勞動力保護政策與企業稅收激進性
——來自我國最低工資標準上調的經驗證據

劉冰峰

(景德鎮陶瓷大學 管理與經濟學院，江西 景德鎮 333403)

內容提要：作為保障勞動者獲取合法權益的重要舉措，我國最低工資政策產生了持續而廣泛的影響。理論認為，最低工資標準上調所帶來的勞動力成本壓力會增加企業陷入財務困境的可能性，客觀上刺激了企業通過稅收籌劃避稅的動機。以2008-2015年的A股上市公司為樣本來對上述理論預期進行檢驗，結果表明，我國最低工資標準的上調顯著加劇了企業稅收激進度，經濟意義上對應公司所在地區的月最低工資每上漲100元，通過避稅所帶來的所得稅現金流出會下降2.52%，并且這一促進作用主要集中在勞動密集度較高、平均工資水平較低以及成本轉嫁能力較弱的企業樣本中。進一步分析發現，企業通常會權衡該行為的收益與成本，表現為潛在的避稅成本越低，便越有可能通過采取激進的稅收策略來應對最低工資的上漲。此外，基于經濟后果的檢驗還發現，在最低工資標準上調的背景下，這種稅收激進行為對企業未來的價值創造具有明顯的正向效應。上述結論的意義主要在于揭示了對勞動者加強保護的我國最低工資標準上調政策效果的兩面性，提示政策保護程度與效果上應盡量兼顧與平衡，并針對這一政策在稅收征管上相應進行重點監控。

一、引言

最低工資標準是國家為保障低收入勞動者的生活水平，防止企業過度侵犯勞動者權益，促進企業間公平競爭而專門制定的一項政策規定。1993年國家勞動部印發了《最低工資規定》的通知，標志著最低工資標準制度正式在我國實行。2004年勞動和社會保障部頒布了新的《最低工資規定》，彌補了舊規定中的一些漏洞，新規定將最低工資標準分為了月最低工資標準和小時最低工資標準兩種形式。月最低工資標準適用于全日制就業勞動者，小時最低工資標準適用于非全日制就業勞動者。各省、自治區、直轄市有權根據本地區的生活成本、經濟發展水平和就業狀況制定不同的最低工資標準。并且新的《最低工資規定》要求各省、自治區、直轄市至少每兩年調整一次最低工資標準。從2004年到2015年，全國各地區平均月最低工資標準從2004年的430.75元增長到2015年的1549.22元，增長了359.66%，年平均增幅12.25%。其中，在本文的樣本期間(即2008-2015年)，全國各地區平均月最低工資標準從697.66元增長到1549.22元，總體增長幅度達到了222.06%，年平均增幅為12.07%，高于同時期的人均GDP的增長率11.05%。

勞動者保護程度的提升保障了勞動者權益，但同時企業的用工成本也在逐步攀升。國家統計局與美國勞工部的統計資料顯示，1990年中國城鎮單位就業人員的年度平均工資為447美元，僅占同時期美國就業人員年度平均工資的1/50，但到了2016年，中國城鎮單位就業人員的年度平均工資已經達到9959美元，占比差距縮小至1/5。同年“兩會”期間，更有批評的聲音指出，我國《勞動合同法》頒布所引發的用工成本大幅上升已成為眾多企業“難以承受之重”。本文試圖探究在勞動力保護加強、企業用工成本提高之后，企業是否會通過節稅、避稅來節約現金流支出，以此降低勞動力保護政策對成本的不利影響。

稅收是企業重要的運營成本之一，從企業稅收激進①的視角進行考察更有可能發現企業應對勞動力保護政策加強的策略。本文選取了最低工資標準制度進行研究，這緣于相比其他勞動力保護政策措施，在我國工資水平普遍較低的背景下，最低工資標準制度有著影響范圍廣、持續時間長的特點。理論上，最低工資標準的提升可以通過如下途徑影響企業的稅收激進行為：一方面，最低工資標準的上漲會提高企業對于員工的解聘成本，從而增加企業預期的破產成本；另一方面，隨著最低工資標準的升高，企業的勞動力成本上漲，這會導致企業的經營杠桿增加，從而加大企業陷入財務困境的可能性。按照權衡理論的預期，這兩種因素共同作用，會使得企業獲取債務融資的難度加大。當外部融資難度增強時，企業通過稅收規避節約現金流支出的邊際收益變大，這客觀上會刺激企業更強的避稅動機。基于此，可以假設隨著企業所在地區最低工資標準的上漲，企業的稅收激進程度會顯著增加。采用A股上市公司數據，我們對上述理論預期進行實證檢驗。

與本研究相關的文獻主要集中在以下兩個方面。一是勞動力保護的經濟后果研究。近年來，各國相繼出臺了一系列勞動力保護政策。這些政策在保護勞動者合法權益的同時，也對企業產生了多重影響，勞動力保護程度的加強對于企業而言是一把雙刃劍，企業也會通過若干方法來規避勞動力保護程度提升對企業的負面影響。不過，已有文獻沒有從企業重要的稅收決策視角進行探討，存在一定的研究空白。二是企業稅收激進的影響因素研究。在全球范圍內，企業避稅都是一個非常普遍的現象(Beck et al.，2014)。學術界在最近幾年對企業避稅影響因素的研究發現企業不同類型的利益相關者都會影響企業的避稅決策。綜合來看，這些文獻的切入點主要是政府、管理層、投資者等傳統的利益相關者，對于員工等利益相關者對企業稅收決策的影響關注不夠。

二、理論分析與研究假設

所有成本(All Costs)、所有交易方(All Parties)和所有稅收(All Taxes)，被認為是企業有效稅收籌劃所需重點考慮的因素，也是分析企業稅收活動的三大重要原則(Scholes，2015)。本文的研究目的是為了探究勞動市場制度的變遷是否會影響企業關于所得稅的財務決策行為，而并非單一企業的稅收決策后果。因此，相比所有交易方和所有稅收，以所有成本原則作為切入點更為適用于本文的理論分析。因為考察宏觀制度變化對企業微觀財務行為的影響，本質上就是對企業為適應這一新制度所要付出的成本與潛在收益之間的對比衡量。如若所能獲得的收益水平要遠遠小于相應的成本支出，企業便會更易產生自利動機以增強宏觀事件沖擊下應對未來經營不確定性的防御能力(陳冬等，2016)。從上調最低工資標準這一勞動力保護政策來看，其對企業經營的影響尤其是成本變動主要會體現在以下幾個方面。

首先，最低工資標準的上漲會提高企業的員工辭退成本以及壓縮員工工資的難度，從而增加企業預期的破產成本(Simintzi et al.，2014；Serfling，2016)。其次，最低工資標準的上漲會提高企業日常的工資支出，這包括最低工資標準帶來的低收入員工工資的直接上漲以及其他員工不公平感帶來的“溢出效應”②(Xiao et al.，2009；馬雙等，2012)。在不含交易費用的理想環境下，企業招聘或辭退員工的主要決策標準是員工的勞動生產率及其價值創造是否能夠滿足企業所支付的工資水平，但由于勞動保護所帶來的經濟補償等辭退成本的大幅上升，使得企業在衡量解聘決策時，出于利潤最大化的需求，通常還會考慮解除勞動合同的成本與員工雇傭未來效率損失的現值之比(Hamermesh，1995)。根據“內部人/外部人”理論(Insider/Outsider Theory)，這種勞動保護制度的推進會增加企業的用工粘性，進而強化了在職員工的外部選擇權和薪酬談判能力，使得其工資水平相比在完全競爭的條件下得到提升(Bertola，1990)。同時，最低工資“溢出效應”所產生的員工薪酬攀比心理和所釋放的勞動力成本增加信號也會進一步促使員工索要更高水平的工資，導致企業的收入分配傾斜。當然，員工工資的上漲也有可能對員工產生激勵作用，這會刺激員工努力工作從而增加企業收入，進而抵消員工工資上漲對企業的負面效應。但是，已有研究發現，最低工資標準上升導致的員工工資增加，并不能夠對員工產生足夠的激勵作用，這緣于：一方面，最低工資標準的增加只能使員工獲得應有的工資，并不會使員工獲得高于預期的工資；另一方面，大多數員工可能認為工資水平的提高是企業被迫采取的行為，而不是企業出于主動關心員工的目的(陸瑤等，2017)。因此，最低工資標準的上升在增加企業用工成本的同時，并不能為企業帶來額外的現金流入，這增加了企業的凈成本。在本文未報告的實證檢驗中我們也確實發現，隨著企業所在地區最低工資標準的上漲，企業的工資支出顯著增加。但是，企業的營業收入卻沒有相應提高。這意味著最低工資標準的上漲增加了企業的現金凈流出。再次，即便企業所有員工的基本工資都高于最低工資標準，企業的勞動力成本仍會受到最低工資標準的影響，這種影響主要體現在社會保險和住房公積金(即“五險一金”)的繳納上。按照我國現有規定，企業在支付給員工基本工資后，還要按照基本工資的36%為員工繳納五險一金③。因為五險一金的繳納壓力較大，為降低企業負擔，企業會選擇調低五險一金的繳納基數④。其中常見做法是選擇按照最低下限基數繳納五險一金。所謂最低下限，一般是指企業所在地區社會平均工資的60%。不過，企業的繳納基數一般不得低于當地的最低工資標準。由此，最低工資標準將會通過兩個途徑影響到企業五險一金的繳納金額：一方面，最低工資標準的上漲會提高當地的社會平均工資，從而提高最低下限基數；另一方面，最低工資標準的上漲會直接提高企業低收入人群的基本工資，從而提高五險一金的繳納金額。在未報告的實證檢驗中，我們采用應付職工薪酬的明細數據分解出企業的工資、獎金和津貼支出以及五險一金支出，然后考察了最低工資標準對上述兩者的影響。結果顯示，最低工資標準的上漲對上述兩者都有顯著影響，且更為重要的是，五險一金隨最低工資標準上漲而變化的幅度還會超過工資、獎金和津貼支出的變化幅度，印證了我們的預期。

綜合而言，可以看出無論是理論層面還是實踐層面，最低工資標準的上漲至少會從上述三個角度顯著提高企業的勞動力成本?？紤]到工資支付往往是企業一項具有重大經濟意義的成本這一客觀事實的存在⑤，企業解聘員工的高成本使得工資成本的粘性更強，隨著工資支出的上升，企業的經營杠桿增加，從而會在一定程度上提高企業陷入財務困境的可能性。

稅收激進作為企業實現更多資源留存的一項重要財務活動，通過減少稅收的支出可以更好地保留企業的利潤收益以及內部資金，從而能夠顯著改善企業的財務靈活性、再生產能力以及降低破產風險(Beck et al.，2014)。按照權衡理論，企業經營成本的大幅升高會直接影響至其利潤，在市場投資者以及大股東的監督之下，財務困境預期的提高會顯著加大企業獲取外部債務融資的難度(Kraus and Litzenberger，2012)。此時，通過稅收規避來進行內源融資的邊際收益便會上升，這客觀上會刺激企業更多地從事稅收激進行為。因此，可以預見，最低工資標準的上漲會加劇企業的稅收激進性。

圖1 最低工資標準對企業稅收激進行為作用的理論框架

當然，在獲取債務融資的難度變大時，企業還可以進行股權融資或其他形式的內源融資，從而并不必然會增加稅收激進程度。然而，結合我國的制度背景以及稅收激進的相關特征，可以合理預期這種可能性的存在并不會影響前文的理論推斷。具體而言：我國企業進行股權融資存在諸多制度性約束，表現為監管部門對上市公司的股權再融資行為設置了業績和股利發放的門檻指標。若企業無法達到相關標準，便不能進行股權再融資，而即便達到了門檻指標，也需監管部門的進一步審核。這些制度性約束使得中國企業的股權融資難度較大。以距離開展本文研究時間最近的2013-2015年為例，上交所和深交所的統計年鑒顯示，這三年間，中國所有上市公司通過股票再融資共籌集了25948億元資金，通過發行公司債共籌集了25213億元資金。此外，通過匯總上市公司現金流量表中“取得借款收到的現金”這一信息(這一信息不包括企業發行債券取得的現金)，中國上市公司在2013-2015年間通過借款共籌集了275303億元資金。對比上述信息可以發現，企業通過股權再融資取得的資金僅占通過債務融資所取得資金的8.6%(25948/(25213+275303))。因此，企業通過股權融資來緩解最低工資標準上漲的負面影響的可能性較小。另一方面，企業通過稅收規避進行內源融資相比其他形式的內源融資具有諸多優勢。首先，企業削減廣告費、研發支出、投資以及裁員等形式的內源融資，會直接影響企業正常的生產經營活動。稅收規避相對而言則對企業正常的生產經營影響較小(Edwards et al.，2015)；其次，雖然企業繳納多少稅金受到眾多稅收法律法規的制約，但是這些規定并不那么簡單明確，其中涵蓋了大量的稅收優惠和稅收減免政策，這給了企業可乘之機；再次，會計準則和稅法的分離，使得企業可以在較少影響會計利潤的前提下調節應納稅所得，這降低了稅收規避的財務報告成本(龍月娥和葉康濤，2013)；最后，雖然企業的稅收規避行為存在監管部門的懲罰風險，但考慮到稅務機關的征管力量有限、企業內外部信息不對稱程度較高以及會計準則和稅法的差異等因素，平均而言，企業避稅的整體風險并不是太高(陳作華和方紅星，2016)。

因此，在最低工資標準持續上漲的背景下，企業通過稅收規避來進行內源融資是一種重要的現實選擇?；谏鲜龇治觯蓺w納出本文的理論框架如圖1所示，并據此提出如下待檢驗假設。

H1：在其他條件保持不變的情況下，企業所在地區的最低工資標準越高，企業的稅收激進程度也越高。

三、研究設計

(一)樣本數據來源

本文選取了A股上市公司2008-2015年的數據作為研究樣本，樣本年度之所以從2008年開始，主要基于以下幾點考慮：第一，我國從2008年開始實行新的《企業所得稅法》，相比舊的企業所得稅法，新稅法在納稅調整、基準稅率、稅收優惠辦法等諸多方面進行了改革。因此，樣本期間從2008年開始可以保證企業面臨的稅收環境具有一致性。第二，本文采用現金所得稅率構建企業稅收激進指標，企業的現金所得稅支出是通過所得稅費用、遞延所得稅費用和應交所得稅這三個指標計算而成，因此，這一計算方法會較大程度地受到所得稅會計方法的影響。在2006年之前，我國的會計準則允許企業采用不同的所得稅會計方法來核算企業的所得稅信息，2007年開始實行的新《企業會計準則》要求企業統一采用資產負債表債務法核算企業的所得稅信息，因此2007年之后的企業所得稅信息具有較強的可比性。隨后在初始樣本的基礎上，剔除了如下樣本：(1)金融行業的上市公司；(2)ST、*ST的上市公司；(3)上市未滿兩年的公司；(4)研究所需變量存在缺失的上市公司。最終，我們共獲得了涵蓋2489家公司的共13384個觀察值。最低工資標準數據來源于人社部網站以及各地區的政府文件、統計公報，通過手工搜集整理所得；企業的適用稅率和應交所得稅數據來源于WIND數據庫，其他數據則均來源于CSMAR數據庫。為降低異常值的影響，分析時對各連續變量均進行了上下1%的Winsorize處理。

(二)模型設定與變量構造

為了探究最低工資政策變動對企業稅收規避行為的影響，我們首先建立了如下基本回歸模型，可表示為：

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分別代表第i個企業、第j個省份和第t年；TA_CETR為被解釋變量；Minwage為本文的核心解釋變量；其余的變量則均為控制變量。同時，為了控制其他一些難以觀測以及不隨時間改變的影響因素，本文還引入Year、Industry、Region分別表示時間、行業和地區層面的固定效應。各變量的具體含義解釋如下。

1.被解釋變量。本文被解釋變量TA_CETR用于衡量企業的稅收規避程度。已有文獻中使用最為廣泛的企業稅收激進衡量指標是企業的實際所得稅率。企業實際所得稅率的計算方法通常有兩種，一種是會計準則意義上的實際所得稅率(GAAP ETR)；另一種是現金流意義上的實際所得稅率(Cash ETR)。會計準則意義上的實際所得稅率除了受企業避稅的影響之外，還會受到企業的盈余操縱以及會計準則變遷的影響(Hanlon and Heitzman，2010)?，F金所得稅率則直觀地反映了企業實際的所得稅現金流支出，它較少受到其他因素的干擾?？紤]到本文的研究目的在于考察在最低工資標準政策持續性變動的背景下，企業如何通過稅收規避來節約現金流支出，因此，相比而言現金所得稅率更加符合本文的研究目的。此外，已有研究發現，最低工資標準的變化會影響企業的盈余管理行為(陸瑤等，2017)，這使得如果選擇會計準則意義上的實際所得稅率作為衡量指標，研究結論將很難剔除盈余管理的影響?；诖?，本文選擇了現金所得稅率作為企業稅收激進的衡量指標。進一步，中國特殊的制度背景需要我們對現金所得稅率進行適當調整，才能更好地反映企業稅收激進程度。具體而言，我國自2008年以來的法定所得稅率雖然是25%，但政府為吸引投資，往往會給各不同行業以優惠稅率，這使得不同企業的名義所得稅率存在千差萬別。故為消除這一影響，本文參照劉行和葉康濤(2014)的研究設定稅收激進指標：

TA_CETRi,t=ATRi,t-CETRi,t

(2)

其中，ATR表示企業實際適用的所得稅率，等于當期所得稅費用/稅前會計利潤；CETR表示企業的現金所得稅率，等于所得稅現金流支出/稅前會計利潤。由于目前我國企業實際的所得稅現金流支出暫未在財報中予以披露，所以此處借鑒Bradshaw et al.(2014)的估算方法，令：所得稅現金流支出=企業的所得稅費用-遞延所得稅費用+期初應交所得稅-期末應交所得稅。同時，在CETR的計算過程中，本文還剔除了利潤總額為負的樣本，并對CETR縮尾至[0,1]的區間內。

2.解釋變量。本文核心解釋變量Minwage代表可持續的勞動力保護程度，使用最低工資標準水平來進行衡量。與過往文獻較多采用省份最低工資的上限數值不同的是，考慮到各省份內部檔次劃分的數目不盡相同，以及部分省份內不同檔次區域設定的標準值也會存在較為懸殊的差異，故本文最終以公司注冊地所在城市的當年月度最低工資標準(單位：千元)來作為衡量指標⑥。在本文的樣本期間，各地區最低工資標準平均而言每1-2年變動一次，這些變動所帶來的各地區最低工資標準在橫截面和時間序列上的差異為本文的研究提供了很好的數據基礎。此外值得說明的是，已有部分研究采用中國2008年新《勞動合同法》的出臺作為勞動力保護程度的外生變化，并借助準自然實驗的方法對勞動力保護程度與企業決策的關系展開了探討。本文之所以沒有借鑒這些文獻的做法，主要是源于我國在2008年還同時出臺了新的企業所得稅法，而已有研究發現企業在所得稅改革附近會存在大量基于避稅動機的利潤轉移行為(李增福等，2011)。因此，在研究設計上，我們很難將勞動合同法對企業避稅的影響與所得稅改革對企業避稅的影響分離開來?；诖?，我們選擇采用各地區最低工資標準的變動作為勞動力保護程度的度量。

3.控制變量。為了盡量降低遺漏變量可能帶來的估計誤差，借鑒陳冬等(2016)的研究，本文引入了部分同樣能夠影響企業稅收決策的公司層級控制變量。此外，考慮到最低工資標準的設定很大程度上會參考當地的經濟發展水平，同時，經濟周期的變化也可能會對企業稅收的行為產生較大影響(陳冬等，2016)。為此，本文還通過加入公司注冊地所在城市的人均GDP增長率(GDP_Gro)來對宏觀經濟因素進行了控制。具體各控制變量的定義及說明可參見表1。

表1 控制變量定義及說明

四、實證結果分析

(一)描述性統計分析

表2的Panel A列示了本文所有變量的描述性統計結果。此處我們重點觀察被解釋變量和一些關鍵的解釋變量的統計分布情況，結果顯示，TA_CETR的中位數為正，對應數值大小為0.003，但其均值卻為負，對應數值大小為-0.035。這一方面意味著大部分企業實際繳納的所得稅負要低于適用稅率，即企業避稅現象較為普遍；另一方面意味著企業避稅程度的分布呈左偏態勢⑦。核心解釋變量Minwage的平均值為1.226，即樣本期間我國平均的月最低工資標準達1226元；標準差為0.351，在一定程度上反映出我國不同地區間的最低工資標準差異較大。ATR的中位數為15%，對比Bradshaw et al.(2014)，總體上來看我國大部分企業都還享受著較為優惠稅率，這與中國現階段的稅收制度背景基本相一致。

Panel B則報告了CETR和ATR分年度的描述性統計。結果顯示，ATR在樣本年度間的波動很小，而CETR的波動程度則相對較大，這或許正是源于企業在不同時期有著差異較大的不同避稅需求。

表2 變量描述性統計

圖2 最低工資標準與企業稅收激進水平的分布關系

為了能簡潔、直觀地呈現出最低工資標準變動對企業稅收激進的影響，我們按照各年度最低工資標準的高低，將企業等分為五組，并分別計算了各組公司稅收激進程度的平均值與中位數。基于上述劃分的每組公司的情況見圖2，其中橫坐標為組類，縱坐標為TA_CETR。從圖2中可以看出，企業當年度所在地區的最低工資標準相比其他地區越高時(即最低工資標準的排序變量Rank_MINWAGE的值越大)，企業的稅收激進行為便越為嚴重，這為本文的研究假設提供了初步的統計證據支持。

(二)基本回歸結果分析

表3報告了基于模型(1)的基本回歸分析結果。其中，第(1)列是僅包含核心解釋變量以及控制了年度和行業的固定效應的回歸結果，結果顯示，Minwage的估計系數為0.085，并通過了1%的顯著性水平檢驗。隨后，我們在第(2)列加入了除地區層面固定效應之外的所有控制變量，Minwage的結果依然顯著為正；在第(3)列進一步加入了地區層面的固定效應，結果表明在控制地區層面的不變因素之后，Minwage的估計系數仍舊為正，且在5%的置信水平上顯著。這說明，最低工資標準的調高確實導致了企業適用所得稅率與有效現金稅率之間差異的增大，促使企業進行了更多的稅收規避行為。

考慮到以TA_CETR為被解釋變量時，回歸結果的經濟意義不是很好闡述。因此，在第(4)列中，我們選取過往所常用的CETR為被解釋變量，重新對模型(1)進行了估計?？梢钥吹?，此時Minwage的回歸系數為-0.057，且在5%的水平上顯著。由于Minwage的單位為千元，這一估計結果意味著，當企業所在地的月最低工資標準每上漲100元，企業的現金所得稅率會降低0.0057個單位，相當于現金所得稅率均值的2.52%(0.0057/ 0.226)。因此，在經濟意義上，企業所在地月最低工資標準每100元幅度的上漲會導致其向政府支付的所得稅現金流每2.52%程度的下降?？紤]到在本文的樣本期間(2008-2015年)，全國各地區平均月最低工資標準從697.66元增長到1549.22元，增長了約850元?？梢?，每100元月最低工資標準的上漲所引發的避稅經濟意義是較為明顯的。綜合來看，表3的結果支持了本文的研究假設。

表3 最低工資標準對企業稅收激進程度的影響

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1；括號內為糾正異方差后的t值，并在公司層面進行了Cluster調整(下同)。

(三)穩健性檢驗

為檢驗前文基本結論的可靠性，本文執行了如下一些穩健性測試，所有結果可匯總見表4。

1.改變企業稅收激進的衡量指標。除實際所得稅率外，會計—稅收差異(BTD)也常被學者們作為企業稅收激進的衡量指標。理論上，當企業的會計利潤與應納稅所得差異越大時，企業避稅的可能性往往也越高(Desai and Dharmapala，2009)。不過，因為這一指標也會在很大程度上受到企業的盈余操縱和會計準則或稅法變遷的影響，因此其使用頻率相對有限。其具體計算公式為：BTD=(利潤總額×適用的所得稅率-當期所得稅費用)/ 期末總資產。取值越大，企業避稅的可能性越高。我們將BTD作為模型(1)的被解釋變量，重新對模型進行了估計，回歸結果列示在表4的第(1)列?？梢钥吹?，Minwage的系數依然顯著為正，這與前文的發現一致。

2.變更最低工資標準的度量方法。在前文研究中，我們主要采用各地區的月度最低工資標準的年變化數值來進行觀測。雖然各地區的最低工資調整頻率基本都在一年及以上，但是考慮到這一調整間隔并未展現出明顯的規律，且在某年中進行調整的具體時間點也暫未有明確的規定。為穩健起見，我們采用加權平均法來重新度量最低工資標準。以江蘇省南京市為例，2010年2月份開始，該地區的最低工資上限從過去的820元上調至940元，則其當年最低工資標準的計算公式可表示為：(820×1+940×11)/12=930元。表4第(2)列的回歸結果顯示，在變更度量方法后，本文核心解釋變量的估計系數及顯著性大小并未有明顯的變化。

3.采用平衡面板數據。本文先前的回歸樣本并非所有公司在樣本年份均有完整數據，換言之，研究樣本為非平衡面板數據。為了降低可能帶來的樣本選擇性偏差，我們將非平衡面板數據轉化為平衡面板數據，即保留2008-2015年間每個橫截面均存在觀測值的樣本對象，最終共得到包含663家公司的5064個觀測值。采用平衡面板數據的回歸結果見表4第(3)列所示。結果表明，本文的核心結論依然成立，且Minwage的顯著性程度還出現了一定提高，在1%的統計水平上與企業稅收激進顯著正相關。

4.控制財稅政策的影響。在本文的研究期間，我國頒布了若干財稅政策，這些財稅政策可能會構成模型的遺漏變量，從而對本文的估計產生影響。為了控制這一影響，我們將這一期間主要的財稅政策進行了控制，包括營業稅改征增值稅和固定資產加速折舊政策。具體的檢驗模型為：

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

(3)

其中，我們首先設置了兩個虛擬變量，分別為：(1)VAT_Reform，定義企業當年被納入營業稅改征增值稅的改革范圍時，則企業當年及以后各年的VAT_Reform均取值為1，否則為0；(2)Dep_Reform，定義企業當年被納入固定資產加速折舊政策的改革范圍時，則企業當年及以后各年的Dep_Reform均取值為1，否則為0。其次，考慮到中國的財稅政策一般都是按照行業來制定的，我們進一步控制了“行業×地區”效應以及“行業×年度”效應。其中，“行業×地區”效應可以控制所有根據行業和地區的不同來實施的財稅政策對結論的影響，而“行業×年度”效應可以控制所有根據行業和年度的不同來實施的財稅政策對結論的影響。回歸結果報告在表4第(4)和(5)列。從中可以發現，在控制這兩個主要的財稅政策的影響之后，本文的結論依然穩健。

5.反向因果的內生性問題。本文核心結論最有可能受到質疑的地方在于，如果各地區最低工資標準的變動會受到該地區內企業稅收激進行為的影響，那么本文的結論可能會受到反向因果關系的影響而導致估計偏差。當然，根據2007年頒布的《勞動和社會保障部關于進一步健全最低工資制度的通知》，最低工資標準是由各省、自治區、直轄市人民政府的有關勞動保障部門會同同級工會、企業聯合會/企業家協會研究擬訂。制定的依據主要有當地的經濟發展水平、就業狀況、居民生活水平以及勞動力保護程度等?？梢姡谝话闱闆r下，最低工資標準的提高對于企業的稅收決策而言，是一個相對外生的沖擊。不過，正如許和連和王海成(2016)在研究中所指出的，我國最低工資標準的設定與調整通常體現著勞動者、企業以及政府三方的共同利益需求。企業的所得稅收作為政府財政資金的主要來源之一，有著重要的經濟意義。政府的勞動保障部門在制定最低工資標準時也有可能會考慮到當地的稅收規避水平。例如，如果地區整體的稅收規避現象較為嚴重，那么勞動保障部門可能會為了讓企業承擔更多的社會責任而上調當地的最低工資標準，并以此擴充稅收收入。為了排除這一因素的干擾，借鑒Ramalingegowda and Yu(2012)的研究，本文采用兩種方法來對其進行控制。

(1)解釋變量滯后一期。假定回歸模型殘差項更多是由本期的擾動決定，而不存在明顯的時間序列相關性，則可用解釋變量的滯后項替代當期值來進行因果檢驗(Wooldrige，2010)。具體模型為：

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，則能夠排除本期企業稅收激進程度對所在地區最低工資標準調整的影響。相應的回歸結果見表4第(6)列，不難發現，解釋變量滯后一期項的系數符號與預期一致，并通過了5%的顯著概率檢驗。接下來我們對上述模型的殘差項是否存在時間序列相關進行檢驗，結果表明：Minwagej,t和Minwagej,t-1的相關系數達到了0.834，印證了替代的合理性；同時，為了檢驗解釋變量滯后一期項是否為外生，將Minwagej,t-1對先前估計得到的殘差項進行回歸，結果顯示二者之間并不存在顯著的關聯。因此，可以認為不存在時間層面上的持續性因素同時影響TA_CETRi,t和Minwagej,t-1。

(2)工具變量回歸。本文還進一步采用工具變量(IV)來對可能存在的內生性問題進行控制。在IV的構造上⑧，我們首先將上市公司注冊地所在地區的城市劃分為三類：直轄市、副省級城市以及相同省份內的城市，隨后分別計算得到同一類別城市最低工資標準的平均值，以此作為工具變量，既可滿足與解釋變量顯著相關，又可滿足外生性條件。本文采用2SLS法進行估計，其中第一階段的估計方程為：

(5)

表4 穩健性檢驗結果匯總

五、進一步討論

為了進一步佐證和拓展本文的基本結論，在這一部分中，我們將執行以下三項檢驗：首先，延續本文的理論分析，考察最低工資標準上漲對企業稅收激進的影響程度在不同企業間的差異；其次，分析在最低工資政策變動的背景下，企業如何權衡避稅的收益與成本；最后，檢驗企業因最低工資標準上漲而增加的避稅行為所可能帶來的經濟后果，從而對其價值效應進行探討。

(一)不同企業間的異質性影響

1.受勞動力依賴的特征影響。作為勞動力市場中一項重要的制度變遷，最低工資標準對企業行為的影響很大程度上取決于當地勞動力在勞資關系之間的“相對勢力”水平，而這種勢力強度又會與企業對勞動力依賴的特征息息相關，具體包括勞動力類型的構成及其需求程度。我國最低工資標準的制定更多的旨在維護低收入勞動者取得報酬的合法權益，以保障其基本生活，而低收入勞動者大多處于需要大量勞動力的勞動密集型企業。在這些企業中，有大量的勞動者在一線從事生產制造工作，這些工作往往缺乏較高的技術含量，具有高度的可替代性，因而他們的工資水平較低，甚至部分勞動者的薪酬就等于該地區的最低工資標準。根據前文第三部分的理論分析，最低工資標準的提升能夠直接影響到這些低收入勞動者的工資水平及其他處于非最低工資應用范圍的員工索要更高報酬的勢力強度，從而使得總成本中以人工成本為主的企業受最低工資標準上調的負面影響會較其他企業更為嚴重。此外，雖然最低工資標準的上漲會使企業總的工資支出顯著增加，但是對于平均工資水平要遠遠高于最低工資標準的企業，最低工資標準的調整對其影響程度顯然較弱。基于此，我們預期，最低工資標準對企業稅收激進的影響會主要存在于勞動密集度較高或工資水平較低的企業。

為了對上述預期進行實證檢驗，參照Serfling(2016)的方法，我們使用兩個勞動密集度指標(Labint1、Labint2)與平均工資水平指標(Avgwage)來衡量企業的勞動力依賴特征。其中，Labint1=企業總員工人數/營業收入；Labint2=企業總員工薪酬/營業收入；Avgwage=(企業總的工資支出-企業為董事、監事及高管支付的薪酬總額)/(企業總的員工人數-董事、監事及高管人數)。在實證檢驗中，我們分別按照各年度企業勞動密集度和平均工資水平的中位數將樣本分為兩組，并進行分樣本回歸分析，相應的回歸結果見表5。從表中不難發現，最低工資上調對企業避稅的促進作用只顯著存在于勞動密集度較高和平均工資水平較低的企業樣本之中，這與我們的預期一致。在面對勞動力成本強制性上升的情況下，對低技能員工依賴性越強、員工數量需求越高的企業而言，其短期內改變用工結構的能力越為有限，因此企業的避稅動機會更為強烈。上述檢驗在一定程度上表明，最低工資標準對企業稅收激進的影響，確實是勞動力因素在起作用。

表5 企業勞動力依賴特征的影響

表6 企業市場成本轉嫁能力的影響

2.受市場成本轉嫁能力的影響。如前文所述，最低工資標準之所以會對企業稅收激進產生影響，主要源于最低工資標準會增加企業的勞動力成本。企業的成本與收入共同決定了企業的利潤，當成本難以避免地出現上升時，企業最直接有效的利潤保護途徑便是調整其收入水平。由此，會衍生的一個問題是：如果企業能有效地將因最低工資標準上漲而產生的成本壓力轉嫁至產品市場，即在不影響需求的情況下通過行業內定價能力向消費者索取了更高的支付價格，那么企業通過提高避稅水平來應對的可能性是否會降低？Datta et al.(2013)的研究均發現，當遭遇人工成本的沖擊時，企業通常會采用提價的方式將一部分成本轉移到消費者購買的產品價格之中。

鑒于在產業組織理論下，企業的成本轉嫁能力會在很大程度上依賴于企業所處行業的市場結構以及產品的市場勢力(Gaspar和Massa，2006)，為檢驗最低工資標準對企業避稅的加劇作用是否會受到企業向市場轉嫁成本能力的影響，我們共設置了三個行業層面的指標來進行考察，具體包括：(1)企業所處行業的利潤率水平(Indprofit)，等于該行業內所有企業息稅前利潤與營業收入之比的中位數。理論上，行業利潤率越低，代表該行業企業的市場勢力越弱，從而企業越難將成本轉移出去。(2)企業所在行業的公司數量(Frimnum)。(3)營業收入的集中度(Inconcen)，等于行業內所有企業市場占有率的平方和。理論上，行業內的公司數量越多、營業收入集中度越低，則該行業的市場結構會越為復雜，企業的市場勢力會越弱，從而成本轉移的難度越大。我們分別按照上述三個指標的年度中位數，將樣本分為兩組，然后進行分組回歸。表6的結果顯示，最低工資標準對企業稅收激進的正向影響僅在市場成本轉嫁能力較弱的樣本組中顯著，對于此類企業，由于在市場上處于相對劣勢的地位，產品需求彈性較大，勞動力成本上升對其利潤造成的沖擊難以通過提高市場定價來進行轉嫁，進而增強了企業利用避稅來降低最低工資政策對利潤負面影響的必要性。這也進一步從側面印證了最低工資標準是從成本這一渠道影響至企業的稅收規避行為。

表7 分位數回歸結果

(二)企業稅收激進的收益-成本權衡分析

在最低工資標準上漲的背景下，企業通過增加避稅水平可以享有節約現金支出的收益以及緩解潛在的融資約束。但是，避稅活動也存在一定的成本。首先，當企業避稅程度較高時，稅務稽查風險隨之增加；其次，企業一旦被稅務部門認定為存在逃稅行為，不僅需要補繳稅金和支付相應罰款，潛在的聲譽損失成本也會較高；再次，企業的避稅活動還存在其他一些隱性成本，如審計師出具的非標審計意見、會計信息質量的下降等(Donohoe and Knechel，2014)?；诖?，理性的企業出于收益在選擇增強避稅程度時，還會考慮避稅的成本。理論上，企業已有的避稅水平越高(相比其他企業)，進一步加大避稅力度的風險也就越大、成本也會更高。因此，如果企業的避稅水平相比其他企業較低時，該企業避稅水平的進一步將會引發較少的關注，從而它會更多地帶來收益而僅僅增加較少的額外風險與成本。然而，如企業的避稅水平相比其他企業本就處于高位時，那么避稅激進度的進一步上升將很可能引發較高的風險，使得企業所承擔的額外成本反而會超過原先抵消勞動力成本上升的收益大小。

為檢驗上述理論預期，我們參考Armstrong et al.(2015)的做法采用分位數回歸的方法進行研究，分位數回歸可以清晰展示最低工資標準對企業避稅的促進作用究竟發生在何種避稅程度的區間范圍內。具體的結果可參見表7，為簡潔起見，表中僅列示了核心解釋變量Minwage在不同分位數水平上的回歸結果，同時，為更為直觀地呈現其走勢變化，本文還繪制其在各分位點上估計值曲線見圖3?？梢钥吹?，隨著避稅強度的升高，最低工資標準對企業稅收激進的影響程度呈現出明顯的下降趨勢。具體來看，在0.1分位點即當企業的稅收激進行為較為溫和時，Minwage的估計系數為最大值并通過了5%的顯著性檢驗，然而從0.7分位點開始，即當企業正處于激進避稅的狀態時，出于對額外風險成本的考慮，此時最低工資標準的上調并不會進一步加劇企業稅收激進度。綜上可以認為，在最低工資標準上漲的背景下，企業會選擇何種強度的稅收規避策略，是企業對避稅收益與成本綜合權衡之后的理性決策。

圖3 解釋變量分位數回歸估計值曲線

(三)企業稅收激進的經濟后果考察

本部分我們將進一步從企業價值的視角出發，考察最低工資標準上調背景下企業稅收激進行為可能產生的經濟后果。理論上，一方面，基于融資約束理論的觀點認為，在最低工資標準上漲的背景下，勞動力成本壓力會使得企業現金流更為緊缺，而企業采取激進行為可以幫助企業減輕稅負，減少現金的流出，使得企業能夠保留更多的經濟利潤資源用于對外投資或擴大生產等，從而為企業帶來的邊際收益會更大，即此時稅收規避對企業未來價值創造的促進作用會更高；但是，另一方面，將企業避稅行為置于委托代理理論的觀點則認為，在兩權分離的情況下，管理層的避稅動機并非與所有者一致，他們可能會利用避稅過程中的復雜、不透明性而產生的信息不對稱來從事自利行為，致使避稅并不會提升企業價值(Desai and Dharmapala，2009)。在本文的研究情境下，當最低工資標準上漲時，面對勞動力成本上升可能對利潤產生的負面影響，企業內部人的避稅行為有著充分、恰當的理由。此時，企業的內部人很有可能利用這一理由，通過避稅來牟取私利，例如將避稅所得用于在職消費或過度投資等。那么我們會觀察到，在最低工資標準上漲的背景下，企業避稅的邊際收益會更低甚至為負，從而導致最低工資標準上調對企業避稅的促進影響反而會降低企業的價值。那么，對于本文研究對象而言，到底哪一種理論會占據主導地位呢？我們構建如下實證模型來探討這一問題：

(6)

式中，TobinQ表示企業的市場價值，為穩健起見，借鑒Firth et al.(2013)的做法，本文采用兩種方式進行計算：(1)TobinQ1=(股票總市值+負債賬面價值)/總資產賬面價值；(2)TobinQ2=(股票總市值+每股凈資產×非流通股股數+負債賬面價值)/總資產賬面價值，并采用年度行業中位數進行調整。此外，模型中除控制了前文一些已經出現的變量之外，參考劉行和李小榮(2012)，我們還控制了其他一些可能影響企業價值的相關因素，包括第一大股東持股比(Top1)、第一大股東持股比的平方(Top12)以及獨立董事占比(Indep)。

表8 最低工資標準對稅收激進與企業價值的作用

模型(5)的回歸結果見表8。從第(1)和(4)列的結果可以看到，Minwage與TobinQ1和TobinQ2均在5%的顯著性程度上負相關，這說明最低工資標準上調帶來的勞動力成本上升確實會引發企業的財務困境，進而對企業價值產生較為明顯的負面影響。第(2)和第(5)列關于企業避稅的價值效應回歸結果則顯示，TA_CETR的估計系數符號均為負，但并未通過顯著性檢驗，這意味著由于不同企業間管理層的避稅動機和方式均存在差異，故平均而言稅收激進行為與企業價值之間的關系暫未有明顯一致性的定論。然而，觀察第(3)和第(6)列本文最為關注的交叉項估計結果則可以發現，Minwage×TA_CETR的系數顯著為正，這意味著由最低工資標準上調引發的稅收規避行為反而會提升企業價值，支持了企業避稅的融資約束理論。上述結果表明，在最低工資上調的背景下，企業管理層的避稅動機更多是體現為緩解勞動力成本上升所帶來的財務困境和潛在融資約束，而并非利用避稅所加劇的信息不對稱程度和代理成本來實施機會主義行為。

六、結論與啟示

作為一項保護勞動者權益的重要措施，最低工資標準制度對企業行為的影響是一個在理論上與實踐中都同等重要的話題。本文采用我國A股上市公司的數據，考察了最低工資標準對企業稅收激進行為的影響。研究發現，在控制了可能影響企業稅收激進的諸多特征后，各地區最低工資標準的上漲確實會促使當地企業進行稅收規避。隨后，我們嘗試提供更多橫截面層面的證據，以此印證最低工資標準影響企業稅收激進的理論路徑，研究發現，最低工資標準對企業避稅的影響主要集中在勞動密集度較高、平均工資水平較低和成本轉嫁能力較差的企業。進一步，本文還考察了企業在避稅過程中如何權衡避稅的收益與成本，基于分位數回歸的方法發現，當企業的避稅水平相比其他企業較低時，企業進一步增加避稅水平的風險較低，從而這類企業更傾向于通過避稅來應對最低工資標準的上漲。最后，本文考察了最低工資標準上調背景下企業稅收激進行為的經濟后果，結果發現存在顯著的正向價值效應。

本文的研究至少存在以下幾方面的學術貢獻。

第一，對勞動力保護的研究最早來源于宏觀經濟領域，該領域的研究主要針對加強勞動力保護對勞動力市場的影響。近年來，一部分學者開始將研究視角轉向微觀經濟領域，研究發現，勞動力保護會對企業的資本結構、投資活動、創新活動、盈余質量等產生影響。然而，已有研究未能將企業重要的稅收籌劃活動納入研究范圍，本文則從企業稅收激進性的新視角出發，首次考察了勞動力保護程度的上升對企業的潛在影響，彌補了過往相關研究的空白。

第二，本文的結論直接拓展了關于勞動力保護程度與企業資本結構的相關文獻。以往的研究發現，當企業需要承擔更多的勞動力成本時，企業的債務融資比重會下降(Simintzi et al.，2014)。但是，這些研究并沒有檢驗企業使用了何種融資方式來替代債務融資的減少。實際上，既有研究已初步發現，稅收規避在一定程度上已成為了企業獲取更多資金以進行投資的一種途徑(Beck et al.，2014；劉行和葉康濤，2014)。本文研究則從勞動保護角度對此提供了進一步的證據。

第三，本文的研究還有助于加深學界對我國企業稅收激進動因的認知。自2008年金融危機以來，各國政府加大了對企業避稅的打擊力度，在這一背景下，學術界開始對企業避稅問題展開廣泛討論。已有研究考察了企業不同類型的利益相關者對企業避稅的影響，包括政府、管理層、外部投資者、供應商與客戶等，但是很少有研究從非管理層員工的特征角度來分析企業的稅收問題。Chyz et al.(2013)考察了工會對企業避稅行為的影響，研究發現，當工會組織力量越強大時，企業的避稅程度越低。雖然該發現也提供了員工特征影響企業避稅的證據，但是其理論依據主要是管理層和員工之間的代理沖突。本文從勞動力保護與員工勞動力成本的視角展開研究，不論是理論邏輯、還是實證發現，都與Chyz et al.(2013)存在較大差異。此外，工會組織的普及性在很多國家并不高，從而這一研究結論并不能很好地拓展到其他國家。勞動力保護則是幾乎所有國家都會面臨的問題，基于此，本文的結論進一步豐富了已有特別是具有我國制度特色的企業避稅影響因素研究。

本文的結論能夠使監管者更加深刻地認識到最低工資標準的多重效應，從而具有重要的政策啟示。最低工資標準的上升雖然能夠使勞動者獲得更高的勞動報酬，提高勞動者的生活水平。但同時，最低工資標準的提高也加大了企業負擔，這種負擔的增加在一定程度上會刺激企業的避稅動機，從而損害國家財政收入的穩定性，也會對稅收征管工作帶來挑戰。本文認為，一個可供選擇的調節性方案是：國家在上浮勞動者的最低工資標準時，可以比照對殘疾人員工薪支出的加計扣除政策，進一步提高企業對于工薪支出(特別是對于低收入勞動者的工薪支出)的稅收抵扣力度。這可以保證政府在提高勞動者保護力度的同時，不會對企業的生產經營造成太大壓力。

注釋：

① 企業稅收籌劃一般可分為節稅與避稅，相比于節稅的合法性，避稅具有違規性，但考慮到二者通常難以明確區分，現有研究多將企業節稅與避稅行為統稱為稅收激進行為，本文中避稅與稅收激進為同義概念。

② 所謂“溢出效應”，是指低收入勞動者工資水平的提高會溢出到中高收入的勞動者。具體而言，最低工資標準的提升在直接提高低收入勞動者工資水平的同時，會降低中高收入勞動者的相對收入。根據Adams的公平理論(Equity Theory)，這種相對收入的降低會增加員工內心的不公平感，從而降低其勞動效率。為了防止員工產生這種不公平感，企業有動機全面提高企業的工資水平。因此，最低工資標準的提升不僅會提高低收入勞動者的工資水平，也會提高中高收入勞動者的工資水平。Xiao et al.(2009)的研究證實了最低工資標準確實存在這種“溢出效應”。

③ 其中，養老保險占20%、醫療保險占6%、失業保險占2%、工傷保險占1%、生育保險占1%、住房公積金占6%。

④ 《中國企業社保白皮書(2017)》顯示，我國只有24.1%的企業五險一金繳納基數符合規定。

⑤ 世界銀行在2012年發布的對中國企業的調查數據披露了企業的各項成本構成，包括企業的勞動力成本(包括員工的工資、獎金、社會保險等支出)、產品生產過程中的原材料和中間產品成本、燃料成本、電力成本、機器設備的損耗與租金成本，以及土地和建筑物的租金成本。通過對這些數據統計發現，企業的勞動力成本占到了總成本的28%，僅次于原材料和中間產品的56%的成本占比。

⑥ 考慮到企業的經營地和注冊地可能會不一致以及母子公司經營地和注冊地的差異，本文以上市公司總部注冊地的最低工資標準作為度量指標可能會存在誤差。為了緩解這一度量誤差，我們執行了兩項穩健性測試：其一，僅僅采用母公司的數據展開實證檢驗；其二，采用上市公司披露的辦公地的最低工資標準作為度量指標。未報告的結果顯示，本文的結論依然成立。這意味著度量誤差對本文結論的影響有限。當然，這些穩健性測試無法完全消除度量誤差的影響，因此，我們也提醒讀者注意這一度量誤差問題可能對結論產生的影響。

⑦ 雖然我國的法定所得稅率是25%，但是享受優惠稅率的企業占比很大。例如在本文樣本中，適用所得稅率低于25%的企業占到了58.23%。因為適用稅率不同的企業，其避稅動機會存在較大的差異，這可能是導致TA_CETR分布存在一定偏態的原因。

⑧ 由于每個城市被視為分割的勞動力市場，出于跨區經營風險和人力資源成本等因素的綜合考慮，企業在雇傭職工時，通常會更多地選擇當地的勞動力，結合當地的用工成本來進行財務決策，因此，同一類別其他城市給予勞動者的最低工資保障不太可能會對當地企業的避稅行為產生影響。然而，同一類別的城市可能因地理位置鄰近和經濟水平接近等特征，使得當地政府在調整最低工資標準時，還會參照同檔次其他城市的設定情況，因此，同一類別城市間的最低工資政策變動具有相關性。綜上，從理論上來看本文所選取的工具變量是較為合適的。