我國養老保險地區間繳費負擔與征管收入平衡問題的實證分析*

◆馬海濤 ◆韓 飛

內容提要：地區間繳費負擔與征管收入不匹配是我國養老保險征繳的主要特征之一，也是制約我國養老保險事業可持續發展的重要因素。文章以地方征管動因為出發點，探析了地區間繳費負擔差異對費基的影響，旨在為緩解地區間繳費負擔與征管收入不平衡問題提供參考。研究發現，地方繳費費率增加會對地方就業人員規模及平均工資水平產生顯著的負向影響，引發費基的“流失”。此時，強征管與高費率相互促進，形成自我強化，強化了地區間的不平衡態勢。進一步分析顯示，相對于“城鎮單位”部門，費率對費基的抑制性影響在私營個體部門、服務業部門更為明顯，且費率上升還會降低本地生產效率。文章的政策含義在于養老保險改革需進一步平衡地區間繳費養老保險負擔，從而有助于平抑繳費負擔對勞動市場產生的扭曲效應，讓市場機制在勞動力要素配置中更好地發揮作用。

一、問題的提出與文獻綜述

我國城鎮職工養老保險體制改革面臨的主要矛盾之一是地區間征管收入與繳費負擔的不匹配。一般認為，征管收入應隨繳費率上升而增加。然而我國城鎮職工養老保險基金收入充足的地區往往繳費率較低，相反基金結余不足的地區繳費率較高①尹蔚民：《養老金累計結余4萬多億 盡快實現全國統籌》，第十九二次全國代表大會記者招待會第五場，2017年10月22日。。繳費負擔與征管收入的關系長期倒掛，呈現出一種空間上的“橫向結構失衡”②胡曉義：《當下我們養老保險基金是收支平衡略有結余》，全國政協十二屆五次會議，2017年3月9日。，倒逼中央調劑金制度改革。但中央調劑金制度本質上是對結余的橫向再平衡，不觸及這種不匹配現象的根源，屬于“治標”而非“治本”。而且，近年來東北、西北地區養老保險繳費率持續上升，沿海發達地區繳費負擔卻較為穩定，地區間繳費負擔的不平衡的現象更為明顯（詳見后文圖1、圖3）。這種情況下，探索相關的形成機制、明確平衡性政策導向不僅有益于緩解地區間發展不均衡問題，推進養老保險體制中央統籌改革，還有助于提高全國范圍內勞動力資源市場配置的效率，促進經濟高質量發展。

我國養老保險征管實踐要求對以上橫向結構性失衡的分析打破已有的“費率—收入”二元模型，將費基效應納入考量。一方面，我國養老保險體制建立之初曾面臨雙重壓力：一是社會化發放目標要求上調統籌層級；二是各地經濟發展巨大差異又要求保持地方管理自主性和積極性。由此逐步形成了當前“收支兩線”省級統籌征管體系。盡管中央制定了統一的費率標準，但各省在收支平衡的原則下仍掌握較大的征管自主權。發達省份因年輕勞動力較多，養老保險社會撫養能力更高，允許地方政府放松征管，降低實際繳費負擔，在滿足養老保險金收入的前提下進一步為地方經濟松綁。可見，在我國養老保險征管實踐中，繳費率并非外生于地方經濟發展，而是各省依據自身勞動力市場的條件統籌征管的結果，簡言之，費基會影響費率。

另一方面，公共財政的基本事實是費率變化引致繳費費基發生調整，但這一機制卻尚未被納入分析中。針對文獻中這一空白，文章將聚焦于地方費率差異如何影響繳費費基的問題。而且，結合我國省級統籌征管模式后，研究問題從“費率—費基”的視角解讀上述結構失衡現象，超越了傳統稅收經濟學中的稅費負擔歸宿分析。理論上，已知地方統籌征管下費基增加可降低費率，此時二者的相互影響又可分為三種情況：如果費率對費基存在正向影響，費率下降會減少費基，一定程度可抵消費基對費率的負向影響①由于社會保險、養老保險繳費率對勞動力存在正效應，所以費率上升仍可對繳費費基產生正向影響。詳見Anderson和 Meyer：“The Effects of Firm-Specific Taxes and Government Mandates with an Application to the U.S.Unemployment Insurance Program”，Journal of Public Economics,1997,(8)。；相反，如果費率對費基存在負向影響，費率下降則會擴大費基，推動費率進一步降低；如果費率對費基沒有顯著影響，則征管收入和費率倒掛現象應完全由地方收支平衡的統籌征管決定。實證研究中，費率和費基之間的雙向因果問題還會導致識別失敗。為此，文章發現滯后期離退休參保人員數量影響地方養老保險支出，但不再參與生產活動，因此可作為實際費率的工具變量，沿“征管—費率—費基”的鏈條識別費率對費基的因果作用。

工具變量回歸顯示地區費率每上升1個百分點，就業規模、平均工資會下降約0.83%和0.74%。這組負向影響說明繳費負擔的橫向不平衡現象應形成于一個“自我強化”的過程：就業和工資水平較低地區，社會撫養能力較低，迫使征管維持高費率保證收支平衡，而較高的費率又會抑制費基的增加，由此形成了一種高費率和“窄”費基相互適應的“下行螺旋”。

本文的政策含義在于未來我國養老保險征管體制改革需要重視平衡地區間費率，設計平衡導向的政策路徑，抑制地區間繳費負擔差異對勞動力資源跨地區分布的扭曲性影響。這對于平抑我國地區間社會經濟發展不均衡、不平衡現象有著明顯的意義。一方面，我國是勞動力遷徙大國，地區間繳費負擔差異對大量勞工的就業安排和企業的用工計劃產生的扭曲性影響更大；另一方面，當前省級統籌體系要求地方維持收支平衡，在給付的壓力下，地方政府沒有動力去解決地方負擔過高或地區間差異問題。為此，依托頂層設計，可以利用降低社保費率來促進地區間費率統一，縮小實際繳費負擔差異。我國仍施行更低名義費率的地區都是基金結余和就業相對充足的東部、南部沿海地區，現階段費率調整壓力不緊迫。可以在保持這部分地區費率制度穩定的同時，推動高費率地區的名義費率逐步向低費率地區靠攏。

相對已有文獻，本文研究主要包含以下四個方面。首先，已有關于社會保險、養老保險繳費水平的研究側重于對各地繳費水平差異的形成進行解釋。如袁志剛、李珍珍和封進（2009）發現收入水平是影響參保意愿的主要因素。封進、張馨月和張濤（2010）則發現各地外貿規模對繳費水平產生顯著負向影響。劉軍強（2011）以及彭雪梅、劉陽和林輝（2015）對比了征繳機關差異對參保率和繳費效率的影響。張川川和胡志成（2016）則從農村居民對政府信任的角度，考察了基層參保意愿問題。這一類研究主要是分析地區繳費水平社會經濟因素影響，但未考察費率變化對市場產生的進一步影響。

其次，本文回應了有關養老保險繳費負擔的經濟影響研究。已有研究考察了企業、行業內繳費對就業和工資水平的影響，如Li和Wu（2011）、封進（2014）、葛結根（2018）。而趙健宇和陸正飛（2018）將繳費負擔的影響進一步延伸至企業生產率，發現A股上市公司全要素生產率和實際繳費率之間存在負向關系。楊龍見等（2020）探討了社保降費緩解企業融資約束。盡管這一系列研究也利用繳費率解釋相應的經濟變化，但這些研究更多關注個體、地區內或行業內的部分，尚未考慮到地區間效應。

最后，已有關于勞動力流動的文獻更側重農村勞動力轉移的問題，尚沒有經驗性研究聚焦城鎮職工養老保險。如程杰（2014），賈男、馬俊龍（2015）和李江一、李涵（2017），都發現新農合、新農保等農村地區社會保險項目會產生“屬地鎖定效應”或“收入效應”，抑制了農村勞動力的轉移和供給。與此相對，本文則選擇城鎮職工養老保險繳費負擔差異的視角解釋勞動力跨地區調整。后文研究安排如下：第二部分梳理有關費率空間分布的典型化事實；第三部分進行實證研究；第四部分是異質性分析和進一步的計算；第五部分是本文結論與相應政策建議

二、我國養老保險繳費率空間分布特征

首先，文章提出采用地區養老保險基金收入與本地全體就業人員總工資的比值匡算地方養老保險平均繳費率。相比已有研究使用“城鎮職工人均繳費率”這一指標，文章對養老保險實際繳費率衡量的調整出于兩方面的考量：第一，文章算法貼近2019年對城鎮職工養老保險費基的界定調整，因此本文算法對未來政策制定更具有參考意義；第二，通過將全體城鎮就業人員納入計算，使繳費率變量不再局限于反映個體負擔，而是側重地區平均負擔。

養老保險平均繳費率=養老保險基金收入/全體就業人員總工資

其次，依以上算法并按我國“八大經濟區”劃分，文章發現各省費率分布體現出三個主要典型化特征：一是大部分省份和地區的養老保險費率水平都不高于2019年降費率前社保法所規定的28%，部分地區甚至長期處在15%水平附近；二是地區之間差異顯著，但各地區內變化較小，據本文測算，70%的省份繳費率標準差都小于其均值的10%；三是經濟發展狀況與繳費負擔呈負向關系，繳費率從西至東、從北至南由高降低。如圖1所示，各地區費率基本分為三個檔次。三個檔次分別是東北地區所處在的30%附近；西南、西北、黃河中游、長江中游和北部沿海地區基本處在20%～25%費率水平區間；東部、南部沿海地區穩定在15%費率水平處，這三個檔次分別對應高、中、低三類繳費負擔地區。

進一步，文章在征繳機關和人口流入情況兩個維度上進行對比。下圖2中上端圓形（社保統一經辦）和下端三角（稅務代繳）連線可以看出，盡管不同的征繳機關確實會導致省級費率出現差異，但是這一差異卻隨著時間減弱，甚至在部分年份彌合。兩類征繳機關地區之間的費率差異平均不到2個百分點，特別是在2011年至2017年這一差距基本維持在0.5%上下。另一方面，文章按照各省常住人口中“外地戶口”住戶比例是否大于等于50%將各省劃分為人口流入和非人口流入兩類。大于這一閾值的包括廣東、浙江、福建、北京、上海和天津六個省份和直轄市，定義為“人口流入地區”（圖3中處于下端的三角連線），其他省份定義為“非人口流入地區”（圖3中處于上端的圓形連線）。從圖3可以看出，人口流入地區比非人口流入地區費率水平約低5至8個百分點。且人口流入省份費率波動區間也處在較低水平，特別是在2017年后各省費率出現上漲時，非人口流入地區的費率上漲幅度顯著高于人口流入地區。對比圖2、圖3，可知相對于不同的征管機構，人口流動情況與地方費率之間的相互作用更為顯著。

圖2 按征繳機關分地區平均費率

圖3 按人口流入情況分地區平均費率

三、實證研究

（一）數據選擇與核心指標構建

本文回歸分析采用我國省級面板數據。考慮到部分地方財政體制特性，樣本剔除西藏自治區，港、澳特別行政區和臺灣地區后，樣本共包含30個省級地區并覆蓋2009—2016年的8年時間，共240個觀測值。選擇省級面板數據是因為一方面省級數據能直接反映省級統籌管理的相關信息，另一方面研究所利用的工具變量和養老保險基金收入等數據僅在省級層面可得。樣本期限選擇首先考慮到制度連續性問題，在這段時期內各省均逐步脫離了1998—2006年的費率過渡階段，各省都初步建立了省級統籌制度，且沒有省份在這一期間調整征繳機關。相對于2017年后我國社會保險、養老保險改革的政策密集調整期，樣本年限提供了一段較平穩的觀測期。其次，地方私營個體部門工資（用以計算地區全體勞動力收入和平均工資）相關數據僅在2009年后才可得。

實證研究的核心解釋變量是省繳費率。核心被解釋變量包括地方全體就業人員及其平均工資。其中，平均工資按照“城鎮單位就業人員”和“私營個體單位就業人員”各自當年工資水平的加權平均計算；而全體就業人員則是這兩個部門就業人員數之和。控制變量的選擇以全面性和減少共線性為準則。首先，利用各省人均GDP控制住地方生活水平、生產技術、經濟發展等因素對就業和工資帶來的影響，且人均GDP應與工資水平正向相關。其次，控制城鎮人口規模，剔除各省城鎮人口體量對勞動力供給產生的規模效應，城鎮人口規模一般應與就業規模正向相關。再次，回歸加入各省一般財政收入，用以控制政府收入對養老保險征管的替代或補償性作用；控制當地財政對社會保障的支出，控制關聯財政支出對于繳費率的潛在影響。最后，本文控制了私營企業單位數，這是因為，勞動力供需與市場中企業數量高度相關，且私營企業對于市場的反應更為敏感。以上所述各解釋、被解釋和控制變量的統計性描述詳見表1。

表1 主要變量統計性描述

（二）OLS基本回歸

本文首先采用OLS方法對模型（1）進行實證檢驗，為后文兩階段最小二乘回歸提供參照。其中，yit是我們關心的第i個地區第t期的平均工資或就業人數，rit是各省繳費率，Xit是上文所述控制變量，ξit是當前擾動項。相關被解釋變量和控制變量已取對數和實際值，回歸采用異方差穩健標準誤，回歸結果詳見下表2。

表2 養老保險費率對全體就業人員和平均工資OLS回歸

注：括號內是標準差。***、**、*分別代表在1%、5%和10%統計水平上顯著，下同。

表2從左到右分別展示了OLS，不含控制變量的雙向面板固定效應，含控制變量的雙向面板固定效應，不含地區、年份主效應的交互面板固定效應，含地區、年份主效應的交互面板固定效應，以及雙向面板隨機效應六個估計量的回歸結果。通過調整對不可觀測個體特征的假設，辨析不同估計量對相關系數估計的影響，以檢查模型設定的敏感性。從表2上半部分第1a-6a欄可以看到，不同估計量下費率都對就業人數存在顯著負向影響。對比1a、2a兩欄結果，估計值的絕對值在加入地區、年份固定效應后從6.4%下降到3.4%，表明地區、年度固定效應整體對地區間差異存在正向影響，符合我國地區間持續發展不平衡的現實狀況。從3a、5a和6a欄看到，在加入控制變量和地區、年份固定效應后，這一負向關系基本穩定在2.7%附近，并在1%統計水平上顯著。6a欄隨機效應模型和3a欄固定效應模型結果接近，且對比3a、5a欄，可以看到“地區*年份”交互固定效應對的估計的影響也不大。

從表2下半部分第1b-6b欄顯示的結果可以看出，省費率對于地方平均工資水平在統計甚至經濟性上一般不存在顯著的影響。從表2第1b、4b欄與其他回歸結果對比來看，添加地區、年度固定效應后，β前系數就由正轉負，并在統計上變的不顯著。從第3b、6b欄內結果比較來看，隨機效應和固定效應估計結果差距不大，相關系數估計值在隨機效應模型中相對更大，但統計顯著性上兩類模型不存在實質差距。再對比表2第4b欄內結果可知，“地區*年度”交互固定效應也不存在實質影響（僅引發相關系數標準差下降）。

總體來看，面板OLS回歸顯示養老保險費率對就業水平產生負向作用，但對平均工資的影響并不顯著。然而，盡管不同面板估計量可對不可觀測個體特征進行了處理，但無法解決繳費率和繳費費基之間的雙向因果問題。更重要的是，傳統理論只考慮需求和供給兩個方面養老保險繳費成本對就業和工資的影響，沒有關注征管—繳納之間的均衡關系。征管—繳納的均衡在決定我國地方養老保險繳費負擔及其影響中又十分關鍵。一方面，政府根據本地勞動力市場條件調整征管壓力，對于勞動力充足、工資水平較高的情況，政府可以適當調低費率和征管壓力，促進經濟發展。反之亦然；另一方面，勞動力需求也會進一步隨著費率變化進行調整。以上兩個機制相互作用，導致β不能被唯一識別，因此需要考慮替代性的實證策略。

（三）工具變量回歸

1.工具變量的構建

Besley和Case（2000）認為不同政策目標排序會引致政府調整征管壓力，進而影響實際繳費率。具體來說，本章假設政府既需要促進經濟產出，又需要征收足夠養老保險費用。令下式（2）中Git表示當地政府的目標函數，下標i表示第i個地區，t表示第t期。經濟生產僅考慮勞動力投入（包含正式、非正式勞動力），投入量是關于平均工資Wit的函數，存在，所以產出。相對于促進經濟產出yit，令ω表示社保收入在政府目標中的權重，并設ω大于0。征管收入表示為（titBit），tit是繳費率，Bit為可供征收社會保險費用的費基，一般來說，其中Cit代表參保的正式勞動力人數。此時，政府目標函數應符合以下形式：

在不考慮額外的財政補貼或其他來源收入的情況下，為維持養老保險體系可持續運行，政府每一期的征管收入應當大于等于當期支出。當期社會保險支出以Eit表示，它應是享受養老保險待遇的離退休人數Rit、工資水平以及當期政策待遇水平Dit的函數，此時應有：

根據式（2）、（3），可得政府最大化行為函數的拉格朗日形式（下式（4））。其中λ是拉格朗日乘子，且λ＞0，表示一單位社會保險結余對政府決策產生的邊際影響，體現了政府對于收入結余的“滿意程度”。

令式（4）對工資Wit求偏導，一階條件可得繳費率tit決定式（5）。其中，是勞動力的邊際產出，則代表勞動力需求對工資的彈性，為簡便起見，可視局部為常數。

從式（4）可以看出，政府最大化行為視角下地方實際費率的決定機制主要包括三方面：一是政府的“傾向”性因素，由表示。其中，政府越重視征管收入，ω越高，實際費率tit越高；政府對社保結余水平越不滿意，λ越小，實際費率tit也越高。

二是費基和費源部分，表示為式（5）等號右側中括號中第一項。其中，表示當期參保勞動力對總勞動力投入的比例，可視為當地已有費基和潛在費基的比例，反映當前經濟中崗位結構問題。此時，參保比例越高，供養人數也就越多，實際費率可以越低。另一方面，由當前生產函數決定，與繳費費源相關。從經濟意義上講，表示每一單位的勞動力成本可以轉化為多少產出，體現了單位勞動力創造價值或利潤的能力，而產出利潤實際上是繳費負擔的經濟基礎，在征管、逃避努力一定情況下，應與社保繳費正向相關。

此時，享受養老保險待遇的離退休人員數Rit雖然已離開了勞動力市場，與當期勞動力投入、價格無關，但仍直接影響地方撫養壓力，即與不可觀測的征管壓力正向相關，因此可作為地方征管壓力的代理變量，用以構建當地社保繳費率的工具變量，從征管壓力視角提供了識別相應局部平均處理效應的機會。這種思路正是Cowles-Wright式的識別策略（Angrist & Pischke,2009）：當不涉及當期勞動力投入和產出時，離退休參保人數Rit變化就只會影響式（5）反映的“曲線”移動，并在局部刻畫出另一個“方向”上的“費率—費基”曲線。

考慮到當期離退休人員與勞動力市場仍存在一定關聯，且地方統籌管理和政策調整存在一定的時滯，下文選擇以各省滯后一期的離退休參保人員Ri,t-1作為工具變量。這一工具變量的相關性將由后文一階段回歸給出，其外生性可由兩方面條件來滿足：第一，在本章樣本期間，20世紀90年代開始的企業改革中大規模職工離崗現象及其影響逐步被地方市場和制度消化，并體現為各省省級統籌工作均已初步完成（彭雪梅、劉陽和林輝，2015），實現了社會化發放；第二，參考方穎和趙揚（2011）的論證思路，本章利用OLS回歸考察滯后一期離退休人員是否與地方財政收支、平均房價之間存在顯著的相關關系（結果顯示在下表3中）。可以看出，滯后一期離退休參保人員與這些變量的相關系數在統計上都不顯著，排除其他財政渠道（如加大對離退休人員的公共物品供給）、財產贈與等潛在影響機制。

表3 工具變量與財政收支、房價指標相關性檢驗（控制地區、年份固定效應）

2.工具變量回歸

利用滯后兩期離退休參保人員數Ri,t-2作為工具變量，這部分將通過兩階段最小二乘法（2SLS）對式（6）、式（7）模型進行分析。控制變量與上文OLS回歸相同，并加入年份效應t和地區固定效應Si用以吸收周期性、年度政策性沖擊和地方不隨時間變化的特征，回歸采用異方差穩健標準誤，回歸結果詳見表4。

表4 工具變量回歸

表4第1-2、4-5欄匯報了2SLS回歸的結果，第3、6欄匯報了相應簡約式的估計結果。首先，第1、4欄顯示的一階段回歸中，滯后兩期離退休參保人員與費率之間存在顯著正向關系，印證了更多的離退休參保人員應增加撫養壓力，從而提高了繳費費率以滿足相應的支出需要。一階段相關系數估計值在1%統計水平上顯著，說明工具變量與解釋變量顯著相關，且一階段弱工具變量Wald檢驗F值遠大于經驗閾值10，不存在弱工具變量問題。

其次，從表4第2、5欄二階段回歸結果來看，養老保險費率提高1個百分點對于就業人員規模產生了約0.83%的負向影響，在樣本期間相當于約7.84萬人，估計結果在5%統計水平上顯著。同時，繳費率上升1個百分點則對平均工資產生了約0.74%的負向影響，約263.40元，結果在1%統計水平上顯著。從費基流失的視角來看，費率增加會導致潛在的繳費費基出現約1.57%（0.74%+0.83%）或約4.4億元勞動收入的減少。從第3、6欄簡約式估計來看，滯后一期離退休參保人員對就業規模和平均工資的相關系數都顯著為負，數值等于（γ·β），表明一階段回歸中工具變量不與同期擾動項相關。

需要強調的是，由于本文采用的工具變量（滯后期的離退休參保人數）既隨時間變化，又因地區而出現差異，蘊含了時間、空間兩個維度上的變化信息（Variation）。由此導致表4回歸結果既包含一定程度的地區內效應，又體現一部分地區間效應。地區內效應主要反映在時間維度的變化信息中，因此可以利用各變量樣本均值形成截面工具變量回歸，控制時間維度上的變化信息，突出地區間效應。

繳費率對各省樣本期間平均就業人數的相關系數估計值為-0.5239，標準差為0.1979；對各省樣本期間平均實際工資的估計值為-0.3651，標準差為0.1152，兩個結果都在1%水平上統計顯著。進一步，對比這組結果和表4中二階段回歸結果可知，繳費率對就業的負向影響中，地區間效應約占64%（-0.52/-0.83），而對工資的負向影響中，地區間效應的影響約為49%（-0.36/-0.74）。這說明繳費負擔在地區內更多體現為工資下降，在地區間層面上更多體現為勞動力的流動。

綜上，工具變量回歸顯示更高的繳費率會同時降低就業和工資，對地區間勞動力配置產生扭曲效應。對于我國養老保險地區間繳費負擔不平衡而言，這一負向影響會引發自我強化的趨勢。當地區勞動力出現流失或工資水平出現下降，養老保險征管收入隨之下降，政府就會加大征管努力以維持本地撫養能力。但高費率會降低單位勞動力創造利潤的能力，進一步抑制勞動力需求，引致“新一輪”就業和工資的下降。相反，對于低費率地區而言，由于單位勞動力可實現利潤更多，因此閑置勞動力的機會成本就會增加。刺激勞動力需求，引致就業和工資上升，擴充養老保險繳費費基，進一步激勵地方政府保持較低的費率。

（四）穩健性檢驗

文章將從以下四個角度進行穩健性檢驗。首先，考慮替代性解釋變量以檢驗表4回歸結果是否依賴特定的衡量方法。在表5第1、2欄中，文章采用已有文獻提出的職工平均繳費率（職工平均繳費/職工平均工資）作為解釋變量進行工具變量回歸，回歸結果在統計顯著性、符號上與表4保持一致，估計系數的數值也與表4接近，表明相應的因果推斷并不依賴特定的解釋變量。

表5 穩健性檢驗（一）

其次，由于本文工具變量是滯后兩期參保離退休人數，回歸結果還可能受到了滯后期數選擇的影響。為此，有必要再調整工具變量選取的滯后期數以檢驗回歸結果是否依賴特定的滯后期數。表6第1-4欄顯示了其他滯后期數對于工具變量回歸也沒有實質性影響，繳費率依然對就業和工資存在顯著的負向影響。

再次，因為就業和工資都由勞動力供需過程決定，二者之間應存在“同步變動效應”，此時使用3SLS既可以提高估計效率，又能夠提高對相關系數標準誤估計的一致性。3SLS回歸結果顯示在表6第5、6欄，相應的估計結果與前文2SLS估計接近，說明工資、就業之間的同步變動效應并不對本文實證結果存在實質影響。

最后，從其他影響機制來看，城鎮國有經濟規模、城鄉就業結構、人口年齡結構等相關因素還可能通過勞動力供給和分布結構等渠道對實證結果產生影響，因此本文再分別添加城鄉就業比、人口撫養比[可參與生產的人口數（18—60歲）/兒童與離退休年齡人口（0—18；60歲以上）]、國有單位人員占比三個控制變量，回歸結果分別呈現在下表7中。可見，反映城鎮經濟規模的城鄉就業比，反映經濟供養能力的人口撫養比和體現“體制”規模的國有單位就業比都未對費率—費基關系的估計產生實質影響，上文2SLS回歸結果依然穩健。

表7 穩健性檢驗（三）

四、異質性分析與進一步的計算

（一）對不同經濟部門的異質性分析

按照國家統計和工商管理標準，我國經濟可以分為“城鎮單位”和“私營個體經濟”兩個部門，二者在所有制結構、經營規模乃至養老保險的參保情況存在顯著區別。通過表8的回歸，本文發現城鎮單位在就業規模方面具有一定“剛性”，體現為費率增加并沒有顯著地降低城鎮單位就業人員的規模（表8第1欄）。相反，私營個體部門的就業規模對費率變化更為敏感，下降幅度大于樣本平均水平（表4第2欄）。同時，盡管兩個部門平均工資都出現了下降，但私營部門下降幅度也更大（表8第3、4欄）。

表8 繳費率對城鎮單位和私營個體單位差異性影響

控制變量 YES YES YES YES年份固定效應 YES YES YES YES地區固定效應 YES YES YES YES樣本量 240 240 240 240

（二）對投資、產業結構和地區生產率的影響

進一步，文章考察費率增加對企業投資，地方產業間就業結構，以及地區生產技術效率的影響。表9第一欄顯示繳費率每上升1個百分點，本地企業法人數會顯著下降約246個。這一結果表明高費率可能會損害企業家投資意愿以及市場競爭。同時，表9第二欄顯示費率上升并不會對本地私營投資者數量產生顯著的負向影響。文章認為這可能是因為投資者與實體企業不同，較少受到了地區、地理因素的限制。

其次，文章檢驗了費率變化如何影響地方產業間就業結構。本文發現費率每增加1個百分點，地方第三產業與第二產業就業人數比會隨之下降約0.99%（表9第3欄）。由此說明服務業部門對繳費負擔和征管壓力更為敏感。這可能是因為我國第三產業私營成分較多、企業規模更小，依賴勞動力生產的同時也對勞動力成本更為敏感。

表9 繳費率對企業數、投資者數、產業間就業結構和技術效率的影響

最后，文章考察了費率增加對本地生產效率的影響。研究首先假定本地生產要素包含勞動、固定資本投入和進口，再利用隨時間可變的隨機前沿生產模型估計了各省技術效率。從表9第4欄可以看出養老保險繳費率上升會顯著抑制本地的生產效率。本文認為，這一抑制性效應來自稅費的扭曲效應和私營經濟規模下降帶來的效率損失。

五、結論及政策建議

本文探析了地區間繳費負擔差異導致費基變動的問題。針對“費率—費基”之間存在的雙向因果問題，本文利用“滯后兩期離退休參保人員”構建工具變量回歸。回歸分析發現，繳費率每上升一個百分點，就業、工資會下降約0.83%和0.74%，即對潛在費基造成約1.57%的負向影響。這組結果表明，我國養老保險繳費負擔地區間不平衡現象是一個“自我強化”過程。即費率對費基的負向影響，會強化低費率地區在就業和工資水平方面的優勢，導致兩類地區費基規模差距不斷擴大，反過來又加強當前繳費負擔與征管收入的不匹配。本文還發現繳費負擔不僅對私營個體部門產生更為明顯的負向影響，還會降低企業數量和第三產業就業規模，甚至抑制本地生產技術效率。

由于這種“自我強化”趨勢，地區間繳費負擔失衡問題會對勞動力資源配置產生持續的扭曲性影響。特別是，對于我國是勞動力遷徙大國來說，這種扭曲性影響將涉及大量勞工的就業安排和企業的用工計劃，嚴重干擾經濟產出和勞動力資源的配置。因此，本文認為，未來政策需要強調平衡地區間繳費差異，構建相應的平衡機制和目標：使高費率地區的費率逐步向低費率地區靠攏，達到降低和統一繳費率相互結合、促進。當前，我國仍施行較低法定費率的地區都是就業和基金結余充足的東部、南部沿海省份，費率下調的壓力相對不迫切。因此，現階段可以保持這部分地區費率制度穩定。同時，逐步降低其他地區費率，降至低費率地區負擔水平，從而緩解地區間費率差異對勞動力流動產生的扭曲效應。這樣對高費率、非人口流入地區而言，既可充實繳費費基，又減輕了地方企業生產的負擔，還能通過統一費率制度穩步加快養老保險制度中央統籌的進程。

與此同時，這一做法在當前形勢下還具有以下三方面的優勢。首先，如果各地的費率差異較大，中央調劑金比例的設定就難以在地區間保持廣泛公平，因此縮小各省費率制度的差異有助于提高中央調劑制度的公平性。其次，盡管縮小地區間制度差距可能會減緩勞動力向東部、南部沿海地區流入，但對經濟聚集造成的潛在損害可能并不強，因這種平衡既減少了勞動力在局部的“過度”供給，還能促進非人口流入地區的私營部門發展，緩解所有制結構上地區間的不均衡。再次，統一征管制度頂層設計，與穩步推進中央統籌相互促進。因為養老保險政策的長期目標正是實現勞動力的自由流動和權隨人走的“全國一盤棋”，而中央統籌是打破地方性制度壁壘，提升全國市場效率的指導思想。堅持中央統籌的改革目標，也就要求平抑地區間征管制度和繳費負擔的差異，由此減少了制度性成本，提高經濟效率，推動經濟高質量發展。