社保费征管体制改革与企业全要素生产率：促进抑或抑制

孙雪娇 甦 叶

(天津财经大学，天津 300222)

一、引言

党的十九大以来，中国社会保障制度理念不断深入人心。《中国社会保障发展报告(2019)》指出，因为老龄化速度加快，个人账户养老缴费被用于支付当期退休者使用,结果职工个人账户为空账，养老金权益债务实际上处于隐性负债状态，2015年养老基金收不抵支的省份有6个，到2022年将有半数省份养老基金入不敷出。社会保险负担高低主要取决于两类因素，即缴费“基数”和“费率”。为有效应对经济下行压力，降低企业经营成本，中国已连续数年降低社保费率。在此背景下，只有依法堵住税基漏洞，将社保缴费的税基做实，才能为整体降低费率争取更大空间。2018年，中共十九届三中全会审议通过的《深化党和国家机构改革方案》明确指出，为提高社会保险资金征管效率，从2019年1月1日起，将基本养老保险费、基本医疗保险费、失业保险费等各项社会保险费交由税务部门统一(全责)征收(以下简称“社保转税”改革)。社保费征管部门的转换，既没有提高社保费率，也没有改变征收方式，却引来多方关注和讨论。这可能是因为，现阶段一些企业在社保费的缴纳问题上存有“操作空间”，不为员工如实申报、甚至拒不缴纳社保费的情况时常出现。社保费改由税务部门统一征收，旨在提升社保费征管效率，促使社保费率真正降低，减轻企业负担。那么，“社保转税”改革效果如何，能否有效促进企业全要素生产率提升？

现有关于社会保险费制度的研究，着重考察了社保费率政策对企业产出和行为的影响，内容主要涉及社会保险费缴纳对企业的劳动力雇佣行为、资本支出、研发支出及生产效率的影响(刘苓玲 等,2015;马双 等,2014;唐珏 等,2019;陶纪坤 等,2016;赵健宇 等,2018;赵静 等,2016;Iturbe-Ormaetxe,2015;Rauh,2006;Sasaki,2015)，鲜有研究关注“社保转税”改革微观层面的经济后果。事实上，“社保转税”改革与社保费率政策调整有较大区别。社保费率政策调整改变的是缴费率，对税基没有直接影响；而“社保转税”改革直接改变了社保费税基，在社保费率不变的情况下保证了税基。因此，从税基变化这一新的视角研究社保费制度改革的经济后果显得尤为必要。与本文最接近的文献是沈永建等(2020)，该文利用事件研究法检验了2018年7月20日社会保险征缴机构转换改革对企业价值的影响，即考察了该转换政策颁布事件的短期市场效应。但实际上，中国各省份从2009年起便陆续进行了“社保转税”改革。与沈永建等(2020)不同，本文重点探究社保征管部门转换改革的长期效应。

鉴于一些省份在2019年之前便陆续进行了“社保转税”改革，即开始由税务局全面负责社保费的征收管理，因此本文以这些省份陆续进行“社保转税”改革作为准自然实验，选取2007—2018年中国A股制造业上市公司为样本，实证检验“社保转税”改革对企业全要素生产率的影响。本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，社会保险费总额关键取决于税基和税率两类因素，既有文献主要基于社会保险费率政策的角度，研究了社保费缴费比例对企业行为的影响(刘苓玲 等,2015;马双 等,2014;唐珏 等,2019;陶纪坤 等,2016;赵健宇 等,2018;赵静 等,2016;Iturbe-Ormaetxe,2015;Rauh,2006;Sasaki,2015)。与社保费率政策不同，“社保转税”改革直接改变了社保税基，因此本文从这一新的视角探讨社会保险制度改革对企业产出的影响，丰富了“社保转税”改革对微观企业行为影响的文献，同时也是对企业全要素生产率影响因素相关研究的有益补充。第二，已有文献更为关注社保费的“挤出效应”，包括养老保险比例对创新的“挤出效应”(赵健宇 等,2018)、社会保险费对劳动力的“挤出效应”(马双 等,2014;唐珏 等,2019;陶纪坤 等,2016)。而本文立足社保费税基扩大角度的研究发现，“社保转税”改革“倒逼”企业加大创新投入进而提高了企业全要素生产率，不仅证实了社保费对企业创新投入具有“倒逼效应”，还揭示了“社保转税”改革影响企业全要素生产率的具体机理。第三，在研究方法上，现有考察社保费率政策的文献多采用社保缴费费率代表社会保险制度，但是缴费费率与企业行为一定程度上存在的互为因果的内生性问题，可能导致结论不稳健。而中国各省份陆续进行的“社保转税”改革具有准自然实验性质，本文用其表征社保制度改革可以有效处理可能存在的内生性问题，同时采用倾向性得分匹配构建双重差分模型(PSM-DID)，能够更为准确地考察“社保转税”改革对企业全要素生产率的“净效应”。

本文余下内容安排为：第二部分是理论分析与研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是实证结果分析；第五部分是进一步研究；第六部分是研究结论与启示。

二、理论分析与研究假设

对企业而言，社保费征收方式共有三种：社保全责、税务全责和税务代征模式(由社保机构核定数额，税务部门代为征收)。2019年之前，在没有统一规定的情形下，上述三种征管模式在各省份均有施行，如北京、天津等一直采用社保全责模式，河北、安徽等一直采用税务代征模式，而河南自2017年起改由税务机关统一征收。根据《深化党和国家机构改革方案》的相关规定，自2019年1月1日起，各省份均应执行税务全责征收模式。但是，仍有部分省份推迟到2020年11月才正式实施。

本文认为，“社保转税”改革影响企业全要素生产率的逻辑具体如下：一方面，“社保转税”改革提高了企业全要素生产率。首先，对企业而言，“社保转税”改革后，原来操纵社保缴费的企业的劳动力成本将发生较大幅度的上升。以往的社保部门全责模式下，企业存在向社保部门和税务部门申报不同员工工资标准的“操作空间”，实践中也确实有不少企业为了降低劳动力成本，仅按最低工资标准缴纳社保费，甚至不给部分员工缴纳社保。而“社保转税”改革后，税务部门开始全权负责社保费征管，由于税务部门的征管能力高于社保经办机构，其会对企业社保缴纳的不合规行为进行更加全面且严格的监督，此时企业向两部门申报不同工资标准的“操作空间”被消除，需要按照平均工资的“全口径”为员工缴纳社保，因此企业的劳动力成本大幅增加。当劳动力的边际成本大于其边际收益时，高额的社保费支出将“倒逼”企业加大技术要素和机器要素投入，积极开展研发创新，通过技术进步来抵消劳动力成本上升带来的负面影响。其次，对员工而言，“社保转税”改革提高了对企业员工的劳动保护。在“社保转税”改革前，企业为降低劳动力成本，可能仅按最低工资标准缴纳社保，甚至不为员工缴纳社保，而部分员工因缺乏对社保的认识同时为了获得相对多的实际可支配收入也默许了企业的这种行为。而在“社保转税”改革后，由于社保费征管能力显著提高，企业缴纳社保的不合规行为被有效遏制。因此，从长远来看，“社保转税”改革加强了对企业员工的劳动保护。进一步，员工劳动得到极大保护，有助于提高员工的稳定性和工作满意度，降低员工离职率，并激发员工工作积极性，从而对企业全要素生产率的提升产生显著促进作用(赵健宇 等,2018)。

另一方面，“社保转税”改革降低了企业全要素生产率。对企业而言，“社保转税”改革提高了企业的劳动力成本。随着劳动力成本的上升，用于人工的现金支出不断增加，从而导致研发资金被挤占，企业创新受到抑制(Brow et al.,2012)。由于创新是企业可持续发展的重要保障，创新投入的减少必然会阻碍企业全要素生产率的提高(Krishnan et al.,2004)。对员工而言，短期来看，当劳动力成本上升时，企业可能将部分劳动力成本转嫁给员工，进而使得员工的实际可支配收入减少；长远来看，“社保转税”改革虽然增强了对员工的劳动保护，但并不会给员工带来高于预期的工资回报。并且，多数员工认为企业给员工缴纳社保是被迫之举，而非关心员工的主动所为(刘行 等，2019)。因此，“社保转税”改革可能导致员工的工作满意度和积极性降低，进而抑制企业全要素生产率的提升。

综上所述，“社保转税”改革无论对企业还是员工都是一把“双刃剑”。对企业而言，“社保转税”改革通过扩大税基提高了劳动力成本，既可能“挤占”企业创新投入，又可能“倒逼”企业加大创新投入；对员工而言，长远来看，“社保转税”改革保护了员工权益，但短期内却可能降低员工的实际可支配收入，进而对员工工作满意度和积极性产生重要影响。因此，“社保转税”改革对企业全要素生产率的影响具有不确定性。基于以上分析，本文提出以下竞争性假设：

假设

1a

：

“社保转税”改革提高了企业全要素生产率；

假设

1b

：

“社保转税”改革降低了企业全要素生产率。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

黎文靖等(2012)指出企业全要素生产率的计算公式仅适用于制造业企业，因此本文选取A股制造业非ST上市公司作为研究样本。同时，考虑到2007年开始执行新的企业会计准则，为确保会计信息可比，本文选取2007年作为研究的初始年份，并将样本区间设定为2007—2018年。进一步，本文对初始样本进行了如下筛选：(1)剔除当年员工人数少于100人的样本公司(王雄元 等,2016)；(2)为检验样本公司在政策变动前后的变化，剔除各省份发生“社保转税”改革前后各两年数据不连续的样本；(3)由于辽宁、福建和浙江分别于2000年、2001年和2006年实施税务全责征收模式，早于本文研究的初始年份，故剔除企业注册地在辽宁、福建和浙江的上市公司；(4)剔除数据缺失样本。经过上述处理，本文最终得到7061个样本观测值。为消除极端值的影响，本文对所有涉及的连续型变量在1%和99%分位上进行了Winsorize处理。为缓解可能存在的反向因果关系问题，本文选用未来一期的企业全要素生产率(FTFP_OP)作为被解释变量。

本文所使用的变量数据来源说明如下：各省份实施“社保转税”改革的具体时间通过人工浏览各省份人民政府、人力资源和社会保障厅(局)等官方网站收集获得，其他数据均来自国泰安数据库。

(二)变量定义

1.被解释变量

本文的被解释变量为企业全要素生产率(FTFP_OP)。参考Giannetti et al.(2015)、程晨等(2016)、鲁晓东等(2012)的方法计算企业全要素生产率，并借鉴Olley et al.(1996)的方法进行了修正，以处理可能存在的内生性问题。估计模型设定如下：

ln Y=δ+δln K+δln M+δln L+δAGE+δSOE+

δEXIT+∑δYear+∑δInd+∑δProv+ε

(1)

其中，ln Y为企业总产出，状态变量为资本投入(ln K)和企业年龄(AGE)，代理变量为企业投资(ln M)，自由变量为劳动力投入(ln L)，控制变量为产权性质(SOE)和企业退出(EXIT，如果公司简称与所处行业同时发生变化，则EXIT取值为1，否则取值为0)，Year、Ind和Prov分别为年份、行业和省份固定效应，残差ε为OP方法测度的企业全要素生产率。具体测算中，利用经过公司总部所在地区工业品出厂价格指数平减的主营业务收入的自然对数作为产出(ln Y)的度量指标，利用经过固定资产投资价格指数平减的固定资产的自然对数作为资本投入(ln K)的度量指标，以资本性支出(构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金)的自然对数作为投资(ln M)的度量指标，以员工人数的自然对数作为劳动力投入(ln L)的度量指标。

2.解释变量

广东(不含深圳)、黑龙江、河南已分别于2009年、2013年和2017年将社保征缴模式变更为税务全责征收模式；按照《深化党和国家机构改革方案》及《国税地税征管体制改革方案》的规定，北京、天津、内蒙古、陕西、湖北、上海、江苏、江西、山东等省份应于2019年进行最后一批“社保转税”改革全覆盖。因此，本文定义“社保转税”改革政策实施变量TREAT为，当企业注册地在广东(不含深圳)、黑龙江、河南时，TREAT取值为1；当企业注册地在北京等省份时，TREAT取值为0。同时，定义“社保转税”改革政策实施时间变量POST为，政策实施当年及以后年份取值为1，之前年份取值为0。具体而言，广东(不含深圳)的样本于2009年及以后，POST取值为1，否则取值为0；黑龙江的样本于2013及以后，POST取值为1，否则取值为0；河南的样本于2017及以后，POST取值为1，否则取值为0。

3.中介变量

本文的中介变量为企业创新投入(FRD)。借鉴田祥宇等(2018)、杨晓妹等(2021)，采用研发投入占当年销售收入的比重作为创新投入强度的代理变量。

4.控制变量

借鉴赵健宇等(2018)，本文对可能影响企业全要素生产率的其他因素进行了控制。一是公司特征层面变量，包括公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、资产抵押能力(FIXEDASSETS)、盈利能力(ROA)、成长性(GROWTH)、现金持有量(CASH)、市账比(BM)、公司成立年限(AGE)；二是公司治理层面变量，包括产权性质(SOE)、管理层持股(MSH)、前十大股东持股比例(TOP10)、独立董事规模(IDRATIO)、董事长与总经理是否两职合一(DUAL)。此外，本文还控制了地区宏观经济环境(GDP)、年份(Year)、行业(Ind)对企业全要素生产率的影响。

本文主要变量说明如表1所示。

表1 主要变量说明

(三)描述性统计分析

表2列示了本文主要变量的描述性统计结果。企业全要素生产率(FTFP_OP)的均值为6.428，中位数为6.412，与程晨等(2016)对上市公司全要素生产率的测算结果较为接近。企业创新投入(FRD)的均值为3.953，中位数为3.392，与田祥宇等(2018)的测算结果较为相似。“社保转税”改革政策实施变量(TREAT)的均值为0.124，表明大约12.4%的样本企业位于实施“社保转税”改革政策的地区。限于篇幅，其他变量的结果不再赘述。

表2 主要变量的描述性统计结果

(四)模型设定

由于本文的研究对象为不同省份的微观企业，为了解决可能存在的选择偏差，我们采用PSM方法为“社保转税”改革后的企业匹配对照公司，匹配后的处理组与对照组满足共同趋势假设。另外，考虑到各省份实施“社保转税”改革的时间不同，对样本企业构成了时间交错的外部冲击，本文参考Bertrand et al.(1999)的做法，构建如下多期双重差分模型，估计“社保转税”改革对企业全要素生产率的影响。基准模型设定为：

FTFP_OP=α+αTREAT×POST+αControls+FixedEffects+ε

(2)

其中，FTFP_OP为企业未来一期的全要素生产率，TREAT为企业注册地是否实施“社保转税”改革政策的哑变量，POST为“社保转税”改革政策实施时间的哑变量。如果“社保转税”改革后企业的全要素生产率有所提高，则TREAT×POST的系数α应显著为正。

(五)倾向得分匹配(PSM)

本文对变量TREAT进行配对，将实施“社保转税”改革的样本作为处理组，将未实施“社保转税”改革的样本作为对照组。选取公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、现金持有量(CASH)、成长性(GROWTH)、两职合一(DUAL)、独立董事规模(IDRATIO)、前十大股东持股比例(TOP10)、管理层持股(MSH)、地区宏观经济环境(GDP)作为协变量，通过逐年匹配的方法，按照1∶2的比例进行近邻有放回匹配，最终得到1982个样本观测值。平衡性检验结果如表3所示，从中可见，匹配后处理组与对照组之间的偏差显著降低，其绝对值均小于7%，说明匹配效果良好。

表3 平衡性检验结果

四、实证结果分析

(一)“社保转税”改革与企业全要素生产率(PSM-DID)

表4报告了“社保转税”改革与企业全要素生产率的回归结果。其中，列(1)只控制了年份效应与行业效应的影响，列(2)进一步加入了公司特征层面控制变量，列(3)在列(2)的基础上又加入了公司治理层面控制变量和地区宏观经济环境变量。由表4可知，随着控制变量的加入，模型逐渐优化；并且，列(1)～(3)的结果显示，TREAT×POST的系数均在1%的水平下显著为正。这说明“社保转税”改革政策实施后，样本企业全要素生产率显著提高，本文假设1a得到验证。

表4 “社保转税”改革与企业全要素生产率

(二)“社保转税”改革影响企业全要素生产率的机理检验

为探究“社保转税”改革的实施是否通过“倒逼”企业进行更多的技术创新活动进而提高了企业全要素生产率，本文借鉴温忠麟等(2014)提出的中介效应检验方法，在模型(2)的基础上，构建模型(3)和(4)：

FRD=β+βTREAT×POST+βControls+FixedEffects+ε

(3)

FTFP_OP=φ+φTREAT×POST+φFRD+φControls+FixedEffects+ε

(4)

其中，企业创新投入(FRD)为中介变量，政策的总效应为α，直接效应为φ，FRD的中介效应为β×φ。前文的模型(1)中α在1%水平下显著为正，根据中介效应检验步骤，如果β和φ均显著为正且φ的值有所减小，则表明“社保转税”改革的实施通过“倒逼”企业加大技术创新活动进而提升了企业全要素生产率。为严谨起见，本文同时采用Sobel和非参数百分位Bootstrap方法对中介效应做了进一步检验。

表5报告了中介效应检验结果。列(1)的基准回归结果表明政策效应为3.62%；列(2)的结果显示，TREAT×POST的系数在1%水平下显著为正，说明“社保转税”改革实施后，企业显著增加了创新投入；由列(3)可见，加入中介变量后，TREAT×POST的系数和FRD的系数均显著为正，且TREAT×POST的系数值有所减小。回归结果说明，“社保转税”改革的实施通过促进企业增加创新投入进而提高了企业全要素生产率。据计算，创新投入的中介效应占总效应的比例为7.61%(β×φ/α=0.1583×0.0174/0.0362)。Sobel检验结果显示，Sobel Z值为2.6951。此外，Bootstrap中介效应检验结果(如表6所示)也表明，创新投入的间接中介效应显著为正，且回归的置信区间均不包含零。综上可知，“社保转税”改革的实施通过“倒逼”企业积极开展技术创新活动从而提高了企业全要素生产率。

表5 创新投入的中介效应检验结果

表6 Bootstrap中介效应检验

(三)稳健性检验

1.平行趋势检验

为了检验处理组在“社保转税”改革前后的全要素生产率变化是由政策实施造成的，而非纯粹的时间效应，本文借鉴Beck et al.(2010)的方法，修正了模型(2)，用政策实施前后各五年的独立年份与TREAT的交乘项作为自变量，构建模型(5)来进行平行趋势检验：

FTFP_OP=γ+γTREAT×Before5+…+γTREAT×Before1+γTREAT×Current+

γTREAT×After1+…+γTREAT×After5+γControls+FixedEffects+ε

(5)

其中，TREAT×Beforej表示企业在实施“社保转税”改革前的第j年，TREAT×Afterj表示企业在实施“社保转税”改革后的第j年，TREAT×Current表示企业在实施“社保转税”改革的当年。如果满足平行趋势假定，则TREAT×Before5～TREAT×Before1的系数γ～γ应不显著。检验结果如图1、表7列(1)所示，从中可见，在“社保转税”改革实施之前，处理组与对照组在全要素生产率程度方面的变化趋势并无显著差异；而在“社保转税”改革实施以后，政策效果存在一定的滞后效应，至“社保转税”改革后的第1年，其促进企业全要素生产率提升的效果才开始显现，TREAT×After1～TREAT×After5的系数均显著为正，表明“社保转税”改革的实施对企业全要素生产率的提高确实起到了促进作用。

图1 平行趋势检验

表7 稳健性检验结果

(续表7)

2.安慰剂检验

除了“社保转税”改革事件的影响外，还可能存在其他政策或随机因素对企业全要素生产率造成影响，继而导致前文结论不成立。为此，本文改变“社保转税”改革的时间进行反事实检验。具体地，将“社保转税”改革实施的年份设定为提前一年，并构建虚假时期的虚拟变量。回归结果如表7列(2)所示，不难发现，TREAT×POST的系数不显著，说明企业全要素生产率的提高确实是由“社保转税”改革引起的。

3.变更被解释变量的度量方法

为了进一步验证结论的可靠性，本文采用两种方法重新计算全要素生产率，用以纠正生产函数中各系数的估计偏误，并进行稳健性测试。其一，利用传统的OLS方法测算全要素生产率，记为FTFP_OLS；其二，借鉴Levinsohn et al.(2003)、吴成颂等(2021)的方法测算企业全要素生产率，记为FTFP_LP。回归结果如表7列(3)、(4)所示，从中可见，TREAT×POST的系数均在5%水平下显著为正，表明在变更被解释变量的测量方法后，所得结论保持不变。

4.改变聚类方法

考虑到同一省份的制造业企业之间可能存在较多关联，本文将聚类标准误调整为省份层面。回归结果如表7列(5)所示，从中可见，“社保转税”改革与企业全要素生产率在1%水平下显著正相关。这说明在改变聚类方法后，前文结论依然成立。

5.改变研究样本

虽然基于Cobb-Douglas生产函数不适宜估算某些非制造业企业全要素生产率，但也有部分文献将全部非金融上市公司纳入研究样本，比如田祥宇等(2018)、韩晓梅等(2016)。有鉴于此，本文选取全部非金融保险上市公司作为研究样本，重新进行稳健性测试。回归结果如表7列(6)所示，从中可见，TREAT×POST的系数在1%水平下显著为正，与上文结论保持一致。

五、进一步研究

(一)其他替代性解释

在理论分析部分，本文认为除“倒逼”企业加大技术创新投入途径外，“社保转税”改革还可以通过加强对员工的劳动保护，提高员工的稳定性，进而促进企业全要素生产率提升。接下来，对这种可能的替代性解释进行检验。借鉴马双等(2014)的研究思路，本文采用企业职工人数的自然对数(ln Num)作为被解释变量，并加入影响员工就业的控制变量。其中：SECOND为地区第二产业增加值(万元)的自然对数；地区总人口对数(TotalPeople)为各地区总人数(万人)的自然对数；地区人均年可支配收入对数(Salary)为各地区内职工人均年可支配收入(元)的自然对数；地区职工人数对数(TotalStaff)为各地区内就业人数(万人)的自然对数。表8列(1)的回归结果显示，TREAT×POST的系数在1%水平下显著为负，说明“社保转税”改革后，企业雇佣劳动力的人数一定程度降低，即员工稳定性变差。由此，可以排除“社保转税”改革通过增强员工稳定性进而提高企业全要素生产率的替代性假说。

表8 替代性假说与异质性检验

(续表8)

(二)异质性检验

1.劳动密集度的影响

“社保转税”改革旨在保证社保税基，保护劳动者权益。由于在劳动密集型企业中，劳动力成本占生产成本的比重较高，企业为了节约成本，在“社保转税”改革前很可能不为部分基层员工如实申报社会保险费，甚至不缴纳社会保险费。因此，“社保转税”改革对劳动密集型企业的劳动力成本影响较大。更进一步，本文预期，与劳动密集度低的企业相比，劳动密集度高的企业对社保征收机构的变动更为敏感。本文借鉴陆瑶等(2017)、魏志华等(2020)的做法，采用企业固定资产与职工人数的比值度量企业劳动密集度(PERASSETS)，值越低表示劳动密集度越高。按照各年度企业劳动密集度的中位数将样本分为两组进行回归，结果见表8列(2)和(3)。在劳动密集度高组(PERASSETS_HIGH)，TREAT×POST的系数在5%水平下显著为正；而在劳动密集度低组(PERASSETS_LOW)，TREAT×POST的系数不显著；进一步的组间系数差异检验在1%水平下显著。上述结果表明，“社保转税”改革对企业全要素生产率的促进作用主要体现在劳动密集度高的企业中。

2.产权性质的影响

国有企业的各项规章制度较为健全，对各类政策法规的执行也比较到位。因此，在社保缴纳方面，国有企业可能比民营企业更为规范。本文预期，较之于国有企业，“社保转税”改革对民营企业的影响更大。为了检验“社保转税”改革对企业全要素生产率的影响是否因产权性质不同而存在差异，本文按产权性质(SOE)将样本分为两组，并分别对模型(2)进行回归，结果如表7列(4)、(5)所示。在民营企业样本组(SOE=0)，TREAT×POST的系数在5%水平下显著为正；而在国有企业样本组(SOE=1)，TREAT×POST的系数不显著；进一步的组间系数差异检验在5%水平下显著。以上结果表明，“社保转税”改革对企业全要素生产率的促进作用主要体现在民营企业中。

六、研究结论与启示

本文选取2007—2018年中国A股制造业上市公司为样本，以部分省份陆续进行的“社保转税”改革作为准自然实验，研究了“社保转税”改革对企业全要素生产率的影响。主要结论如下：“社保转税”改革显著提高了企业全要素生产率；作用机理检验发现，“社保转税”改革通过“倒逼”企业进行更多的创新活动，从而提高了企业全要素生产率；进一步研究表明，“社保转税”改革通过增强员工稳定性进而促使企业全要素生产率提升的替代性假说不成立；异质性分析结果显示，“社保转税”改革对企业全要素生产率的促进作用主要体现在劳动密集度高的企业以及民营企业中。

基于以上结论，本文提出以下政策启示：第一，在全面执行“社保转税”改革后，企业应进一步加大技术创新投入，努力提高技术创新能力，通过技术进步积极应对劳动力成本上升带来的负面冲击。尤其对于受“社保转税”改革冲击显著的高劳动密集度企业和民营企业，更应重视创新、敢于创新、勇于创新，以创新打造企业核心竞争力。第二，政策制定者应充分了解“社保转税”改革对企业和员工劳动保护的潜在影响。尽管“社保转税”改革能够提高企业全要素生产率，但根据本文的研究结果，社保征管机构变化也会“倒逼”企业用技术进步替代人工，从而在短期内对就业造成一定的负面影响。一个可供选择的方案是，适当提高企业社保费的税收抵扣力度，这既可以保护劳动者权益，又能够降低企业劳动力成本负担。第三，政府可以进一步适度降低社会保险费率。“社保转税”改革为整体降低费率争取了更大的空间，国家近两年连续降低社保费率取得了显著成效，受到了企业的普遍欢迎。为了更加有效地加强劳动者权益保护，减轻企业负担，激发市场活力，相关部门应抓紧开展科学测算，在保证税基的同时，制定进一步适度降低社会保险费率的可行方案。