資本市場開放與企業(yè)避稅
——基于“滬港通”和“深港通”交易制度的準自然實驗

齊保壘 杜 英 孫澤宇

(西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049)

一、引言

開放資本市場是一國參與全球定價機制和國際金融治理的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，因此持續(xù)提升資本市場開放水平一直是我國金融體制改革的重要方向之一(連立帥 等，2019a)?！皽弁ā焙汀吧罡弁ā苯灰字贫鹊恼綄嵤崿F(xiàn)了境內(nèi)和境外資本市場的雙向開放，從根本上改變了我國資本市場的封閉狀態(tài)，標志著我國資本市場對外開放進入新的階段(鐘覃琳 等，2018)。這一重大制度的建立對我國資本市場的發(fā)展和微觀企業(yè)的運行產(chǎn)生了深刻影響，同時也引發(fā)社會各界的密切關(guān)注。盡管已有研究證實“滬港通”交易制度的實施有助于提高資本市場整體運行效率(鐘凱 等，2018；鐘覃琳 等，2018；連立帥 等，2019a)，但針對該政策在企業(yè)層面的影響還有待進一步挖掘。因此，深入探究“滬港通”和“深港通”交易制度的實施對微觀企業(yè)行為的影響具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

不同于已有研究，本文著重考察“滬港通”和“深港通”交易制度的實施對企業(yè)避稅行為的影響。之所以選擇避稅這一研究視角，主要是基于以下兩個方面的考慮：其一，企業(yè)避稅在全球范圍內(nèi)都是極為普遍的現(xiàn)象(張勝 等，2016；Kerr，2019)，而我國企業(yè)的稅收規(guī)避問題更是非常嚴峻(劉行 等，2014)。因此，探尋企業(yè)避稅的影響因素是一個極具研究價值的命題(陳冬 等，2016；Dyreng et al.，2017)。其二，關(guān)于資本市場開放與微觀企業(yè)行為的既有研究主要集中在企業(yè)投資、現(xiàn)金股利分配、公司違規(guī)、企業(yè)創(chuàng)新以及自愿性信息披露等方面(連立帥 等，2019b；陳運森 等，2019a，2019b；鄒洋 等，2019；馬妍妍 等，2019；齊荻，2020；Tsang et al.，2019)，鮮有文獻深入考察資本市場開放對企業(yè)避稅行為的影響。

基于上述分析，本文利用“滬港通”和“深港通”交易制度實施提供的準自然實驗情境，選取2008—2019年我國A股上市公司為研究樣本，較為系統(tǒng)地考察了資本市場開放對企業(yè)避稅行為的影響。較之已有研究，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：(1)現(xiàn)有文獻著重從投資效率(陳運森 等，2019a；劉程 等，2019)、股利政策(陳運森 等，2019b)、公司違規(guī)(鄒洋 等，2019)、企業(yè)創(chuàng)新(馬妍妍 等，2019；齊荻，2020)等視角考察了“滬港通”和“深港通”交易制度的實施在微觀層面的經(jīng)濟后果，而很少有研究關(guān)注該交易試點機制對企業(yè)避稅行為的影響，因此本文是對資本市場開放微觀經(jīng)濟后果方面文獻的有益補充。(2)雖然已經(jīng)有部分文獻圍繞資本市場開放過程中境外投資者對公司治理產(chǎn)生的影響進行了探討，但這些研究大多存在難以克服的內(nèi)生性問題，很難提供令人信服的因果證據(jù)。然而，“滬港通”和“深港通”交易試點機制的實施為我們提供了難得的準自然實驗情境，本文利用這一研究機會，采用多期雙重差分模型(DID)從企業(yè)稅收規(guī)避的視角檢驗了資本市場開放過程中境外投資者的特殊影響，為厘清境外投資者對公司治理的影響效應(yīng)提供了新的證據(jù)。(3)本文作用機制檢驗結(jié)果表明，“滬港通”和“深港通”交易制度的實施可以通過緩解融資約束、強化對管理層的監(jiān)督以及提升信息透明度等途徑顯著抑制企業(yè)避稅行為，這對于未來進一步推動資本市場深度開放、促進資本市場健康發(fā)展以及提高上市公司質(zhì)量具有重要的啟發(fā)意義。

二、文獻回顧

(一)資本市場開放的經(jīng)濟后果研究

從現(xiàn)有文獻來看，關(guān)于資本市場開放經(jīng)濟后果方面的研究大致可歸納為兩個方面：一是對新興經(jīng)濟體資本市場運行效率的影響。Bae et al.(2012)研究發(fā)現(xiàn)，資本市場開放提高了新興經(jīng)濟體股票市場的信息效率；鐘覃琳等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，“滬港通”交易制度的實施有助于提高股票價格的信息含量，降低股價同步性；鐘凱等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，“滬港通”交易制度的實施降低了股價異質(zhì)性波動?？傮w上，已有研究普遍證實資本市場開放有助于提高新興經(jīng)濟體資本市場的運行效率。二是對微觀企業(yè)經(jīng)濟活動的影響。Bena et al.(2017)研究發(fā)現(xiàn)，外資持股有助于促使企業(yè)增加無形資產(chǎn)和人力資本等方面的長期投資，進而推動企業(yè)創(chuàng)新能力顯著提升；Tsang et al.(2019)研究發(fā)現(xiàn)，境外機構(gòu)投資者的進入能夠促進企業(yè)自愿性信息披露，提高上市公司信息質(zhì)量；陳運森等(2019a，2019b)分別發(fā)現(xiàn)，“滬港通”交易制度的實施提高了企業(yè)的投資效率和現(xiàn)金股利支付水平；連立帥等(2019b)基于“滬港通”和“深港通”交易制度實施背景的研究發(fā)現(xiàn)，資本市場開放對企業(yè)投資具有引導(dǎo)作用。

(二)企業(yè)避稅行為的影響因素研究

近年來，企業(yè)稅收規(guī)避行為受到學(xué)界的廣泛關(guān)注(Dyreng et al.，2017)。針對企業(yè)避稅行為影響因素的探討主要集中在高管背景、公司特征以及宏觀環(huán)境等層面。(1)高管背景層面。Dyreng et al.(2010)通過追蹤908位高管在不同公司間的流動后發(fā)現(xiàn)，高管對企業(yè)避稅行為具有顯著影響；Graham et al.(2014)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，高管對自身聲譽的關(guān)注度會影響企業(yè)避稅程度；Koester et al.(2017)研究指出，企業(yè)管理層能力越強，其避稅程度越高；Law et al.(2017)研究表明，具有從軍經(jīng)歷的管理者傾向于實施較少的避稅行為；劉繼紅(2018)研究發(fā)現(xiàn)，聘任“關(guān)聯(lián)審計師高管”的企業(yè)稅收規(guī)避程度更高。(2)公司特征層面。Chen et al.(2010)研究發(fā)現(xiàn)，與其他類型企業(yè)相比，家族企業(yè)避稅程度較低；Bradshaw et al.(2019)研究發(fā)現(xiàn)，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)稅收規(guī)避程度較低；袁蓉麗等(2019)研究發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略差異度對企業(yè)避稅具有顯著影響，戰(zhàn)略差異度越大的企業(yè)避稅行為越激進；Chen et al.(2019)研究發(fā)現(xiàn)，股票流動性越高的企業(yè)極端避稅的情況越少；Kerr(2019)研究發(fā)現(xiàn)，信息透明度的提高能夠顯著降低企業(yè)避稅程度。(3)宏觀環(huán)境層面。Atwood et al.(2012)探討了不同國家稅收系統(tǒng)的差異對企業(yè)避稅行為的影響，結(jié)果表明嚴格的稅收執(zhí)法活動可以顯著抑制企業(yè)避稅行為；劉行等(2014)考察了金融發(fā)展對企業(yè)所得稅負的影響，發(fā)現(xiàn)金融欠發(fā)展是我國企業(yè)稅收規(guī)避現(xiàn)象較為普遍的重要原因之一，并且金融發(fā)展主要通過緩解融資約束的途徑弱化企業(yè)的避稅動機；陳德球等(2016)研究了政策不確定性情境下的企業(yè)稅收規(guī)避行為，實證檢驗結(jié)果表明，由地區(qū)核心官員變更導(dǎo)致的政策不確定性會提高企業(yè)避稅程度；Hasan et al.(2017)發(fā)現(xiàn)，地區(qū)社會資本越高，企業(yè)避稅程度越低；Kanagaretnam et al.(2018)使用來自25個國家的跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會信任有助于抑制企業(yè)避稅；劉行等(2019)研究發(fā)現(xiàn)，最低工資標準的上漲會加劇企業(yè)避稅行為。

三、理論分析與研究假設(shè)

“滬港通”和“深港通”交易制度的實施使得A股市場和港股市場實現(xiàn)了互通互投，這一政策不僅為境內(nèi)投資者提供了更加便捷的境外投資通道，同時也吸引更多的境外投資者參與A股證券市場(鐘覃琳 等，2018)，從而對上市公司的經(jīng)濟活動產(chǎn)生了重要影響。本文認為，“滬港通”和“深港通”交易制度的實施有助于降低企業(yè)避稅動機、增加企業(yè)避稅難度、提高企業(yè)避稅成本，進而對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生顯著的抑制作用。具體邏輯如下：

(一)融資效應(yīng)假說

Allen et al.(2005)基于跨國數(shù)據(jù)進行的研究指出，我國的金融發(fā)展程度遠低于世界平均水平。金融發(fā)展程度低的直接后果就是企業(yè)獲取外部融資的難度大，進而不得不面臨較為嚴重的融資約束(劉行 等，2014)。大量研究表明，稅收規(guī)避是企業(yè)緩解融資約束的重要方式之一，企業(yè)受融資約束的程度越高，進行稅收規(guī)避的動機就越強(Law et al.，2015；Edwards et al.，2016；劉行 等，2018)。而加快推動資本市場高水平開放有助于吸引境外資金流入(Bekaert et al.，2005；Quinn et al.，2008)、降低資本成本(Bekaert et al.，2000；Henry，2000；石凡 等，2008)以及緩解企業(yè)融資約束(Gupta et al.，2009)，因此“滬港通”和“深港通”交易制度的實施能夠為試點公司引入眾多的境外投資者、帶來大量的境外資金，從而幫助企業(yè)擺脫融資約束困境，有效弱化企業(yè)通過避稅等非正規(guī)途徑進行融資的動機。

(二)監(jiān)督效應(yīng)假說

現(xiàn)代企業(yè)的一個重要特征是公司所有權(quán)與控制權(quán)的分離，兩權(quán)分離在提高管理專業(yè)化的同時也產(chǎn)生了較為嚴重的代理問題。在委托代理視角下，避稅的目的不僅僅在于降低企業(yè)稅負，其也是管理層進行資源轉(zhuǎn)移的重要手段之一(Desai et al.，2006)。眾多研究表明，管理層可能會通過避稅途徑實施自利行為，攫取股東財富，增加個人收益(Shackelford et al.,2001；Armstrong et al.，2015；Atwood et al.，2019)。與境內(nèi)投資者相比，境外投資者更有意愿和能力監(jiān)督上市公司管理層的不當行為(Aggarwal et al.，2011；Bena et al.，2017；Tsang et al.，2019)，原因在于：一方面，境外投資者與公司的商業(yè)關(guān)聯(lián)較少，獨立性較強，較少受管理層的制約(Davis et al.,2007；Tsang et al.,2019)，因此其在約束管理層不當行為方面的意愿更為強烈(Grinblatt et al.，2000；Ferreira et al.，2008)；另一方面，境外投資者具有更加豐富的全球化交易經(jīng)驗和更加專業(yè)的信息搜集與處理能力，能夠更好地發(fā)揮對管理層的監(jiān)督職能(Bena et al.，2017；陳運森 等，2019b)。因此，“滬港通”和“深港通”交易制度的實施有助于提升境外投資者對境內(nèi)上市公司的參與程度，使得來自外資股東的監(jiān)督力度進一步強化，從而對管理層的機會主義避稅行為產(chǎn)生顯著的抑制作用。

(三)信息效應(yīng)假說

避稅活動作為一項風(fēng)險行為(Badertscher et al.，2013)，具有非法性和隱蔽性的特點(葉康濤 等，2014)。通常，企業(yè)信息透明度越高，其避稅程度越低(Kerr，2019)，原因在于：一方面，信息透明度的提高有助于降低企業(yè)內(nèi)外部之間的信息不對稱，限制管理層的信息操縱行為(鐘凱 等，2018)，從而使企業(yè)實施避稅行為的難度增大。另一方面，信息透明度的提高還可能導(dǎo)致企業(yè)避稅行為被稅收監(jiān)管機構(gòu)稽查的風(fēng)險大幅增加(Kerr，2019)，從而使企業(yè)避稅成本顯著提高。已有研究表明，與發(fā)達證券市場相比，我國證券市場的信息披露制度還不夠完善(鐘覃琳 等，2018)。而“滬港通”和“深港通”交易制度的實施通過將香港聯(lián)合交易所對公司信息披露的規(guī)范和要求引入內(nèi)地市場(1)例如，上海證券交易所和深圳證券交易所先后發(fā)布了關(guān)于加強“滬港通”和“深港通”業(yè)務(wù)中上市公司信息披露事項的通知。，進一步規(guī)范了相關(guān)標的企業(yè)的信息披露行為，提高了企業(yè)的信息披露質(zhì)量(陳運森 等，2019a)。并且，在“滬港通”和“深港通”交易制度實施之后，進入A股市場的投資者以機構(gòu)投資者為主(連立帥 等，2019b)，境外機構(gòu)投資者的進入有助于增加企業(yè)自愿性信息披露(Yoon，2017；Tsang et al.，2019)，提高企業(yè)的分析師跟蹤數(shù)量。也就是說，“滬港通”和“深港通”交易制度的實施通過規(guī)范企業(yè)信息披露行為、增加企業(yè)自愿性信息披露和提高分析師跟蹤數(shù)量等途徑促使企業(yè)信息環(huán)境顯著改善；進一步，隨著企業(yè)信息透明度的提高，避稅的難度和風(fēng)險逐步增大，此時企業(yè)傾向于實施更少的避稅行為。

基于上述分析，本文提出：

H1：“滬港通”和“深港通”交易制度的實施有助于降低企業(yè)避稅程度。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2008—2019年滬深兩市A股上市公司為樣本，并對初始樣本進行了如下篩選：剔除金融行業(yè)樣本；剔除ST類樣本；剔除稅前利潤小于等于0的樣本；剔除樣本期內(nèi)進入“滬港通”或“深港通”標的但后期又被調(diào)出的樣本；剔除研究變量缺失的樣本。經(jīng)過上述處理，本文最終得到21057個公司-年度觀測值。名義稅率數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)研究模型和變量定義

基于“滬港通”和“深港通”交易制度實施的準自然實驗情境，本文構(gòu)建模型(1)來檢驗資本市場開放對企業(yè)避稅行為的影響：

Btdit=α0+α1Hsgit+βControlsit+Firmi+Yeart+εit

(1)

其中：Btd表示企業(yè)避稅程度；Hsg表示“滬港通”和“深港通”交易制度實施的處理效應(yīng)，若某企業(yè)在某年度進入“滬港通”或“深港通”標的，則在當年及之后年度Hsg取值為1，否則取值為0；Controls表示一系列控制變量；Firm表示公司固定效應(yīng)；Year表示年度固定效應(yīng)；ε表示隨機擾動項。本文對連續(xù)變量分別在1%和99%分位進行了Winsorize處理，并對回歸結(jié)果在公司層面進行了聚類。

1.避稅行為的測度

借鑒現(xiàn)有文獻(Desai et al.，2006；葉康濤 等，2014；魏志華 等，2020；許紅梅 等，2020)的做法，本文采用會計稅收差異(Btd)來衡量企業(yè)避稅程度。具體而言，會計稅收差異(Btd)等于企業(yè)利潤總額減去應(yīng)納稅所得額除以期初總資產(chǎn)。其中，應(yīng)納稅所得額等于企業(yè)當期所得稅費用除以企業(yè)適用的名義稅率。Btd數(shù)值越大，說明公司避稅程度越高。此外，在穩(wěn)健性檢驗中，本文以扣除應(yīng)計利潤影響的會稅差異(Ddbtd)對企業(yè)避稅程度重新進行了測量。

2.控制變量

參考張勝等(2016)、王雄元等(2018)以及劉繼紅(2018)等研究的做法，本文選取了一系列控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)負債率(Fl)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、現(xiàn)金持有量(Cash)、無形資產(chǎn)密集度(Intang)、存貨密集度(Invent)、資本支出(Capital)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Tar)、賬面市值比(Mb)、股票換手率(Turn)、股權(quán)性質(zhì)(Soe)、前十大股東持股比例(Ten)、獨立董事人數(shù)(Indpen)以及被分析師關(guān)注度(Analyst)。此外，本文還在模型中控制了公司固定效應(yīng)(Firm)和年度固定效應(yīng)(Year)。

本文變量的說明如表1所示。

表1 變量說明

五、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，企業(yè)避稅程度(Btd)的均值和中位數(shù)分別為0.0251和0.0093，說明樣本上市公司的會計利潤大于其應(yīng)納稅所得額，總體上可能都存在一定程度的避稅行為?！皽弁ā焙汀吧罡弁ā苯灰字贫葘嵤┑奶幚硇?yīng)(Hsg)的均值為0.1801，說明有18.01%的觀測值處于“滬港通”或“深港通”交易制度實施之后，這與已有關(guān)于“滬港通”和“深港通”交易制度的研究基本保持一致。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)基本估計結(jié)果

表3報告了模型(1)的基本估計結(jié)果。其中，列(1)和列(2)分別為包含不同控制變量的回歸結(jié)果。由列(1)和列(2)可見，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0057和-0.0054，且均在1%的水平上顯著。由此，本文假設(shè)得到支持，即“滬港通”和“深港通”交易制度的實施能夠顯著抑制企業(yè)避稅行為。并且，列(2)的回歸結(jié)果顯示，“滬港通”和“深港通”交易制度的實施使得企業(yè)避稅程度下降了21.51%。

表3 資本市場開放與企業(yè)避稅

(三)內(nèi)生性檢驗

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型(DID)識別因果關(guān)系的必要條件是滿足平行趨勢假定，即在政策沖擊之前，處理組和控制組的時間趨勢是一致的。本文借鑒陳勝藍等(2017)的研究，設(shè)定模型(2)進行平行趨勢檢驗：

Btdit=α1+α2Befor1it+α3Befor2it+α4Befor3it+α5After1it+α6After2it+

α7After3it+βControlsit+Firmi+Yeart+εit

(2)

模型(2)中，我們以企業(yè)進入“滬港通”或“深港通”標的當年作為參照組，設(shè)置了一系列虛擬變量。具體而言，處理組進入“滬港通”或“深港通”標的的前一年，Befor1賦值為1，否則賦值為0；處理組進入“滬港通”或“深港通”標的的前兩年，Befor2賦值為1，否則賦值為0；處理組進入“滬港通”或“深港通”標的的前三年，Befor3賦值為1，否則賦值為0；處理組進入“滬港通”或“深港通”標的的后一年，After1賦值為1，否則賦值為0；處理組進入“滬港通”或“深港通”標的的后兩年，After2賦值為1，否則賦值為0；處理組進入“滬港通”或“深港通”標的的后三年，After3賦值為1，否則賦值為0。Beforj{j=1,2,3}和Afterj{j=1,2,3}的估計結(jié)果分別表示在進入“滬港通”或“深港通”標的前后第j年，處理組和控制組的避稅程度變化趨勢是否存在顯著差異。Controls表示一系列控制變量，F(xiàn)irm表示公司固定效應(yīng)，Year表示年度固定效應(yīng)，ε表示隨機擾動項。

圖1展示了平行趨勢檢驗結(jié)果。由圖1可見，樣本在進入“滬港通”或“深港通”標的前，控制組和處理組的避稅程度保持相同趨勢，即處理組和控制組的避稅程度在政策實施前不存在顯著差異；而在“滬港通”或“深港通”政策實施后，處理組和控制組的避稅程度出現(xiàn)了明顯變化。因此，本文采用的雙重差分模型(DID)滿足平行趨勢假定。

圖1 平行趨勢檢驗

為更加清晰地報告平行趨勢檢驗的結(jié)果，表4列示了Beforj{j=1,2,3}和Afterj{j=1,2,3}的估計結(jié)果。Beforj{j=1,2,3}在列(1)和列(2)中的回歸系數(shù)都不顯著，表明在進入“滬港通”或“深港通”標的的前一年、前兩年和前三年，處理組和控制組的避稅程度不存在顯著差異。但Afterj{j=1,2}在列(1)和列(2)中的回歸系數(shù)都為負，并且均在5%的水平上顯著，說明企業(yè)在進入“滬港通”或“深港通”標的后，其避稅程度顯著降低。上述回歸結(jié)果表明，處理組在進入“滬港通”或“深港通”標的之前的避稅程度與控制組不存在顯著差異，但在進入“滬港通”或“深港通”標的之后的避稅程度顯著下降。

表4 平行趨勢檢驗回歸結(jié)果

(續(xù)表4)

2.PSM樣本估計

上述基準估計結(jié)果已經(jīng)證實資本市場開放對企業(yè)避稅行為具有顯著的抑制作用，但考慮到“滬港通”和“深港通”標的公司并非隨機選定，可能存在樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因此本文采用傾向得分匹配法(PSM)為處理組重新匹配控制組，以克服樣本選擇偏差問題。首先，將影響企業(yè)是否成為“滬港通”或“深港通”標的的一組變量加入Logit模型，具體包括：公司總市值(Market)，定義為年個股流通市值的自然對數(shù)；上市年限(Age)，定義為觀測年度與企業(yè)上市年度之差；總資產(chǎn)收益率(Roa)，定義為凈利潤與資產(chǎn)總額之比；公司成長性(Growth)，定義為公司資產(chǎn)總額與上期相比的增長率；股票換手率(Turn)，定義為日均換手率流通股數(shù)；市盈率(Price)，定義為每股市價除以每股收益；公司所在行業(yè)(Industry)，依據(jù)證監(jiān)會2012版《上市公司行業(yè)分類指引》中的一級分類定義行業(yè)虛擬變量。然后，通過Logit回歸得到每個觀測值的傾向性評分。最后，采用卡尺范圍內(nèi)的近鄰匹配(半徑為0.01的一對一無放回匹配)獲得新的控制組樣本。

表5報告了基于PSM樣本的回歸結(jié)果。從列(1)和列(2)可以看到，經(jīng)過傾向得分匹配后，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0065和-0.0064，并且均在1%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，在考慮樣本選擇偏差后，前文的研究結(jié)果并未發(fā)生變化。此外，本文經(jīng)過PSM后的樣本仍然滿足平行趨勢假定，限于篇幅，不再報告詳細的檢驗結(jié)果。

表5 基于PSM樣本的估計結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量的測量方法

在上文的回歸中，本文利用企業(yè)會計稅收差異(Btd)衡量了企業(yè)避稅程度。在此，采用扣除應(yīng)計利潤影響的會計稅收差異(Ddbtd)作為企業(yè)避稅程度的代理變量。Ddbtd的具體計算方法為：首先，通過模型(3)計算得到μi和εit，

Btdit=α1Tait+ui+εit

(3)

其中：Ta表示總應(yīng)計利潤，等于(凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額)/期初總資產(chǎn)；μi表示公司i在樣本期內(nèi)殘差的平均值；εit表示t年度殘差與公司i平均殘差的偏離度。然后，求得μi和εit之和，即為Ddbtd。

表6報告了將扣除應(yīng)計利潤影響的會計稅收差異(Ddbtd)作為被解釋變量的回歸結(jié)果。在列(1)和列(2)中，Hsg的回歸系數(shù)分別-0.0047和-0.0044，并且均通過了5%的顯著性檢驗。這一結(jié)果與將會計稅收差異(Btd)作為被解釋變量的回歸結(jié)果是一致的。

表6 更換被解釋變量測量方法的估計結(jié)果

2.更換解釋變量的測量方法

在上文中，對“滬港通”和“深港通”交易制度實施的處理效應(yīng)，即Hsg變量的定義為：若某企業(yè)在某年度進入“滬港通”或“深港通”標的，則在當年及之后年度Hsg取值為1，否則取值為0。在此，我們重新對Hsg變量進行定義，具體地：若某企業(yè)在某年度7月1日之前進入“滬港通”或“深港通”標的，則在當年及之后年度Hsg取值為1，否則取值為0；若某企業(yè)在某年度7月1日之后進入“滬港通”或“深港通”標的，則在下一年及之后年度Hsg取值為1，否則取值為0。表7報告了重新定義Hsg變量后的估計結(jié)果，由列(1)和列(2)可見，Hsg的估計系數(shù)分別為-0.0065和-0.0063，并且均在1%的水平上顯著。這表明，在更換解釋變量的測量方法后，前文結(jié)論依然成立。

表7 變更解釋變量測度方法的估計結(jié)果

3.更換模型設(shè)定

考慮到企業(yè)避稅行為可能具有一定慣性，即上期避稅程度較高的公司，本期避稅程度可能依然較高，本文將被解釋變量的一期滯后項(L.Btd)加入模型。重新進行回歸的結(jié)果如表8所示，從列(1)和列(2)可見，在加入L.Btd變量后，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0041和-0.0040，并且均通過了5%的顯著性檢驗，說明本文的研究結(jié)果不受企業(yè)避稅慣性的影響。

表8 更換模型設(shè)定的估計結(jié)果

4.考慮地區(qū)層面因素的影響

現(xiàn)有研究表明，地區(qū)層面因素會對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生一定影響，比如：劉行等(2014)發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融發(fā)展會影響企業(yè)避稅程度；Hasan et al.(2017)發(fā)現(xiàn)地區(qū)社會資本會對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生影響。為此，本文通過引入公司注冊地級市的固定效應(yīng)，來克服地區(qū)因素對企業(yè)避稅行為的影響。表9報告了增加地區(qū)(City)固定效應(yīng)的估計結(jié)果，由列(1)和列(2)可見，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0057和-0.0054，并且均在1%的水平上顯著，與基準回歸結(jié)果保持一致。

表9 增加地區(qū)固定效應(yīng)的估計結(jié)果

5.安慰劑檢驗

為克服處理組和控制組樣本公司之間存在的固有差異對研究結(jié)果造成干擾，本文借鑒陳運森等(2019a)的研究，采用以下方法進行安慰劑檢驗：一是將企業(yè)進入“滬港通”或“深港通”標的的時間向前平推2年；二是將企業(yè)進入“滬港通”或“深港通”標的的時間向前平推3年。如果在變更企業(yè)進入“滬港通”或“深港通”標的的年份之后，Hsg的回歸系數(shù)依然顯著，則說明本文的研究結(jié)果可能是由處理組樣本和控制組樣本之間的固有差異所導(dǎo)致的。表10為安慰劑檢驗的結(jié)果，從中可見，無論是將進入“滬港通”或“深港通”標的的時間向前平推2年還是3年，Hsg的回歸系數(shù)都不再顯著。這說明本文的研究結(jié)果并非由處理組和控制組樣本之間存在的固有差異所致，從而再次證實基準回歸結(jié)果的可靠性。

表10 安慰劑檢驗

六、進一步分析

(一)作用機制檢驗

前文的研究結(jié)果表明，資本市場開放會對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)，那么這種影響是通過何種渠道產(chǎn)生的呢？為了揭示資本市場開放影響企業(yè)避稅的作用路徑，我們遵循理論分析部分的闡述，分別從融資效應(yīng)、監(jiān)督效應(yīng)和信息效應(yīng)三個視角進行考察。接下來，本文利用溫忠麟等(2004)提出的中介效應(yīng)檢驗三步法來分析資本市場開放對企業(yè)避稅行為的作用機制問題。中介效應(yīng)檢驗三步法的具體程序為：第一步，檢驗解釋變量是否顯著影響被解釋變量。第二步，檢驗解釋變量是否顯著影響中介變量。第三步，同時檢驗解釋變量和中介變量對被解釋變量的影響，如果解釋變量的系數(shù)不再顯著，僅中介變量的系數(shù)顯著，則說明存在完全中介效應(yīng)；如果解釋變量和中介變量的系數(shù)都顯著，則說明存在部分中介效應(yīng)。

1.基于融資效應(yīng)視角的檢驗

借鑒現(xiàn)有文獻(鞠曉生 等，2013；吳秋生 等，2017；孫雪嬌 等，2019；張璇 等，2019)的做法，本文以Hadlock et al.(2010)構(gòu)建的Sa指數(shù)來測度企業(yè)融資約束程度。Sa指數(shù)能夠較為全面地衡量企業(yè)的融資約束程度，避免公司內(nèi)生性特征的干擾(張璇 等，2019；孫雪嬌 等，2019)。Sa指數(shù)通過模型(4)計算得到：

Sa=-0.737×Scale+0.043×Scale2-0.04×Age

(4)

其中：Scale表示企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模，定義為In(企業(yè)期末總資產(chǎn)/100萬)；Age表示企業(yè)的上市年限，定義為觀測年度與企業(yè)上市年度之差。Sa指數(shù)為負，其絕對值越大，說明企業(yè)所受的融資約束程度越嚴重。本文在回歸中采用Sa指數(shù)的絕對值A(chǔ)_Sa作為企業(yè)融資約束的代理變量。

表11報告了融資效應(yīng)渠道檢驗的結(jié)果。第一步，Hsg的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明資本市場開放可以顯著抑制企業(yè)避稅行為；第二步，Hsg的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明資本市場開放能夠有效緩解企業(yè)融資約束程度；第三步，Hsg的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，同時A_Sa的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。上述結(jié)果表明，資本市場開放可以通過緩解融資約束的渠道抑制企業(yè)避稅行為。

表11 融資效應(yīng)渠道檢驗結(jié)果

2.基于監(jiān)督效應(yīng)視角的檢驗

本文以企業(yè)內(nèi)部代理成本(Cost)來反映投資者對公司管理層監(jiān)督力度的強弱。一般而言，投資者對管理層的監(jiān)督力度越強，企業(yè)內(nèi)部代理成本越小。在參考現(xiàn)有研究(Ang et al.，2000；葉康濤 等，2014)的基礎(chǔ)上，本文借鑒王化成等(2019)對超額在職消費的研究構(gòu)建模型(5)，通過分年度和分行業(yè)回歸來測算企業(yè)內(nèi)部代理成本。具體而言，對模型(5)進行回歸估計出管理費用中的合理成分，而回歸殘差則代表管理費用實際值偏離期望值的部分，其可被用于衡量企業(yè)內(nèi)部代理成本(Cost)。

(5)

其中，General表示企業(yè)管理費用，Asset表示企業(yè)資產(chǎn)總額，Ppe表示企業(yè)固定資產(chǎn)凈額，Intang表示企業(yè)無形資產(chǎn)凈額，Invent表示企業(yè)存貨凈額，Growth表示企業(yè)資產(chǎn)總額相比上期的增長率，Staff表示企業(yè)員工人數(shù)加1的自然對數(shù)。

表12報告了監(jiān)督效應(yīng)渠道檢驗的結(jié)果。第一步，回歸結(jié)果與上文相同。第二步，Hsg的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明資本市場開放通過引入境外投資者強化了對管理層的監(jiān)督，降低了企業(yè)內(nèi)部代理成本。第三步，Hsg的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，同時Cost的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。上述結(jié)果說明，資本市場開放可以通過強化對管理層的監(jiān)督的渠道抑制企業(yè)避稅行為。

表12 監(jiān)督效應(yīng)渠道檢驗結(jié)果

3.基于信息效應(yīng)視角的檢驗

借鑒現(xiàn)有文獻(廖飛梅 等，2019；江婕 等，2021)的做法，本文以應(yīng)計項目盈余管理(Da)來衡量企業(yè)信息透明度。應(yīng)計項目盈余管理參考截面修正瓊斯模型(Jones，1991)分年度分行業(yè)回歸得到，具體計算模型如下：

(6)

其中：Ta表示總應(yīng)計利潤，定義為凈利潤與經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額之差；Asset表示企業(yè)資產(chǎn)總額；△Sale表示企業(yè)營業(yè)收入相比上期的增加額；△Rec表示企業(yè)應(yīng)收賬款相比上期的增加額；Ppe表示企業(yè)固定資產(chǎn)凈額。應(yīng)計項目盈余管理(Da)是對模型(6)進行分年度分行業(yè)回歸殘差的絕對值。

表13報告了信息效應(yīng)渠道檢驗的結(jié)果。第一步，回歸結(jié)果與上文相同。第二步，Hsg的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明資本市場開放有助于降低企業(yè)應(yīng)計項目盈余管理，提高企業(yè)信息透明度；第三步，Hsg的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，同時Da的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正。上述結(jié)果表明，資本市場開放能夠通過提高信息透明度的渠道對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生抑制作用。

表13 信息效應(yīng)渠道檢驗結(jié)果

(二)異質(zhì)性檢驗

本文分別從公司治理和融資約束的視角選取機構(gòu)投資者持股比例和企業(yè)融資需求變量將樣本劃分為不同組別，以進一步考察在不同約束條件下資本市場開放對企業(yè)避稅行為影響的差異性。

1.機構(gòu)投資者持股比例的影響

機構(gòu)投資者能夠更好地發(fā)揮對管理層的監(jiān)督作用，提升公司治理水平(He et al.，2019)；并且，蔡宏標等(2015)研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者對企業(yè)避稅行為存在顯著的抑制作用。因此，本文推斷在機構(gòu)投資者持股比例低的樣本中，資本市場開放對企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)更加顯著。首先，根據(jù)機構(gòu)投資者持股比例的行業(yè)年度中位數(shù)將樣本劃分為機構(gòu)投資者持股比例高、低兩組；然后，分別進行回歸分析，檢驗結(jié)果如表14所示。其中：列(1)和列(2)報告了機構(gòu)投資者持股比例低組的回歸結(jié)果，從中可見，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0079和-0.0080，并且至少在5%的水平上顯著；列(3)和列(4)報告了機構(gòu)投資者持股比例高組的回歸結(jié)果，從中可見，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0034和-0.0032，但是都不顯著。通過對比兩組樣本的回歸結(jié)果可知，Hsg的回歸系數(shù)在機構(gòu)投資者持股比例高的樣本中明顯變小并且不再顯著，說明資本市場開放對企業(yè)避稅的抑制作用主要存在于機構(gòu)投資者持股比例低的樣本中。

表14 根據(jù)機構(gòu)投資者持股比例分組的回歸結(jié)果

2.企業(yè)融資需求的影響

企業(yè)避稅的目的之一是緩解融資約束。本文預(yù)期，當企業(yè)融資需求大時，其進行稅收規(guī)避的動機更強烈，避稅程度更高，因而資本市場開放對企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)在融資需求大的樣本中更加顯著。為驗證上述推斷，本文以總資產(chǎn)實際增長率與可持續(xù)增長率之差(Demirguc-Kunt et al.，1998)來衡量企業(yè)融資需求(Finance)，具體通過模型(7)計算得到：

Finance=(Assetit-Assetit-1)/Assetit-1-Roeit/(1-Roeit)

(7)

其中，Asset表示企業(yè)資產(chǎn)總額，Roe表示企業(yè)凈利潤與所有者權(quán)益之比。

首先，根據(jù)企業(yè)融資需求的行業(yè)年度中位數(shù)將樣本劃分企業(yè)融資需求大、小兩組；然后，分別進行回歸分析，檢驗結(jié)果如表15所示。其中：列(1)和列(2)報告了企業(yè)融資需求小組的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0027和-0.0026，但是都不顯著；列(3)和列(4)報告了企業(yè)融資需求大組的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，Hsg的回歸系數(shù)分別為-0.0062和-0.0058，并且均在5%的水平上顯著。通過對比兩組樣本的回歸結(jié)果可知，Hsg的回歸系數(shù)在企業(yè)融資需求大的樣本中明顯變大并且變得顯著，說明資本市場開放對企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)主要存在于企業(yè)融資需求大的樣本中。

表15 根據(jù)企業(yè)融資需求分組的回歸結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

本文利用“滬港通”和“深港通”交易制度試點機制提供的準自然實驗情境，以2008—2019年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，從稅收規(guī)避的視角評估了“滬港通”和“深港通”交易制度實施的政策效果。研究發(fā)現(xiàn)，資本市場開放對企業(yè)避稅行為具有顯著的抑制作用，該結(jié)果在進行一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。作用機制檢驗結(jié)果表明，資本市場開放主要通過緩解企業(yè)融資約束、強化對管理層的監(jiān)督以及提高信息透明度等渠道抑制企業(yè)避稅行為。異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，資本市場開放對企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)主要存在于內(nèi)部代理問題和融資約束程度較為嚴重的企業(yè)中，即在機構(gòu)投資者持股比例低和融資需求大的樣本中，資本市場開放對企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)更顯著。

本文研究進一步豐富了企業(yè)避稅行為影響因素的相關(guān)文獻，也為資本市場開放促進經(jīng)濟增長的微觀作用機制提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。本文結(jié)論的政策啟示在于：資本市場對外開放有助于改善我國現(xiàn)階段廣泛存在的稅收規(guī)避問題?！皽弁ā焙汀吧罡弁ā苯灰字贫鹊膶嵤┠軌蛲ㄟ^吸引境外資金和優(yōu)化投資者結(jié)構(gòu)等渠道，緩解企業(yè)融資約束，規(guī)范企業(yè)行為，從而降低企業(yè)避稅程度。鑒于企業(yè)避稅行為對宏觀經(jīng)濟發(fā)展存在較為嚴重的負面影響，應(yīng)進一步深化金融市場改革，加快推進資本市場高水平對外開放，促進境內(nèi)外資本市場互聯(lián)互通。