總額增長率的影響，并結(jié)合實際數(shù)據(jù)進行分析，力求客觀全面地評估我國養(yǎng)老保險制度改革對勞動力市場的影響。

1997年的養(yǎng)老保險改革提高了社會統(tǒng)籌繳費率水平，降低了勞動者的提供勞動供給的邊際回報，勞動者將減少勞動供給；而且統(tǒng)籌繳費率的提高也減少了經(jīng)濟中的資本存量水平，經(jīng)濟中的總產(chǎn)出水平必然受到負(fù)面影響，從而經(jīng)濟中工資總額增長率將呈現(xiàn)下降的變化趨勢。2005年的養(yǎng)老保險改革增加了社會統(tǒng)籌養(yǎng)老金計發(fā)工資基數(shù)的激勵系數(shù)，改變了高收入者和低收入者的養(yǎng)老金水平，且改變的方向是相反的，所以會對不同類型的勞動者產(chǎn)生不同的影響。計發(fā)工資的激勵系數(shù)調(diào)整后，其對工資總額增長率的影響取決于不同類型勞動者的反應(yīng)的綜合效果，數(shù)據(jù)研究顯示其綜合作用的結(jié)果是提高了國有企業(yè)的工資總額增長率水平。

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The Study of the Effect of Chinas Social Security Reform

on Wage Growth

Jun Yang，Liutang Gong

(1.School of Labor and Human Resources，Renmin University of China;2.Guanghua School of Management，Peking University)

Abstract：It is an important issue to study the effect of Chinas social pooling pension system on the equilibrium employment and wage in the labor market.The paper takes pension reforms in the year 1997 and the year 2005 as examples to study this effect from a general equilibrium framework through theoretical and empirical approaches.It is concluded that the reform in 1997 cut down the stimulus for promoting more labor and decreased the total wage growth rate for state-owned enterprises，while the net effect of the reform in 2005 increased the total wage growth rate.

Key word:Social Pooling Pension System; Effective Labor Supply; Lifetime Utility（責(zé)任編輯：劉 艷）