劳动力保护政策与企业税收激进性——来自我国最低工资标准上调的经验证据

刘冰峰

(景德镇陶瓷大学 管理与经济学院，江西 景德镇 333403)

内容提要：作为保障劳动者获取合法权益的重要举措，我国最低工资政策产生了持续而广泛的影响。理论认为，最低工资标准上调所带来的劳动力成本压力会增加企业陷入财务困境的可能性，客观上刺激了企业通过税收筹划避税的动机。以2008-2015年的A股上市公司为样本来对上述理论预期进行检验，结果表明，我国最低工资标准的上调显著加剧了企业税收激进度，经济意义上对应公司所在地区的月最低工资每上涨100元，通过避税所带来的所得税现金流出会下降2.52%，并且这一促进作用主要集中在劳动密集度较高、平均工资水平较低以及成本转嫁能力较弱的企业样本中。进一步分析发现，企业通常会权衡该行为的收益与成本，表现为潜在的避税成本越低，便越有可能通过采取激进的税收策略来应对最低工资的上涨。此外，基于经济后果的检验还发现，在最低工资标准上调的背景下，这种税收激进行为对企业未来的价值创造具有明显的正向效应。上述结论的意义主要在于揭示了对劳动者加强保护的我国最低工资标准上调政策效果的两面性，提示政策保护程度与效果上应尽量兼顾与平衡，并针对这一政策在税收征管上相应进行重点监控。

一、引言

最低工资标准是国家为保障低收入劳动者的生活水平，防止企业过度侵犯劳动者权益，促进企业间公平竞争而专门制定的一项政策规定。1993年国家劳动部印发了《最低工资规定》的通知，标志着最低工资标准制度正式在我国实行。2004年劳动和社会保障部颁布了新的《最低工资规定》，弥补了旧规定中的一些漏洞，新规定将最低工资标准分为了月最低工资标准和小时最低工资标准两种形式。月最低工资标准适用于全日制就业劳动者，小时最低工资标准适用于非全日制就业劳动者。各省、自治区、直辖市有权根据本地区的生活成本、经济发展水平和就业状况制定不同的最低工资标准。并且新的《最低工资规定》要求各省、自治区、直辖市至少每两年调整一次最低工资标准。从2004年到2015年，全国各地区平均月最低工资标准从2004年的430.75元增长到2015年的1549.22元，增长了359.66%，年平均增幅12.25%。其中，在本文的样本期间(即2008-2015年)，全国各地区平均月最低工资标准从697.66元增长到1549.22元，总体增长幅度达到了222.06%，年平均增幅为12.07%，高于同时期的人均GDP的增长率11.05%。

劳动者保护程度的提升保障了劳动者权益，但同时企业的用工成本也在逐步攀升。国家统计局与美国劳工部的统计资料显示，1990年中国城镇单位就业人员的年度平均工资为447美元，仅占同时期美国就业人员年度平均工资的1/50，但到了2016年，中国城镇单位就业人员的年度平均工资已经达到9959美元，占比差距缩小至1/5。同年“两会”期间，更有批评的声音指出，我国《劳动合同法》颁布所引发的用工成本大幅上升已成为众多企业“难以承受之重”。本文试图探究在劳动力保护加强、企业用工成本提高之后，企业是否会通过节税、避税来节约现金流支出，以此降低劳动力保护政策对成本的不利影响。

税收是企业重要的运营成本之一，从企业税收激进①的视角进行考察更有可能发现企业应对劳动力保护政策加强的策略。本文选取了最低工资标准制度进行研究，这缘于相比其他劳动力保护政策措施，在我国工资水平普遍较低的背景下，最低工资标准制度有着影响范围广、持续时间长的特点。理论上，最低工资标准的提升可以通过如下途径影响企业的税收激进行为：一方面，最低工资标准的上涨会提高企业对于员工的解聘成本，从而增加企业预期的破产成本；另一方面，随着最低工资标准的升高，企业的劳动力成本上涨，这会导致企业的经营杠杆增加，从而加大企业陷入财务困境的可能性。按照权衡理论的预期，这两种因素共同作用，会使得企业获取债务融资的难度加大。当外部融资难度增强时，企业通过税收规避节约现金流支出的边际收益变大，这客观上会刺激企业更强的避税动机。基于此，可以假设随着企业所在地区最低工资标准的上涨，企业的税收激进程度会显著增加。采用A股上市公司数据，我们对上述理论预期进行实证检验。

与本研究相关的文献主要集中在以下两个方面。一是劳动力保护的经济后果研究。近年来，各国相继出台了一系列劳动力保护政策。这些政策在保护劳动者合法权益的同时，也对企业产生了多重影响，劳动力保护程度的加强对于企业而言是一把双刃剑，企业也会通过若干方法来规避劳动力保护程度提升对企业的负面影响。不过，已有文献没有从企业重要的税收决策视角进行探讨，存在一定的研究空白。二是企业税收激进的影响因素研究。在全球范围内，企业避税都是一个非常普遍的现象(Beck et al.，2014)。学术界在最近几年对企业避税影响因素的研究发现企业不同类型的利益相关者都会影响企业的避税决策。综合来看，这些文献的切入点主要是政府、管理层、投资者等传统的利益相关者，对于员工等利益相关者对企业税收决策的影响关注不够。

二、理论分析与研究假设

所有成本(All Costs)、所有交易方(All Parties)和所有税收(All Taxes)，被认为是企业有效税收筹划所需重点考虑的因素，也是分析企业税收活动的三大重要原则(Scholes，2015)。本文的研究目的是为了探究劳动市场制度的变迁是否会影响企业关于所得税的财务决策行为，而并非单一企业的税收决策后果。因此，相比所有交易方和所有税收，以所有成本原则作为切入点更为适用于本文的理论分析。因为考察宏观制度变化对企业微观财务行为的影响，本质上就是对企业为适应这一新制度所要付出的成本与潜在收益之间的对比衡量。如若所能获得的收益水平要远远小于相应的成本支出，企业便会更易产生自利动机以增强宏观事件冲击下应对未来经营不确定性的防御能力(陈冬等，2016)。从上调最低工资标准这一劳动力保护政策来看，其对企业经营的影响尤其是成本变动主要会体现在以下几个方面。

首先，最低工资标准的上涨会提高企业的员工辞退成本以及压缩员工工资的难度，从而增加企业预期的破产成本(Simintzi et al.，2014；Serfling，2016)。其次，最低工资标准的上涨会提高企业日常的工资支出，这包括最低工资标准带来的低收入员工工资的直接上涨以及其他员工不公平感带来的“溢出效应”②(Xiao et al.，2009；马双等，2012)。在不含交易费用的理想环境下，企业招聘或辞退员工的主要决策标准是员工的劳动生产率及其价值创造是否能够满足企业所支付的工资水平，但由于劳动保护所带来的经济补偿等辞退成本的大幅上升，使得企业在衡量解聘决策时，出于利润最大化的需求，通常还会考虑解除劳动合同的成本与员工雇佣未来效率损失的现值之比(Hamermesh，1995)。根据“内部人/外部人”理论(Insider/Outsider Theory)，这种劳动保护制度的推进会增加企业的用工粘性，进而强化了在职员工的外部选择权和薪酬谈判能力，使得其工资水平相比在完全竞争的条件下得到提升(Bertola，1990)。同时，最低工资“溢出效应”所产生的员工薪酬攀比心理和所释放的劳动力成本增加信号也会进一步促使员工索要更高水平的工资，导致企业的收入分配倾斜。当然，员工工资的上涨也有可能对员工产生激励作用，这会刺激员工努力工作从而增加企业收入，进而抵消员工工资上涨对企业的负面效应。但是，已有研究发现，最低工资标准上升导致的员工工资增加，并不能够对员工产生足够的激励作用，这缘于：一方面，最低工资标准的增加只能使员工获得应有的工资，并不会使员工获得高于预期的工资；另一方面，大多数员工可能认为工资水平的提高是企业被迫采取的行为，而不是企业出于主动关心员工的目的(陆瑶等，2017)。因此，最低工资标准的上升在增加企业用工成本的同时，并不能为企业带来额外的现金流入，这增加了企业的净成本。在本文未报告的实证检验中我们也确实发现，随着企业所在地区最低工资标准的上涨，企业的工资支出显著增加。但是，企业的营业收入却没有相应提高。这意味着最低工资标准的上涨增加了企业的现金净流出。再次，即便企业所有员工的基本工资都高于最低工资标准，企业的劳动力成本仍会受到最低工资标准的影响，这种影响主要体现在社会保险和住房公积金(即“五险一金”)的缴纳上。按照我国现有规定，企业在支付给员工基本工资后，还要按照基本工资的36%为员工缴纳五险一金③。因为五险一金的缴纳压力较大，为降低企业负担，企业会选择调低五险一金的缴纳基数④。其中常见做法是选择按照最低下限基数缴纳五险一金。所谓最低下限，一般是指企业所在地区社会平均工资的60%。不过，企业的缴纳基数一般不得低于当地的最低工资标准。由此，最低工资标准将会通过两个途径影响到企业五险一金的缴纳金额：一方面，最低工资标准的上涨会提高当地的社会平均工资，从而提高最低下限基数；另一方面，最低工资标准的上涨会直接提高企业低收入人群的基本工资，从而提高五险一金的缴纳金额。在未报告的实证检验中，我们采用应付职工薪酬的明细数据分解出企业的工资、奖金和津贴支出以及五险一金支出，然后考察了最低工资标准对上述两者的影响。结果显示，最低工资标准的上涨对上述两者都有显著影响，且更为重要的是，五险一金随最低工资标准上涨而变化的幅度还会超过工资、奖金和津贴支出的变化幅度，印证了我们的预期。

综合而言，可以看出无论是理论层面还是实践层面，最低工资标准的上涨至少会从上述三个角度显著提高企业的劳动力成本。考虑到工资支付往往是企业一项具有重大经济意义的成本这一客观事实的存在⑤，企业解聘员工的高成本使得工资成本的粘性更强，随着工资支出的上升，企业的经营杠杆增加，从而会在一定程度上提高企业陷入财务困境的可能性。

税收激进作为企业实现更多资源留存的一项重要财务活动，通过减少税收的支出可以更好地保留企业的利润收益以及内部资金，从而能够显著改善企业的财务灵活性、再生产能力以及降低破产风险(Beck et al.，2014)。按照权衡理论，企业经营成本的大幅升高会直接影响至其利润，在市场投资者以及大股东的监督之下，财务困境预期的提高会显著加大企业获取外部债务融资的难度(Kraus and Litzenberger，2012)。此时，通过税收规避来进行内源融资的边际收益便会上升，这客观上会刺激企业更多地从事税收激进行为。因此，可以预见，最低工资标准的上涨会加剧企业的税收激进性。

图1 最低工资标准对企业税收激进行为作用的理论框架

当然，在获取债务融资的难度变大时，企业还可以进行股权融资或其他形式的内源融资，从而并不必然会增加税收激进程度。然而，结合我国的制度背景以及税收激进的相关特征，可以合理预期这种可能性的存在并不会影响前文的理论推断。具体而言：我国企业进行股权融资存在诸多制度性约束，表现为监管部门对上市公司的股权再融资行为设置了业绩和股利发放的门槛指标。若企业无法达到相关标准，便不能进行股权再融资，而即便达到了门槛指标，也需监管部门的进一步审核。这些制度性约束使得中国企业的股权融资难度较大。以距离开展本文研究时间最近的2013-2015年为例，上交所和深交所的统计年鉴显示，这三年间，中国所有上市公司通过股票再融资共筹集了25948亿元资金，通过发行公司债共筹集了25213亿元资金。此外，通过汇总上市公司现金流量表中“取得借款收到的现金”这一信息(这一信息不包括企业发行债券取得的现金)，中国上市公司在2013-2015年间通过借款共筹集了275303亿元资金。对比上述信息可以发现，企业通过股权再融资取得的资金仅占通过债务融资所取得资金的8.6%(25948/(25213+275303))。因此，企业通过股权融资来缓解最低工资标准上涨的负面影响的可能性较小。另一方面，企业通过税收规避进行内源融资相比其他形式的内源融资具有诸多优势。首先，企业削减广告费、研发支出、投资以及裁员等形式的内源融资，会直接影响企业正常的生产经营活动。税收规避相对而言则对企业正常的生产经营影响较小(Edwards et al.，2015)；其次，虽然企业缴纳多少税金受到众多税收法律法规的制约，但是这些规定并不那么简单明确，其中涵盖了大量的税收优惠和税收减免政策，这给了企业可乘之机；再次，会计准则和税法的分离，使得企业可以在较少影响会计利润的前提下调节应纳税所得，这降低了税收规避的财务报告成本(龙月娥和叶康涛，2013)；最后，虽然企业的税收规避行为存在监管部门的惩罚风险，但考虑到税务机关的征管力量有限、企业内外部信息不对称程度较高以及会计准则和税法的差异等因素，平均而言，企业避税的整体风险并不是太高(陈作华和方红星，2016)。

因此，在最低工资标准持续上涨的背景下，企业通过税收规避来进行内源融资是一种重要的现实选择。基于上述分析，可归纳出本文的理论框架如图1所示，并据此提出如下待检验假设。

H1：在其他条件保持不变的情况下，企业所在地区的最低工资标准越高，企业的税收激进程度也越高。

三、研究设计

(一)样本数据来源

本文选取了A股上市公司2008-2015年的数据作为研究样本，样本年度之所以从2008年开始，主要基于以下几点考虑：第一，我国从2008年开始实行新的《企业所得税法》，相比旧的企业所得税法，新税法在纳税调整、基准税率、税收优惠办法等诸多方面进行了改革。因此，样本期间从2008年开始可以保证企业面临的税收环境具有一致性。第二，本文采用现金所得税率构建企业税收激进指标，企业的现金所得税支出是通过所得税费用、递延所得税费用和应交所得税这三个指标计算而成，因此，这一计算方法会较大程度地受到所得税会计方法的影响。在2006年之前，我国的会计准则允许企业采用不同的所得税会计方法来核算企业的所得税信息，2007年开始实行的新《企业会计准则》要求企业统一采用资产负债表债务法核算企业的所得税信息，因此2007年之后的企业所得税信息具有较强的可比性。随后在初始样本的基础上，剔除了如下样本：(1)金融行业的上市公司；(2)ST、*ST的上市公司；(3)上市未满两年的公司；(4)研究所需变量存在缺失的上市公司。最终，我们共获得了涵盖2489家公司的共13384个观察值。最低工资标准数据来源于人社部网站以及各地区的政府文件、统计公报，通过手工搜集整理所得；企业的适用税率和应交所得税数据来源于WIND数据库，其他数据则均来源于CSMAR数据库。为降低异常值的影响，分析时对各连续变量均进行了上下1%的Winsorize处理。

(二)模型设定与变量构造

为了探究最低工资政策变动对企业税收规避行为的影响，我们首先建立了如下基本回归模型，可表示为：

TA_CETRi,t=α+β1Minwagej,t+β2Sizei,t+β3ROAi,t+β4Levi,t+β5MBi,t+β6Roii,t+β7Ppei,t+β8Inventi,t+β9Intangi,t+β10DAi,t+β11Lossi,t+β12SOEi,t+β13Empnumi,t+β14ATRi,t+β15ΔATRi,t+β16GDP_Groj,t+Yeart+Industry+Regionj+εi,j,t

(1)

其中，i,j,t分别代表第i个企业、第j个省份和第t年；TA_CETR为被解释变量；Minwage为本文的核心解释变量；其余的变量则均为控制变量。同时，为了控制其他一些难以观测以及不随时间改变的影响因素，本文还引入Year、Industry、Region分别表示时间、行业和地区层面的固定效应。各变量的具体含义解释如下。

1.被解释变量。本文被解释变量TA_CETR用于衡量企业的税收规避程度。已有文献中使用最为广泛的企业税收激进衡量指标是企业的实际所得税率。企业实际所得税率的计算方法通常有两种，一种是会计准则意义上的实际所得税率(GAAP ETR)；另一种是现金流意义上的实际所得税率(Cash ETR)。会计准则意义上的实际所得税率除了受企业避税的影响之外，还会受到企业的盈余操纵以及会计准则变迁的影响(Hanlon and Heitzman，2010)。现金所得税率则直观地反映了企业实际的所得税现金流支出，它较少受到其他因素的干扰。考虑到本文的研究目的在于考察在最低工资标准政策持续性变动的背景下，企业如何通过税收规避来节约现金流支出，因此，相比而言现金所得税率更加符合本文的研究目的。此外，已有研究发现，最低工资标准的变化会影响企业的盈余管理行为(陆瑶等，2017)，这使得如果选择会计准则意义上的实际所得税率作为衡量指标，研究结论将很难剔除盈余管理的影响。基于此，本文选择了现金所得税率作为企业税收激进的衡量指标。进一步，中国特殊的制度背景需要我们对现金所得税率进行适当调整，才能更好地反映企业税收激进程度。具体而言，我国自2008年以来的法定所得税率虽然是25%，但政府为吸引投资，往往会给各不同行业以优惠税率，这使得不同企业的名义所得税率存在千差万别。故为消除这一影响，本文参照刘行和叶康涛(2014)的研究设定税收激进指标：

TA_CETRi,t=ATRi,t-CETRi,t

(2)

其中，ATR表示企业实际适用的所得税率，等于当期所得税费用/税前会计利润；CETR表示企业的现金所得税率，等于所得税现金流支出/税前会计利润。由于目前我国企业实际的所得税现金流支出暂未在财报中予以披露，所以此处借鉴Bradshaw et al.(2014)的估算方法，令：所得税现金流支出=企业的所得税费用-递延所得税费用+期初应交所得税-期末应交所得税。同时，在CETR的计算过程中，本文还剔除了利润总额为负的样本，并对CETR缩尾至[0,1]的区间内。

2.解释变量。本文核心解释变量Minwage代表可持续的劳动力保护程度，使用最低工资标准水平来进行衡量。与过往文献较多采用省份最低工资的上限数值不同的是，考虑到各省份内部档次划分的数目不尽相同，以及部分省份内不同档次区域设定的标准值也会存在较为悬殊的差异，故本文最终以公司注册地所在城市的当年月度最低工资标准(单位：千元)来作为衡量指标⑥。在本文的样本期间，各地区最低工资标准平均而言每1-2年变动一次，这些变动所带来的各地区最低工资标准在横截面和时间序列上的差异为本文的研究提供了很好的数据基础。此外值得说明的是，已有部分研究采用中国2008年新《劳动合同法》的出台作为劳动力保护程度的外生变化，并借助准自然实验的方法对劳动力保护程度与企业决策的关系展开了探讨。本文之所以没有借鉴这些文献的做法，主要是源于我国在2008年还同时出台了新的企业所得税法，而已有研究发现企业在所得税改革附近会存在大量基于避税动机的利润转移行为(李增福等，2011)。因此，在研究设计上，我们很难将劳动合同法对企业避税的影响与所得税改革对企业避税的影响分离开来。基于此，我们选择采用各地区最低工资标准的变动作为劳动力保护程度的度量。

3.控制变量。为了尽量降低遗漏变量可能带来的估计误差，借鉴陈冬等(2016)的研究，本文引入了部分同样能够影响企业税收决策的公司层级控制变量。此外，考虑到最低工资标准的设定很大程度上会参考当地的经济发展水平，同时，经济周期的变化也可能会对企业税收的行为产生较大影响(陈冬等，2016)。为此，本文还通过加入公司注册地所在城市的人均GDP增长率(GDP_Gro)来对宏观经济因素进行了控制。具体各控制变量的定义及说明可参见表1。

表1 控制变量定义及说明

四、实证结果分析

(一)描述性统计分析

表2的Panel A列示了本文所有变量的描述性统计结果。此处我们重点观察被解释变量和一些关键的解释变量的统计分布情况，结果显示，TA_CETR的中位数为正，对应数值大小为0.003，但其均值却为负，对应数值大小为-0.035。这一方面意味着大部分企业实际缴纳的所得税负要低于适用税率，即企业避税现象较为普遍；另一方面意味着企业避税程度的分布呈左偏态势⑦。核心解释变量Minwage的平均值为1.226，即样本期间我国平均的月最低工资标准达1226元；标准差为0.351，在一定程度上反映出我国不同地区间的最低工资标准差异较大。ATR的中位数为15%，对比Bradshaw et al.(2014)，总体上来看我国大部分企业都还享受着较为优惠税率，这与中国现阶段的税收制度背景基本相一致。

Panel B则报告了CETR和ATR分年度的描述性统计。结果显示，ATR在样本年度间的波动很小，而CETR的波动程度则相对较大，这或许正是源于企业在不同时期有着差异较大的不同避税需求。

表2 变量描述性统计

图2 最低工资标准与企业税收激进水平的分布关系

为了能简洁、直观地呈现出最低工资标准变动对企业税收激进的影响，我们按照各年度最低工资标准的高低，将企业等分为五组，并分别计算了各组公司税收激进程度的平均值与中位数。基于上述划分的每组公司的情况见图2，其中横坐标为组类，纵坐标为TA_CETR。从图2中可以看出，企业当年度所在地区的最低工资标准相比其他地区越高时(即最低工资标准的排序变量Rank_MINWAGE的值越大)，企业的税收激进行为便越为严重，这为本文的研究假设提供了初步的统计证据支持。

(二)基本回归结果分析

表3报告了基于模型(1)的基本回归分析结果。其中，第(1)列是仅包含核心解释变量以及控制了年度和行业的固定效应的回归结果，结果显示，Minwage的估计系数为0.085，并通过了1%的显著性水平检验。随后，我们在第(2)列加入了除地区层面固定效应之外的所有控制变量，Minwage的结果依然显著为正；在第(3)列进一步加入了地区层面的固定效应，结果表明在控制地区层面的不变因素之后，Minwage的估计系数仍旧为正，且在5%的置信水平上显著。这说明，最低工资标准的调高确实导致了企业适用所得税率与有效现金税率之间差异的增大，促使企业进行了更多的税收规避行为。

考虑到以TA_CETR为被解释变量时，回归结果的经济意义不是很好阐述。因此，在第(4)列中，我们选取过往所常用的CETR为被解释变量，重新对模型(1)进行了估计。可以看到，此时Minwage的回归系数为-0.057，且在5%的水平上显著。由于Minwage的单位为千元，这一估计结果意味着，当企业所在地的月最低工资标准每上涨100元，企业的现金所得税率会降低0.0057个单位，相当于现金所得税率均值的2.52%(0.0057/ 0.226)。因此，在经济意义上，企业所在地月最低工资标准每100元幅度的上涨会导致其向政府支付的所得税现金流每2.52%程度的下降。考虑到在本文的样本期间(2008-2015年)，全国各地区平均月最低工资标准从697.66元增长到1549.22元，增长了约850元。可见，每100元月最低工资标准的上涨所引发的避税经济意义是较为明显的。综合来看，表3的结果支持了本文的研究假设。

表3 最低工资标准对企业税收激进程度的影响

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1；括号内为纠正异方差后的t值，并在公司层面进行了Cluster调整(下同)。

(三)稳健性检验

为检验前文基本结论的可靠性，本文执行了如下一些稳健性测试，所有结果可汇总见表4。

1.改变企业税收激进的衡量指标。除实际所得税率外，会计—税收差异(BTD)也常被学者们作为企业税收激进的衡量指标。理论上，当企业的会计利润与应纳税所得差异越大时，企业避税的可能性往往也越高(Desai and Dharmapala，2009)。不过，因为这一指标也会在很大程度上受到企业的盈余操纵和会计准则或税法变迁的影响，因此其使用频率相对有限。其具体计算公式为：BTD=(利润总额×适用的所得税率-当期所得税费用)/ 期末总资产。取值越大，企业避税的可能性越高。我们将BTD作为模型(1)的被解释变量，重新对模型进行了估计，回归结果列示在表4的第(1)列。可以看到，Minwage的系数依然显著为正，这与前文的发现一致。

2.变更最低工资标准的度量方法。在前文研究中，我们主要采用各地区的月度最低工资标准的年变化数值来进行观测。虽然各地区的最低工资调整频率基本都在一年及以上，但是考虑到这一调整间隔并未展现出明显的规律，且在某年中进行调整的具体时间点也暂未有明确的规定。为稳健起见，我们采用加权平均法来重新度量最低工资标准。以江苏省南京市为例，2010年2月份开始，该地区的最低工资上限从过去的820元上调至940元，则其当年最低工资标准的计算公式可表示为：(820×1+940×11)/12=930元。表4第(2)列的回归结果显示，在变更度量方法后，本文核心解释变量的估计系数及显著性大小并未有明显的变化。

3.采用平衡面板数据。本文先前的回归样本并非所有公司在样本年份均有完整数据，换言之，研究样本为非平衡面板数据。为了降低可能带来的样本选择性偏差，我们将非平衡面板数据转化为平衡面板数据，即保留2008-2015年间每个横截面均存在观测值的样本对象，最终共得到包含663家公司的5064个观测值。采用平衡面板数据的回归结果见表4第(3)列所示。结果表明，本文的核心结论依然成立，且Minwage的显著性程度还出现了一定提高，在1%的统计水平上与企业税收激进显著正相关。

4.控制财税政策的影响。在本文的研究期间，我国颁布了若干财税政策，这些财税政策可能会构成模型的遗漏变量，从而对本文的估计产生影响。为了控制这一影响，我们将这一期间主要的财税政策进行了控制，包括营业税改征增值税和固定资产加速折旧政策。具体的检验模型为：

TA_CETRi,t=α+β1Minwagej,t+β2VAT_Reformi,t/Dep_Reformi,t+γControlsi,t+Yeart×Industry+Industry×Regionj+εi,j,t

(3)

其中，我们首先设置了两个虚拟变量，分别为：(1)VAT_Reform，定义企业当年被纳入营业税改征增值税的改革范围时，则企业当年及以后各年的VAT_Reform均取值为1，否则为0；(2)Dep_Reform，定义企业当年被纳入固定资产加速折旧政策的改革范围时，则企业当年及以后各年的Dep_Reform均取值为1，否则为0。其次，考虑到中国的财税政策一般都是按照行业来制定的，我们进一步控制了“行业×地区”效应以及“行业×年度”效应。其中，“行业×地区”效应可以控制所有根据行业和地区的不同来实施的财税政策对结论的影响，而“行业×年度”效应可以控制所有根据行业和年度的不同来实施的财税政策对结论的影响。回归结果报告在表4第(4)和(5)列。从中可以发现，在控制这两个主要的财税政策的影响之后，本文的结论依然稳健。

5.反向因果的内生性问题。本文核心结论最有可能受到质疑的地方在于，如果各地区最低工资标准的变动会受到该地区内企业税收激进行为的影响，那么本文的结论可能会受到反向因果关系的影响而导致估计偏差。当然，根据2007年颁布的《劳动和社会保障部关于进一步健全最低工资制度的通知》，最低工资标准是由各省、自治区、直辖市人民政府的有关劳动保障部门会同同级工会、企业联合会/企业家协会研究拟订。制定的依据主要有当地的经济发展水平、就业状况、居民生活水平以及劳动力保护程度等。可见，在一般情况下，最低工资标准的提高对于企业的税收决策而言，是一个相对外生的冲击。不过，正如许和连和王海成(2016)在研究中所指出的，我国最低工资标准的设定与调整通常体现着劳动者、企业以及政府三方的共同利益需求。企业的所得税收作为政府财政资金的主要来源之一，有着重要的经济意义。政府的劳动保障部门在制定最低工资标准时也有可能会考虑到当地的税收规避水平。例如，如果地区整体的税收规避现象较为严重，那么劳动保障部门可能会为了让企业承担更多的社会责任而上调当地的最低工资标准，并以此扩充税收收入。为了排除这一因素的干扰，借鉴Ramalingegowda and Yu(2012)的研究，本文采用两种方法来对其进行控制。

(1)解释变量滞后一期。假定回归模型残差项更多是由本期的扰动决定，而不存在明显的时间序列相关性，则可用解释变量的滞后项替代当期值来进行因果检验(Wooldrige，2010)。具体模型为：

TA_CETRi,t=α+β1Minwagej,t-1+γControlsi,t+Yeart+Industry+Regionj+εi,j,t

(4)

如若Minwagej,t=Minwagej,t-1+εi,j,t，E(Minwagej,tεi,j,t)=0，则能够排除本期企业税收激进程度对所在地区最低工资标准调整的影响。相应的回归结果见表4第(6)列，不难发现，解释变量滞后一期项的系数符号与预期一致，并通过了5%的显著概率检验。接下来我们对上述模型的残差项是否存在时间序列相关进行检验，结果表明：Minwagej,t和Minwagej,t-1的相关系数达到了0.834，印证了替代的合理性；同时，为了检验解释变量滞后一期项是否为外生，将Minwagej,t-1对先前估计得到的残差项进行回归，结果显示二者之间并不存在显著的关联。因此，可以认为不存在时间层面上的持续性因素同时影响TA_CETRi,t和Minwagej,t-1。

(2)工具变量回归。本文还进一步采用工具变量(IV)来对可能存在的内生性问题进行控制。在IV的构造上⑧，我们首先将上市公司注册地所在地区的城市划分为三类：直辖市、副省级城市以及相同省份内的城市，随后分别计算得到同一类别城市最低工资标准的平均值，以此作为工具变量，既可满足与解释变量显著相关，又可满足外生性条件。本文采用2SLS法进行估计，其中第一阶段的估计方程为：

(5)

表4 稳健性检验结果汇总

五、进一步讨论

为了进一步佐证和拓展本文的基本结论，在这一部分中，我们将执行以下三项检验：首先，延续本文的理论分析，考察最低工资标准上涨对企业税收激进的影响程度在不同企业间的差异；其次，分析在最低工资政策变动的背景下，企业如何权衡避税的收益与成本；最后，检验企业因最低工资标准上涨而增加的避税行为所可能带来的经济后果，从而对其价值效应进行探讨。

(一)不同企业间的异质性影响

1.受劳动力依赖的特征影响。作为劳动力市场中一项重要的制度变迁，最低工资标准对企业行为的影响很大程度上取决于当地劳动力在劳资关系之间的“相对势力”水平，而这种势力强度又会与企业对劳动力依赖的特征息息相关，具体包括劳动力类型的构成及其需求程度。我国最低工资标准的制定更多的旨在维护低收入劳动者取得报酬的合法权益，以保障其基本生活，而低收入劳动者大多处于需要大量劳动力的劳动密集型企业。在这些企业中，有大量的劳动者在一线从事生产制造工作，这些工作往往缺乏较高的技术含量，具有高度的可替代性，因而他们的工资水平较低，甚至部分劳动者的薪酬就等于该地区的最低工资标准。根据前文第三部分的理论分析，最低工资标准的提升能够直接影响到这些低收入劳动者的工资水平及其他处于非最低工资应用范围的员工索要更高报酬的势力强度，从而使得总成本中以人工成本为主的企业受最低工资标准上调的负面影响会较其他企业更为严重。此外，虽然最低工资标准的上涨会使企业总的工资支出显著增加，但是对于平均工资水平要远远高于最低工资标准的企业，最低工资标准的调整对其影响程度显然较弱。基于此，我们预期，最低工资标准对企业税收激进的影响会主要存在于劳动密集度较高或工资水平较低的企业。

为了对上述预期进行实证检验，参照Serfling(2016)的方法，我们使用两个劳动密集度指标(Labint1、Labint2)与平均工资水平指标(Avgwage)来衡量企业的劳动力依赖特征。其中，Labint1=企业总员工人数/营业收入；Labint2=企业总员工薪酬/营业收入；Avgwage=(企业总的工资支出-企业为董事、监事及高管支付的薪酬总额)/(企业总的员工人数-董事、监事及高管人数)。在实证检验中，我们分别按照各年度企业劳动密集度和平均工资水平的中位数将样本分为两组，并进行分样本回归分析，相应的回归结果见表5。从表中不难发现，最低工资上调对企业避税的促进作用只显著存在于劳动密集度较高和平均工资水平较低的企业样本之中，这与我们的预期一致。在面对劳动力成本强制性上升的情况下，对低技能员工依赖性越强、员工数量需求越高的企业而言，其短期内改变用工结构的能力越为有限，因此企业的避税动机会更为强烈。上述检验在一定程度上表明，最低工资标准对企业税收激进的影响，确实是劳动力因素在起作用。

表5 企业劳动力依赖特征的影响

表6 企业市场成本转嫁能力的影响

2.受市场成本转嫁能力的影响。如前文所述，最低工资标准之所以会对企业税收激进产生影响，主要源于最低工资标准会增加企业的劳动力成本。企业的成本与收入共同决定了企业的利润，当成本难以避免地出现上升时，企业最直接有效的利润保护途径便是调整其收入水平。由此，会衍生的一个问题是：如果企业能有效地将因最低工资标准上涨而产生的成本压力转嫁至产品市场，即在不影响需求的情况下通过行业内定价能力向消费者索取了更高的支付价格，那么企业通过提高避税水平来应对的可能性是否会降低？Datta et al.(2013)的研究均发现，当遭遇人工成本的冲击时，企业通常会采用提价的方式将一部分成本转移到消费者购买的产品价格之中。

鉴于在产业组织理论下，企业的成本转嫁能力会在很大程度上依赖于企业所处行业的市场结构以及产品的市场势力(Gaspar和Massa，2006)，为检验最低工资标准对企业避税的加剧作用是否会受到企业向市场转嫁成本能力的影响，我们共设置了三个行业层面的指标来进行考察，具体包括：(1)企业所处行业的利润率水平(Indprofit)，等于该行业内所有企业息税前利润与营业收入之比的中位数。理论上，行业利润率越低，代表该行业企业的市场势力越弱，从而企业越难将成本转移出去。(2)企业所在行业的公司数量(Frimnum)。(3)营业收入的集中度(Inconcen)，等于行业内所有企业市场占有率的平方和。理论上，行业内的公司数量越多、营业收入集中度越低，则该行业的市场结构会越为复杂，企业的市场势力会越弱，从而成本转移的难度越大。我们分别按照上述三个指标的年度中位数，将样本分为两组，然后进行分组回归。表6的结果显示，最低工资标准对企业税收激进的正向影响仅在市场成本转嫁能力较弱的样本组中显著，对于此类企业，由于在市场上处于相对劣势的地位，产品需求弹性较大，劳动力成本上升对其利润造成的冲击难以通过提高市场定价来进行转嫁，进而增强了企业利用避税来降低最低工资政策对利润负面影响的必要性。这也进一步从侧面印证了最低工资标准是从成本这一渠道影响至企业的税收规避行为。

表7 分位数回归结果

(二)企业税收激进的收益-成本权衡分析

在最低工资标准上涨的背景下，企业通过增加避税水平可以享有节约现金支出的收益以及缓解潜在的融资约束。但是，避税活动也存在一定的成本。首先，当企业避税程度较高时，税务稽查风险随之增加；其次，企业一旦被税务部门认定为存在逃税行为，不仅需要补缴税金和支付相应罚款，潜在的声誉损失成本也会较高；再次，企业的避税活动还存在其他一些隐性成本，如审计师出具的非标审计意见、会计信息质量的下降等(Donohoe and Knechel，2014)。基于此，理性的企业出于收益在选择增强避税程度时，还会考虑避税的成本。理论上，企业已有的避税水平越高(相比其他企业)，进一步加大避税力度的风险也就越大、成本也会更高。因此，如果企业的避税水平相比其他企业较低时，该企业避税水平的进一步将会引发较少的关注，从而它会更多地带来收益而仅仅增加较少的额外风险与成本。然而，如企业的避税水平相比其他企业本就处于高位时，那么避税激进度的进一步上升将很可能引发较高的风险，使得企业所承担的额外成本反而会超过原先抵消劳动力成本上升的收益大小。

为检验上述理论预期，我们参考Armstrong et al.(2015)的做法采用分位数回归的方法进行研究，分位数回归可以清晰展示最低工资标准对企业避税的促进作用究竟发生在何种避税程度的区间范围内。具体的结果可参见表7，为简洁起见，表中仅列示了核心解释变量Minwage在不同分位数水平上的回归结果，同时，为更为直观地呈现其走势变化，本文还绘制其在各分位点上估计值曲线见图3。可以看到，随着避税强度的升高，最低工资标准对企业税收激进的影响程度呈现出明显的下降趋势。具体来看，在0.1分位点即当企业的税收激进行为较为温和时，Minwage的估计系数为最大值并通过了5%的显著性检验，然而从0.7分位点开始，即当企业正处于激进避税的状态时，出于对额外风险成本的考虑，此时最低工资标准的上调并不会进一步加剧企业税收激进度。综上可以认为，在最低工资标准上涨的背景下，企业会选择何种强度的税收规避策略，是企业对避税收益与成本综合权衡之后的理性决策。

图3 解释变量分位数回归估计值曲线

(三)企业税收激进的经济后果考察

本部分我们将进一步从企业价值的视角出发，考察最低工资标准上调背景下企业税收激进行为可能产生的经济后果。理论上，一方面，基于融资约束理论的观点认为，在最低工资标准上涨的背景下，劳动力成本压力会使得企业现金流更为紧缺，而企业采取激进行为可以帮助企业减轻税负，减少现金的流出，使得企业能够保留更多的经济利润资源用于对外投资或扩大生产等，从而为企业带来的边际收益会更大，即此时税收规避对企业未来价值创造的促进作用会更高；但是，另一方面，将企业避税行为置于委托代理理论的观点则认为，在两权分离的情况下，管理层的避税动机并非与所有者一致，他们可能会利用避税过程中的复杂、不透明性而产生的信息不对称来从事自利行为，致使避税并不会提升企业价值(Desai and Dharmapala，2009)。在本文的研究情境下，当最低工资标准上涨时，面对劳动力成本上升可能对利润产生的负面影响，企业内部人的避税行为有着充分、恰当的理由。此时，企业的内部人很有可能利用这一理由，通过避税来牟取私利，例如将避税所得用于在职消费或过度投资等。那么我们会观察到，在最低工资标准上涨的背景下，企业避税的边际收益会更低甚至为负，从而导致最低工资标准上调对企业避税的促进影响反而会降低企业的价值。那么，对于本文研究对象而言，到底哪一种理论会占据主导地位呢？我们构建如下实证模型来探讨这一问题：

(6)

式中，TobinQ表示企业的市场价值，为稳健起见，借鉴Firth et al.(2013)的做法，本文采用两种方式进行计算：(1)TobinQ1=(股票总市值+负债账面价值)/总资产账面价值；(2)TobinQ2=(股票总市值+每股净资产×非流通股股数+负债账面价值)/总资产账面价值，并采用年度行业中位数进行调整。此外，模型中除控制了前文一些已经出现的变量之外，参考刘行和李小荣(2012)，我们还控制了其他一些可能影响企业价值的相关因素，包括第一大股东持股比(Top1)、第一大股东持股比的平方(Top12)以及独立董事占比(Indep)。

表8 最低工资标准对税收激进与企业价值的作用

模型(5)的回归结果见表8。从第(1)和(4)列的结果可以看到，Minwage与TobinQ1和TobinQ2均在5%的显著性程度上负相关，这说明最低工资标准上调带来的劳动力成本上升确实会引发企业的财务困境，进而对企业价值产生较为明显的负面影响。第(2)和第(5)列关于企业避税的价值效应回归结果则显示，TA_CETR的估计系数符号均为负，但并未通过显著性检验，这意味着由于不同企业间管理层的避税动机和方式均存在差异，故平均而言税收激进行为与企业价值之间的关系暂未有明显一致性的定论。然而，观察第(3)和第(6)列本文最为关注的交叉项估计结果则可以发现，Minwage×TA_CETR的系数显著为正，这意味着由最低工资标准上调引发的税收规避行为反而会提升企业价值，支持了企业避税的融资约束理论。上述结果表明，在最低工资上调的背景下，企业管理层的避税动机更多是体现为缓解劳动力成本上升所带来的财务困境和潜在融资约束，而并非利用避税所加剧的信息不对称程度和代理成本来实施机会主义行为。

六、结论与启示

作为一项保护劳动者权益的重要措施，最低工资标准制度对企业行为的影响是一个在理论上与实践中都同等重要的话题。本文采用我国A股上市公司的数据，考察了最低工资标准对企业税收激进行为的影响。研究发现，在控制了可能影响企业税收激进的诸多特征后，各地区最低工资标准的上涨确实会促使当地企业进行税收规避。随后，我们尝试提供更多横截面层面的证据，以此印证最低工资标准影响企业税收激进的理论路径，研究发现，最低工资标准对企业避税的影响主要集中在劳动密集度较高、平均工资水平较低和成本转嫁能力较差的企业。进一步，本文还考察了企业在避税过程中如何权衡避税的收益与成本，基于分位数回归的方法发现，当企业的避税水平相比其他企业较低时，企业进一步增加避税水平的风险较低，从而这类企业更倾向于通过避税来应对最低工资标准的上涨。最后，本文考察了最低工资标准上调背景下企业税收激进行为的经济后果，结果发现存在显著的正向价值效应。

本文的研究至少存在以下几方面的学术贡献。

第一，对劳动力保护的研究最早来源于宏观经济领域，该领域的研究主要针对加强劳动力保护对劳动力市场的影响。近年来，一部分学者开始将研究视角转向微观经济领域，研究发现，劳动力保护会对企业的资本结构、投资活动、创新活动、盈余质量等产生影响。然而，已有研究未能将企业重要的税收筹划活动纳入研究范围，本文则从企业税收激进性的新视角出发，首次考察了劳动力保护程度的上升对企业的潜在影响，弥补了过往相关研究的空白。

第二，本文的结论直接拓展了关于劳动力保护程度与企业资本结构的相关文献。以往的研究发现，当企业需要承担更多的劳动力成本时，企业的债务融资比重会下降(Simintzi et al.，2014)。但是，这些研究并没有检验企业使用了何种融资方式来替代债务融资的减少。实际上，既有研究已初步发现，税收规避在一定程度上已成为了企业获取更多资金以进行投资的一种途径(Beck et al.，2014；刘行和叶康涛，2014)。本文研究则从劳动保护角度对此提供了进一步的证据。

第三，本文的研究还有助于加深学界对我国企业税收激进动因的认知。自2008年金融危机以来，各国政府加大了对企业避税的打击力度，在这一背景下，学术界开始对企业避税问题展开广泛讨论。已有研究考察了企业不同类型的利益相关者对企业避税的影响，包括政府、管理层、外部投资者、供应商与客户等，但是很少有研究从非管理层员工的特征角度来分析企业的税收问题。Chyz et al.(2013)考察了工会对企业避税行为的影响，研究发现，当工会组织力量越强大时，企业的避税程度越低。虽然该发现也提供了员工特征影响企业避税的证据，但是其理论依据主要是管理层和员工之间的代理冲突。本文从劳动力保护与员工劳动力成本的视角展开研究，不论是理论逻辑、还是实证发现，都与Chyz et al.(2013)存在较大差异。此外，工会组织的普及性在很多国家并不高，从而这一研究结论并不能很好地拓展到其他国家。劳动力保护则是几乎所有国家都会面临的问题，基于此，本文的结论进一步丰富了已有特别是具有我国制度特色的企业避税影响因素研究。

本文的结论能够使监管者更加深刻地认识到最低工资标准的多重效应，从而具有重要的政策启示。最低工资标准的上升虽然能够使劳动者获得更高的劳动报酬，提高劳动者的生活水平。但同时，最低工资标准的提高也加大了企业负担，这种负担的增加在一定程度上会刺激企业的避税动机，从而损害国家财政收入的稳定性，也会对税收征管工作带来挑战。本文认为，一个可供选择的调节性方案是：国家在上浮劳动者的最低工资标准时，可以比照对残疾人员工薪支出的加计扣除政策，进一步提高企业对于工薪支出(特别是对于低收入劳动者的工薪支出)的税收抵扣力度。这可以保证政府在提高劳动者保护力度的同时，不会对企业的生产经营造成太大压力。

注释：

① 企业税收筹划一般可分为节税与避税，相比于节税的合法性，避税具有违规性，但考虑到二者通常难以明确区分，现有研究多将企业节税与避税行为统称为税收激进行为，本文中避税与税收激进为同义概念。

② 所谓“溢出效应”，是指低收入劳动者工资水平的提高会溢出到中高收入的劳动者。具体而言，最低工资标准的提升在直接提高低收入劳动者工资水平的同时，会降低中高收入劳动者的相对收入。根据Adams的公平理论(Equity Theory)，这种相对收入的降低会增加员工内心的不公平感，从而降低其劳动效率。为了防止员工产生这种不公平感，企业有动机全面提高企业的工资水平。因此，最低工资标准的提升不仅会提高低收入劳动者的工资水平，也会提高中高收入劳动者的工资水平。Xiao et al.(2009)的研究证实了最低工资标准确实存在这种“溢出效应”。

③ 其中，养老保险占20%、医疗保险占6%、失业保险占2%、工伤保险占1%、生育保险占1%、住房公积金占6%。

④ 《中国企业社保白皮书(2017)》显示，我国只有24.1%的企业五险一金缴纳基数符合规定。

⑤ 世界银行在2012年发布的对中国企业的调查数据披露了企业的各项成本构成，包括企业的劳动力成本(包括员工的工资、奖金、社会保险等支出)、产品生产过程中的原材料和中间产品成本、燃料成本、电力成本、机器设备的损耗与租金成本，以及土地和建筑物的租金成本。通过对这些数据统计发现，企业的劳动力成本占到了总成本的28%，仅次于原材料和中间产品的56%的成本占比。

⑥ 考虑到企业的经营地和注册地可能会不一致以及母子公司经营地和注册地的差异，本文以上市公司总部注册地的最低工资标准作为度量指标可能会存在误差。为了缓解这一度量误差，我们执行了两项稳健性测试：其一，仅仅采用母公司的数据展开实证检验；其二，采用上市公司披露的办公地的最低工资标准作为度量指标。未报告的结果显示，本文的结论依然成立。这意味着度量误差对本文结论的影响有限。当然，这些稳健性测试无法完全消除度量误差的影响，因此，我们也提醒读者注意这一度量误差问题可能对结论产生的影响。

⑦ 虽然我国的法定所得税率是25%，但是享受优惠税率的企业占比很大。例如在本文样本中，适用所得税率低于25%的企业占到了58.23%。因为适用税率不同的企业，其避税动机会存在较大的差异，这可能是导致TA_CETR分布存在一定偏态的原因。

⑧ 由于每个城市被视为分割的劳动力市场，出于跨区经营风险和人力资源成本等因素的综合考虑，企业在雇佣职工时，通常会更多地选择当地的劳动力，结合当地的用工成本来进行财务决策，因此，同一类别其他城市给予劳动者的最低工资保障不太可能会对当地企业的避税行为产生影响。然而，同一类别的城市可能因地理位置邻近和经济水平接近等特征，使得当地政府在调整最低工资标准时，还会参照同档次其他城市的设定情况，因此，同一类别城市间的最低工资政策变动具有相关性。综上，从理论上来看本文所选取的工具变量是较为合适的。