養老保險繳費、價格轉嫁與企業出口

0引言

改革開放以來，我國經濟持續快速增長，已經成為世界第二大經濟體。2023年，我國進出口總額是5.94萬億美元，其中出口3.38萬億美元，占國際市場份額 14.2% ，連續多年成為全球第一出口大國。在經濟飛速發展的同時，我國區域經濟發展存在嚴重的不平衡問題，社保制度可能是導致這一現象的重要原因之一。因為東部沿海地區的經濟發展水平高于中西部地區，導致大量中西部年輕人到東部地區工作，流出的年輕人在將近退休時又會回到西部地區養老，這意味著中西部企業承擔更重的社保負擔，加劇了區域經濟發展不平衡的問題。厘清社保負擔對企業行為的影響，有利于更深入理解我國區域發展不平衡的問題，也為后續區域平衡發展的相關政策制定提供參考依據。此外，養老保險費用占社保費用的比例最大，對企業的影響更嚴重。我國社保收入占總稅收的比例從1998年的 16.58% 上升到2022年的 48.11% ，其中，養老保險費收入占比最大，2007—2010年間中國養老保險費收入占社保總收入的比重接近 60% ，此后雖有所降低，但也一直維持在50% 左右。企業繳納的養老保險費用已經成為企業的重要生產成本，該費用可能會轉嫁到產品價格上，進而影響不同地區企業的產品定價和國際競爭力。現有文獻主要研究養老金繳費率對企業現金流、企業生產效率和創新等方面的影響（Autoretal.，2007），并從工資擠出和資本替代等角度研究養老保險費的轉嫁效應（封進，2013;Saezetal.，2019）。但是，關于養老保險費是否會轉嫁給消費者，如何影響企業產品國際競爭力的研究還不夠。本文認為，在我國區域間發展不平衡加劇、中美經貿關系不確定風險加大的背景下，有必要厘清養老保險費對企業出口產品競爭力的影響及其傳導機制，這有利于更好地發揮外貿對經濟發展和縮小區域發展差距的支撐作用。

大量文獻研究企業養老保險費率對企業行為的影響。最直接地，社保費率會影響企業的參保率，社保費率越低，參保企業就更多（趙靜等，2015）；養老保險繳費的確會引致勞動力成本上漲，降低企業研發資金和投資，進而降低企業生產率和創新（Autoretal.，2007；趙健宇和陸正飛，2018）。但是，較高養老保險繳費率導致企業勞動力成本上升也可能會“倒逼”企業技術創新，提高企業的生產率，主要是通過提高人力資本和管理水平。于新亮等（2019）研究發現養老保險繳費率處于 14%～18% 區間對企業生產率提升的促進作用最大。此外，下調養老保險費率能降低企業成本，提高企業現金流和融資能力，進而促進企業出口（Chandra and Long，2Ol3;Gourdon et al.，2022;馮闊和唐宜紅，2021）。

經典的稅負轉嫁理論認為，稅負在生產者和消費者之間的分攤由供需彈性相對較小的一方承擔。AImetal.（2009）基于美國各州月度汽油價格的差異性，發現燃油稅完全轉嫁給最終消費者。ChouinardandPerloff（2OO4）發現聯邦燃油稅由消費者和零售商共同承擔，但州燃油稅完全由最終消費者承擔。Kopczuketal.（2016）發現燃油稅對消費者的轉嫁程度取決于廠商所處產業鏈位置、燃料市場供給彈性等因素。Nielsenand Smyth（2008）基于上海社保局提供的企業數據，發現2003年企業社保繳費中的1/3會轉嫁給員工。封進（2013）同樣發現企業會將當期社保繳費的 10%～50% 以降低工資的方式轉嫁給低技能勞動者。企業和職工共同分享剩余價值，工資受到雙方議價能力、工資設定規范和公平性的影響（Saezetal.，2019）。類似的，養老保險繳費對職工工資的擠出效應同樣取決于職工對社保繳費的重視程度和勞動供需的相對彈性，文獻多關注對職工工資的轉嫁效應。企業通過用資本替代勞動的形式，甚至是調整職工學歷結構①等更隱蔽的形式實現向職工的轉嫁（鄢偉波和安磊，2O21）。Benzartiand Harju（2021） 發現社保繳費導致企業替換低受教育水平職工和體力勞動者，并調整投資。馬雙等（2014）發現養老保險繳費率每增加1個百分點，企業將擠出員工工資福利 0.6% ，減少企業雇傭人數 0.8% 。總結來看，社保繳費負擔轉嫁的研究集中在向職工轉嫁的領域，缺乏向消費者轉嫁的問題討論。

本文手動收集養老保險繳費率數據，研究養老保險費率改革對企業出口的影響，首次從養老保險費轉嫁給消費者（出口產品價格）的視角探究其作用機制。研究發現，中國城市間養老保險費率存在顯著差異，沿海地區的養老保險費率低，東北地區和西藏的養老保險費率高，國有企業的繳費率更高、地區間差異更小；養老保險費率對企業出口概率（擴展邊界）和出口額（集約邊界）均存在顯著負向影響，大規模、年齡更大的企業和市場化程度高的行業受到的影響更小。機制分析表明，養老保險費通過轉嫁給消費者，提高（降低）出口企業產品價格，進而降低（提高）企業出口，并通過影響企業融資約束和用工結構進而影響企業出口。

本文可能的貢獻體現在三個方面。第一，完善了養老保險繳費率數據，擴充了現有研究數據庫。已有文獻對同時間跨度養老保險繳費率信息搜集的完整度約為 30% （馬雙等，2014；趙健宇和陸正飛，2018），本文通過電話訪談方式將這一完整度提高到 60% ，使得本文可以基于更豐富的信息精準描繪和測度養老保險費用的特征信息。第二，補充了養老保險繳費負擔向消費者轉嫁的經驗證據。現有研究多集中于社保繳費負擔下企業的“逃費”“避稅”以及向職工的轉嫁等行為（鄢偉波和安磊，2021），鮮有社保繳費負擔向消費者轉嫁的研究。本文從產品差異角度出發，研究養老保險繳費負擔對不同出口企業轉嫁程度的差異，為稅費轉嫁理論補充了證據支撐。第三，論證了降低養老保險費率對企業出口競爭力的影響，為穩定外貿對經濟發展促進作用的政策制定提供參考依據。現有研究多考慮養老保險繳費作為一項用工成本對企業生產績效表現的影響（趙健宇和陸正飛，2018；于新亮等，2019），本文基于更詳細的數據與準自然實驗探究養老保險費率對企業出口競爭力的影響，為促進外貿發展、穩定經濟發展、構建新發展格局提供了政策借鑒。

本文余下部分結構安排如下：第1部分是數據和典型事實，第2部分是實證結果，第3部分是機制分析，第4部分是主要結論。

1數據和典型事實

本文使用的數據主要包括三個部分：1998—2011年中國工業企業數據、手動搜集的1998—2013年338個城市和地區的養老保險費率數據、2000—2011年海關出口數據。通過電話咨詢和網頁搜索方式①，本文手動搜集了1998—2013年338個城市和地區的養老保險費率數據，是當前同類數據中完整度最高的數據。數據占應搜集數據總數 （338×10 年）的 66.63% ，其中私營企業占比 67.87% ，國有企業占比 66.75% ，數據完整度遠高于已有文獻同時間區間 30% 的完整度（馬雙等，2014；趙健宇和陸正飛，2018）。

中國職工基本養老保險費包括兩個部分：用人單位繳納基本養老保險費和個人繳納養老保險費，其中企業繳費率一般不得超過企業工資總額的 20% ，個人繳費率是個人工資的 8% 。雖然在2015—2019年，國務院多次部署降低或階段性降低社會保險費率，職工五項社保費率總水平從 41% 降至 33.95% ，減費累計近萬億元②，但是中國企業繳納的養老保險費仍高于世界其他國家③。2022年之前，我國各地區的養老保險繳費率差異較大，東南沿海地區的養老保險繳費率低，東北地區、河南和西藏的養老保險繳費率高。雖然2010年制定的《社會保險法》中早就寫入了“職工基本養老保險全國統籌”，但長期以來作為養老保險主體的職工養老保險總體上停留在縣、市一級。2018年中央調劑金建立之后，省級統籌才提速，到2020年年底，各省基本實現了省級統籌。2021年全國多省份陸續發文，明確將逐步過渡統一全國養老保險繳費標準。2022年1月起，全國各地將統一執行國家核準的參保單位和個人繳費率，調整后養老保險單位繳費率為 16% ，個人繳費率為 8% 。在統籌之前，不同地區企業繳納的職工養老保險費率差異很大，東南沿海地區作為勞動力主要流入地，企業的繳費率較低，而東北地區、河南和西藏作為勞動力的主要流出地，繳費率較高；其次，如圖1所示，國有企業和私營企業的平均養老保險繳費率基本維持在國家制定的繳費 （20% 附近，私營企業繳費率相對國有企業均值更低、地區間差異更大，由于私營企業經濟活力與成本因素相關，地方政府有為激勵私營企業自主制定相對更低的費率以刺激經濟發展。同時，標準差曲線表明繳費率異質性逐年降低，反映了養老保險費率從縣級向省或省授權的地區再到全國統籌的過渡進程。

圖2展示了部分省、市和自治區養老保險平均繳費率，東南沿海地區的養老保險企業平均繳費率較低，東北地區、河南和西藏的繳費率則較高。東南沿海地區外來務工人口較多、人口結構年輕，社保基金支付壓力小，政府又通過降低繳費率激勵地方經濟（馬雙等，2014）。相較之下，東北地區人口流出大、人口老齡化問題嚴重，制定較高的養老保險繳費率緩解社保基金收支壓力是優先級更高的目標。這反映了地方政府在低費率吸引投資和高費率彌補社保基金缺口間的權衡。各省、市和自治區養老保險繳費率統一進程不同，除河北、陜西、福建、海南早在1998年實現了省內繳費率統一外，全國各省統一進程呈現以下規律：自西向東養老保險費率統一時間越來越晚，且東南沿海地區省份統一的時間遠遠滯后于中西部地區。東南沿海地區經濟發展優于中西部地區，地方政府也通過自主制定費率的方式為企業創造公平自由的競爭環境，這或許可為此提供可行解釋。

2實證結果

2.1 基準檢驗

養老保險費率通過提高企業的生產成本影響企業出口行為。本文使用實證方法檢驗養老保險費率對企業出口行為的影響。回歸方程如式（1）所示：

Export_ijkt=β₀+β₁Pensrate_ijt+β₂Controls+δ_i+η_t+θ_k+ρ_pt+ε_ijkt （1）

其中， Export_ijkt 表示城市 j 行業 k 的企業 i 在 Ψ_tΨ_Ψ 年的出口行為，包括出口概率和出口額；Pensrate _ijt 表示養老保險費率；控制變量Controls包括企業類型、企業年齡、企業規模、企業平均工資、人均資本存量、企業杠桿率、營業利潤占比以及城市規模、城市經濟發展水平、城市平均固定資產和城市上一年度平均工資等； 分別表示企業、年份、行業和省份-年份固定效應； ε_ijkt 是殘差項。本文回歸系數的標準誤均在企業層面進行聚類。基于式（1），分別在擴展邊界（出口概率）和集約邊界（出口額）檢驗養老保險費率對企業出口概率和出口額的影響。表1是回歸結果。第（1）列是沒有控制固定效應的回歸結果，回歸系數顯著為負。第（2）列在第（1）列的基礎上加入企業、年份和行業的固定效應，回歸系數為一0.408，表示養老保險費率每提高1個百分點將導致企業出口概率下降0.4個百分點。考慮到不同省份在不同年份可能出臺不同的宏觀政策，進而對這會影響回歸系數，因此本文在第（3）列控制了省份年份固定效應，回歸系數依然顯著為負。考慮到控制變量可能存在內生性的問題，本文在第（4）列使用控制變量在基期的值乘以時間趨勢，替換原有的時變控制變量，回歸系數依然顯著為負，進一步說明了養老保險費率的提高顯著降低了企業出口概率。表1第 （5）～（8） 列檢驗養老保險費率對企業出口額的影響，回歸系數依然顯著為負，養老保險費率每提高1個百分點，企業出口額將下降0.55萬元。養老保險費作為企業成本的重要構成，對企業出口行為的擴展邊界和集約邊界均存在顯著負向影響，該結果與已有文獻關于稅率對企業出口行為的研究結果一致（ChandraandLong，2013）。

基準回歸驗證了養老保險費率越高，企業的出口概率越低、出口額越小。但是不同企業受到養老保險費率調整的沖擊是有差異的，所以對出口行為的影響也可能不同（馬雙等，2014）。接下來從企業年齡、企業規模、行業集中度三個角度探究養老保險費率對企業出口行為的異質性影響。企業進入市場時間越長、規模越大，越有能力通過其他渠道分擔養老保險繳費負擔，企業行為受養老保險費率的影響可能越弱。表2是回歸結果。第（1）、（2）列是企業年齡的異質性回歸結果，回歸系數顯著為正，說明養老保險費率對企業出口行為的影響效果隨著企業年齡的增加而減小。成熟企業的經營時間長，運營模式和管理制度等都較為完善，養老保險費調整沖擊對出口的影響較小；而初創企業在人力、資金、技術等方面都存在較高的不確定性，養老保險繳費負擔可能會阻礙企業經營發展。第（3）、（4）列是企業規模的異質性回歸結果，表明企業規模越大，養老保險費率對企業出口概率的影響越小，但是大企業出口金額受到的影響更大。這主要是因為大企業的出口金額基數大，當費率上漲時，出于打開出口市場付出的沉沒成本，企業不會馬上停止出口，但是會降低出口金額，因此出現對出口概率和出口額影響不一致的情況。此外，集中度越高的行業壟斷程度越高，行業在市場競爭中的地位或話語權越高，理論上來說面對市場或成本波動的韌性越強；而集中度低的行業的市場競爭更大，成本或市場波動對單個企業經營的邊際影響更加顯著。本文使用企業工業銷售產值與行業總產值之比的平方和構建行業集中度（HHI指標，第（5）、（6）列結果顯示，養老保險費率對企業出口的影響效果隨行業集中度的增大而減少，說明企業所處行業壟斷程度越大，企業的定價能力越強，其出口行為越不易受到養老保險費率上調沖擊的影響，與預期一致。

2.2 內生性問題

基準回歸結果表明養老保險費率的提高會降低企業出口概率和出口額。然而地方養老保險費率可能是內生的。因此，本文將樣本劃分為費率上調組和費率下調組，根據城市法定稅率調整，構建雙重差分法（DID），檢驗事前和事后趨勢，以緩解內生性問題。以江西省為例，1998—2007年樣本區間內江西共完成兩次費率下調，分別是2002年（由 20% 下降至 18% ）和2003年（由 18% 下降至 16% 。由于部分樣本城市（地級市）費率由省級政府統一制定，因此費率調整對企業所在城市和企業本身而言相對外生。由于費率頻繁變動會對研究結果出現干擾（Fuest etal.，2018），所以本文選擇1998—2007年間只變動一次或連續兩次變動的城市為實驗組，包括費率上調組城市9個和費率下調組城市12個；對照組選擇費率為 20% 且1998—2007年間費率未發生變動的城市，對照組城市共54個。檢驗模型如式（2）和式（3）所示：

Export_ijkt=α₀+α₁treatup_j×post_jt+α₂Controls+δ_i+η_i+θ_k+ε_ijkt

Export_ijkt=α₀+α₁treatdown_j×post_jt+α₂Controls+δ_i+η_i+θ_k+ε_ijkt （3）其中，treatup；是城市 j 是否屬于費率上調組城市，如果城市 j 屬于費率上調組城市，則該變量取1，否則取O;treatdown；是城市 j 是否屬于費率下調組城市，如果城市 j 屬于費率下調組城市，則該變量取1，否則取0。變量 Post_jι 用以界定城市 j 在 Ψ_tΨ_Ψ 期是否在費率改革期后，如果時間 Ψ_tΨ_Ψ 是在費率改革期后，則該變量取1，否則取0。其他控制變量與基準回歸模型一致。表3是雙重差分法的回歸結果。第（1）、（2）列是費率上調組的檢驗結果，回歸系數顯著為負，說明當城市提高養老保險費率后，企業的出口概率和出口額均出現顯著的下降，驗證了養老保險費率對企業出口行為的抑制作用。第（3）、（4）列是費率下調組的回歸結果，回歸系數顯著為正，說明當城市降低養老保險費率后，企業的出口概率和出口額均出現顯著上升。另外，下調組回歸系數絕對值約為上調組回歸系數絕對值的2倍，說明降低費率對企業減負的刺激效果更明顯，這與文獻的結論一致（Saezetal.，2019）。總的來看，在緩解內生性的情況，本文依然發現養老保險費率與出口額和出口概率之間均存在顯著負相關關系，較高的養老保險費率不利于企業出口，與基準結果一致。

雙重差分法需要滿足實驗組和控制組在政策實施前是滿足平行趨勢的要求，本文使用事件分析方法，進一步檢驗雙重差分法的事前平行趨勢和事后的動態效果（Becket al.，2010），回歸方程如式（4）、式（5）所示。

（5）其中， year_jh 是相對政策實施年份的時間虛擬變量， year_jh∈[-3，4] year_jh=0 表示政策實施當年， year_jh=1 表示政策實施的第二年，以此類推。其他變量與基準模型設定一致。圖3是事件分析法的回歸結果。在費率調整之前，回歸結果不顯著，即實驗組和對照組滿足平行趨勢，意味著前文雙重差分法的回歸結果是可信的；在費率調整后，費率上調組的回歸系數顯著為負，費率下調組的回歸系數顯著為正，且費率下調對出口的促進作用大于費率上調對出口的抑制作用，與基準結果一致。

標準DID模型涉及的政策實施時點或沖擊發生時點為同一時期，然而不同地區在不同的年份調整養老保險費率，這可能導致回歸結果存在偏誤。圖4展示了所有實驗組城市的具體情況及費率調整年份。根據政策進入時點差異統計，2002年最集中發生了費率的調整，包括費率上調城市8個和費率下調城市11個，在實驗組城市中占比近 50% 。本文使用交錯DID方法，進一步分析多時點回歸結果的異質性效應。Goodman-Bacon（2021）指出，交錯DID下估計出的系數實際上是一系列 2×2 標準DID系數的加權，交錯DID中會將早處理組作為晚處理組的對照組，當處理效應不是隨時間固定不變時，估計結果有偏誤。其次，deChaisemartin and D'Haultfoeuille（2O2O）指出，當存在異質性處理效應時，會出現“負權重”的問題。結合已有文獻，綜合考慮本文所使用的政策，本文基于Sunand Abraham（2021）構造IW估計量，對比了傳統固定效應的估計方法和交錯DID方法之間的差異，并實現了事件研究分析和平行趨勢檢驗，結果如表4和圖5所示。在交錯DID的分析框架下，政策實施前的回歸系數不顯著，政策實施后費率上調組和費率下調組的回歸系數分別顯著為負和正，與基準結果一致。

注：橫軸表示費率調整的相對時間，縱軸表示調整費率對企業出口行為影響的回歸系數，虛線表示 95% 的置信區間

注：以政策發生前1期為基準期。橫軸表示費率調整的相對時間，縱軸表示調整費率對企業出口行為影響的回歸系數，陰影部分表示 95% 的置信區間

2.3 穩健性檢驗

2.3.1 變量替換

本文加入的控制變量可能會受到企業出口行為的影響，導致估計結果出現偏誤。本文刪除可能會受到出口行為影響的控制變量，例如企業規模、企業平均工資、人均資本存量、企業杠桿率、營業利潤占比等。為了排除這些控制變量對結果的影響，本文在基準模型中只保留企業類型、企業年齡等相對不受出口行為影響的控制變量。表5是回歸結果。第（1）和第（3）列報告了基準回歸的結果，第（2）和第（4）列是調整控制變量后的回歸結果。本文發現，養老保險費率對企業出口概率和出口額仍然具有顯著負向影響，結論與前文一致。

然后，使用不同的方法度量養老保險費率，替換基準模型的解釋變量，進一步檢驗結果的穩健性。首先，使用加權繳費率作為解釋變量。由于養老保險費率變動的調整時間并不統一，本文手動搜集各地區費率調整政策文件的出臺月份，對政策變動前后的費率進行加權處理。研究發現，表6第（1）、（2）列的回歸系數顯著為負，意味著養老保險費率越高，企業的出口概率越低、出口額越小。其次，本文使用繳費率變動作為解釋變量。繳費率變動指標的構建方式是：如果當期費率大于上一期費率，那么繳費率變動 =1 ；如果當期費率等于上一期費率，那么繳費率變動 =0 ；如果當期費率小于上一期費率，那么繳費率變動 =-1 。第（3）和第（4）列是對應的回歸結果，回歸系數顯著為負，說明當繳費率提高后，企業出口概率和出口額出現顯著的下降，與基準結果一致。最后，根據當期和上一期的繳費率計算平均繳費率，再次檢驗回歸結果的穩健性。第（5）、（6）列的回歸系數仍然顯著為負，與基準結果一致。

2.3.2 更換樣本檢驗

接下來，本文調整回歸樣本，進一步檢驗結果的穩健性。首先，使用城市平衡面板數據進行穩健性檢驗。雖然搜集的費率數據較為完善，但在樣本區間內部分城市的養老保險費率仍存在缺失值的情況，可能導致回歸結果存在偏誤。因此，本文刪除樣本區間內養老保險費率存在缺失的城市，構建平衡面板數據，檢驗基準結果的穩健性。表7第（1）、（2）列是回歸結果，本文發現，回歸系數顯著為負，與預期一致。其次，本文保留私營企業樣本，檢驗結果的穩健性。為排除 2002年以來國有資產管理體制改革的影響，保留1998—2007樣本區間內私營企業樣本，進一步檢驗結果的穩健性。第（3）、（4）列是對應的回歸結果，保留私營企業樣本回歸系數相比基準回歸系數絕對值明顯增大，說明私營企業出口行為受養老保險費率的抑制作用比非私營企業更大，與前文分企業類型的異質性回歸結果一致。

2.3.3 排除干擾性政策

本部分分別從我國加入WTO、最低工資制度和完善企業職工基本養老保險制度三個方面，排除同期其他政策對估計結果可能帶來的偏差。首先，排除我國加入WTO對回歸結果的影響。因為不同地區受到我國加入WTO的影響不同，比如沿海地區受到的影響更大，這可能對結果產生影響。本文構造貿易開放度指標，將該指標納入基準模型中，以此控制我國加入WTO對各地區出口貿易的影響，進一步檢驗結果的穩健性。參考已有文獻，貿易開放度指標的構建方法如式（6）所示：

表8第（1）、（2）列是加入貿易開放度指標的回歸結果，回歸系數顯著為正，說明貿易開放度越高的城市，企業的出口概率和出口額更大，與預期一致。養老保險費率的回歸系數依然顯著為負，說明在控制我國加入WTO的政策對基準結果可能產生的影響后，養老保險費率對出口行為的影響依然存在。

其次，《最低工資規定》自2004年3月1日起施行，明確規定用人單位依法應支付的最低勞動報酬并對企業用工成本產生影響。考慮到對養老費率上調組和養老費率下調組的影響不同，本文分兩組研究。本文在式（4）和式（5）的基礎上，加入2004年之后的虛擬變量（MinWage）與實驗組虛擬變量的交互項。表8第 （3）～（6） 列分別報告了費率上調組和下調組的回歸結果，treatup_post_MinWage和 treatdown_post_MinWage的回歸系數不顯著，但是上調組的 treatup_post的回歸系數顯著為負，下降組的 treatdown_post的回歸系數顯著為正，與基準結果一致。

3機制分析

接下來從價格轉嫁、融資約束和用工結構三個方面，探討養老保險費率對企業出口行為的影響機制。首先，企業參與市場競爭，價格機制是最基本的運行機制，稅負轉嫁理論認為企業通過提高產品價格，將稅負轉嫁給消費者，養老保險負擔也有可能通過價格轉嫁的方式影響企業出口行為。其次，養老保險費提高了企業成本，并影響企業的融資約束和用工結構，進而也會對企業出口行為產生影響。

3.1 養老保險負擔與價格轉嫁

文獻發現稅負由生產者和消費者共同分擔，且在長期內更多地由消費者承擔（ChouinardandPerloff，2OO4），這種向消費者的轉嫁一般通過產品價格上漲的形式表現出來。養老保險費與稅費的轉嫁效應有相同和不同之處，相同之處是兩者都能通過價格轉嫁給消費者，不同之處是養老保險費是員工的隱性福利，企業還可以通過降低員工工資抵消部分成本（封進，2013）。本文結合海關進出口數據和手動搜集的養老保險費率數據，研究養老保險費用負擔的價格轉嫁效應。回歸模型如式（7）所示：

log（Price）_ijkdt=β₀+β₁Pensrate_ijt+β₂Controls+δ_i+γ_k+η_i+θ_d+ε_ijkdt （7）

其中， i 表示企業， j 表示城市， k 表示產品， d 表示出口目的國， Ψ_tΨ_Ψ 表示時間；被解釋變量log（Price） 是出口產品價格的對數值，檢驗養老保險費率對出口價格的轉嫁機制；控制變量包括企業類型和貿易類型； θ_d 是出口目的國的固定效應；其他變量設定與基準模型一致。表9是回歸結果。第（1）列控制了企業、年份、目的國的固定效應，回歸系數顯著為正，說明養老保險費率越高的地區出口產品的價格越高，意味著養老保險費確實通過提高產品價格的方式轉嫁給了消費者。第（2）列增加了產品固定效應，回歸系數依然顯著為正。第（3）列增加了目的國-時間的固定效應，排除目的國隨時間變化對結果的影響，結果依然顯著為正。本文根據李艷和楊汝岱（2020）的方法構建產品質量，在第 （4）～（6） 列進一步控制產品質量，排除產品質量差異對回歸結果的影響，回歸結果依然顯著為正，且回歸系數變動很小。因此，本文發現養老保險費率確實存在價格轉嫁效應，通過提高出口產品價格將養老保險費轉嫁給消費者，進而影響出口。

養老保險費的價格轉嫁效應取決于產品的類型，對于同質的產品，所有的價格都是公開透明的，市場競爭也很激烈，養老保險費的價格轉嫁效應小；但是對于異質性產品，企業擁有定價能力，價格轉嫁程度應該會更高。參照Rauch（1999）的研究將產品分為同質產品、定期發布價格產品和異質性產品，進一步檢驗價格轉嫁的機制。表10是回歸結果，報告了不同類型產品養老保險負擔的價格轉嫁效應。第 （1）～（3） 列分別是同質產品、定期發布價格產品、異質性產品的回歸結果。第（1）列同質產品的回歸系數不顯著，說明養老保險費不會影響同質產品的價格，即不存在價格的轉嫁效應；第（3）列異質性產品的回歸系數顯著大于第（2）列定期發布價格產品，說明異質性產品的定價權力更大，企業將養老保險費轉嫁給消費者的比例更大，與預期一致。第 （4）～（6） 列增加了目的國-時間的固定效應，回歸系數與第 （1）～（3） 列的回歸系數基本一致。其次，根據同質產品、定期發布價格產品和異質性產品，分析不同時間點養老保險費對產品價格的異質性影響。圖6表明，同質產品回歸系數顯著度較低，定期發布價格產品和異質性產品的回歸系數都顯著大于0，且異質性產品的回歸系數一直都顯著大于定期發布價格產品的回歸系數。這是因為同質產品的信息是完全透明的，產品之間是完全可替代的，所以很難將養老保險費轉嫁給消費者，提高產品價格。從時間趨勢來看，2000—2007年價格轉嫁效應基本穩定，但是在2007年之后，價格轉嫁效應出現下降，這可能與金融危機影響消費者購買力有關。

3.2 養老保險費與融資約束

養老保險費是企業的重要成本支出，提高養老保險費會降低企業的現金流和提高融資約束，進而影響企業出口行為。因此，本文從兩個方面構建融資約束，首先參考現有文獻做法（陽佳余，20l2;ChorandManova，2O12），構建企業內部面臨的融資約束， fcl= （利潤十折舊）/總資產；其次構建企業外源性融資約束， fc2= （流動資產-流動負債）/總資產，大量文獻也是用該方法來衡量外部融資約束的（Minettiand Zhu，2O11;Fauceglia，2015）。表11第（1）和第（2）列報告了養老保險負擔對企業融資約束的回歸結果。無論是內源融資還是外源融資，養老保險負擔均顯著提高了企業融資約束，降低了企業可支配現金流，進而對企業的出口行為產生影響，降低了企業參與國際市場的競爭力。

3.3 養老保險負擔與用工結構

養老保險對于出口的作用機制方面，除了成本-價格傳遞機制和融資約束機制以外，企業可能調整用工結構或者使用機器替代人工，對沖養老保險繳費給企業帶來的用工成本壓力。接下來從機器替代和用工結構兩個方面，進一步探究影響養老保險費對企業出口行為影響的作用機制。首先使用固定資產與從業人數的比例衡量企業內部資本勞動要素結構的變化，探討養老保險費率對企業用工結構調整的影響。理論上，如果養老保險費率提高了企業生產成本，那么應該可以看到企業使用資本替代勞動，緩解上升的勞動力成本對企業出口行為的影響。表12第（1）、（2）列是回歸結果，回歸系數顯著為正，說明企業的養老保險費率越高，企業的人均固定資產越大，即較高的養老保險費率會引致企業使用資本替代勞動，緩解生產成本提升對企業的影響。接下來，根據國際機器人聯合會（IFR）提供的工業機器人數據，檢驗養老保險費率通過影響企業使用機器替代勞動力，緩解對企業出口行為的影響。國際機器人聯合會提供的工業機器人數據目前覆蓋了1993—2019年100多個國家和地區各個行業工業機器人安裝量和工業機器人存量的相關數據。本文使用2000—2011年工業機器人行業數據，在回歸中加入行業層面工業機器人安裝量和養老保險費率的交互項，以及行業層面工業機器人存量和養老保險費率的交互項，結果如第 （3）～（6） 列所示。本文研究發現，養老保險費率 ? 機器人安裝量和養老保險費率 ? 機器人存量的回歸系數都顯著為正，說明養老保險費率越高，企業越有可能通過使用機器人替代勞動力，降低對企業出口的影響。作為勞動者保護的一項重要舉措，養老保險費率的提升雖然積極保護勞動者權益，但卻帶來資本對勞動的擠出以及企業在出口方面的負面影響，這與現有研究對于最低工資制度帶來的勞動力成本上升等對企業出口行為的研究結論保持一致（熊瑞祥和萬倩，2022）。

4主要結論

養老保險費率對外循環的影響關系到中國出口企業的競爭力和出口對經濟增長的拉動作用。近年來，世界各國都出臺了大量的減稅降費政策，我國也出臺了大量的減稅降費政策，但是我國養老保險費負擔高于世界同等發展水平國家的事實并未得到重視。本文研究表明，養老保險費用負擔會提高企業的生產成本，并轉嫁到產品上，從而影響企業出口競爭力。出口作為拉動經濟的“三駕馬車”之一，對我國經濟增長十分重要，關注養老保險費率對企業出口的影響具有十分重要的價值。具體來看，本文基于最全的養老保險繳費率數據，構建費率調整的準自然實驗，發現養老保險負擔對企業出口擴展邊界和集約邊界均存在顯著抑制作用，費率上調（下調）會對企業出口行為產生顯著抑制（促進）作用，且費率下調的促進作用強于費率上調的抑制作用。通過產品價格轉嫁給消費者是養老保險負擔影響企業出口行為的重要機制，且養老保險費通過降低融資約束和調整用工結構，進而影響企業出口的競爭力。

對于中國出口市場來看，企業養老保險費率是一個重大的影響因素。當前，受制于經濟復蘇進程艱巨、國際競爭格局不確定性加大等嚴峻的經濟環境，可預見未來的一段時間內為企業減負與保市場主體可能仍然是主要自標。降低名義費率和規范征收程序或從嚴監管，將通過“減負”和“加壓”兩種方式弱化企業的規避動機和規避能力，并大幅提升出口企業的競爭力。隨著社保征管體制改革的推進，未來有望破解社保體系在降低企業負擔、維持社保基金持續運行以及提升企業參保水平的“不可能三角”，為進一步減稅降費以及確定最優養老保險費率提供依據。

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Abstract As a significant component of corporate costs in China， pension insurance contributions have received insufficient attention regarding to their cost-transfer mechanisms to product prices and subsequent efects on product competitiveness. This study examines the impact of pension insurance contribution rate reforms on enterprise exports，exploring transmisson mechanisms through consumer price transfers （export product pricing）. Our findings reveal that substantial inter-city disparities exist， with coastal regions maintaining lower rates compared to Northeast China and Tibet，whereas state-owned enterprises have higher contribution rates with smallr regional variations. Besides， higher pension contribution rates significantly reduce both export probability （extensive margin） and export volume （intensive margin），with diminished effects observed among larger， more established enterprises and industries with higher marketization levels. Furthermore， mechanism analysis demonstrates tripartite transmission channels： pension costs affect export performance through price pass-through to consumers， aggravated financing constraints，and structural labor adjustments. The study concludes that excessive pension contribution rates ultimately transfer to consumers via price increases，undermining corporate competitiveness in international markets and impeding trade's pivotal role in economic development.

JELClassificationH75，H32，F14