资本市场开放与企业避税——基于“沪港通”和“深港通”交易制度的准自然实验

齐保垒 杜 英 孙泽宇

(西安交通大学 管理学院，陕西 西安 710049)

一、引言

开放资本市场是一国参与全球定价机制和国际金融治理的关键环节，因此持续提升资本市场开放水平一直是我国金融体制改革的重要方向之一(连立帅 等，2019a)。“沪港通”和“深港通”交易制度的正式实施实现了境内和境外资本市场的双向开放，从根本上改变了我国资本市场的封闭状态，标志着我国资本市场对外开放进入新的阶段(钟覃琳 等，2018)。这一重大制度的建立对我国资本市场的发展和微观企业的运行产生了深刻影响，同时也引发社会各界的密切关注。尽管已有研究证实“沪港通”交易制度的实施有助于提高资本市场整体运行效率(钟凯 等，2018；钟覃琳 等，2018；连立帅 等，2019a)，但针对该政策在企业层面的影响还有待进一步挖掘。因此，深入探究“沪港通”和“深港通”交易制度的实施对微观企业行为的影响具有重要的理论价值和现实意义。

不同于已有研究，本文着重考察“沪港通”和“深港通”交易制度的实施对企业避税行为的影响。之所以选择避税这一研究视角，主要是基于以下两个方面的考虑：其一，企业避税在全球范围内都是极为普遍的现象(张胜 等，2016；Kerr，2019)，而我国企业的税收规避问题更是非常严峻(刘行 等，2014)。因此，探寻企业避税的影响因素是一个极具研究价值的命题(陈冬 等，2016；Dyreng et al.，2017)。其二，关于资本市场开放与微观企业行为的既有研究主要集中在企业投资、现金股利分配、公司违规、企业创新以及自愿性信息披露等方面(连立帅 等，2019b；陈运森 等，2019a，2019b；邹洋 等，2019；马妍妍 等，2019；齐荻，2020；Tsang et al.，2019)，鲜有文献深入考察资本市场开放对企业避税行为的影响。

基于上述分析，本文利用“沪港通”和“深港通”交易制度实施提供的准自然实验情境，选取2008—2019年我国A股上市公司为研究样本，较为系统地考察了资本市场开放对企业避税行为的影响。较之已有研究，本文的贡献主要体现在以下三个方面：(1)现有文献着重从投资效率(陈运森 等，2019a；刘程 等，2019)、股利政策(陈运森 等，2019b)、公司违规(邹洋 等，2019)、企业创新(马妍妍 等，2019；齐荻，2020)等视角考察了“沪港通”和“深港通”交易制度的实施在微观层面的经济后果，而很少有研究关注该交易试点机制对企业避税行为的影响，因此本文是对资本市场开放微观经济后果方面文献的有益补充。(2)虽然已经有部分文献围绕资本市场开放过程中境外投资者对公司治理产生的影响进行了探讨，但这些研究大多存在难以克服的内生性问题，很难提供令人信服的因果证据。然而，“沪港通”和“深港通”交易试点机制的实施为我们提供了难得的准自然实验情境，本文利用这一研究机会，采用多期双重差分模型(DID)从企业税收规避的视角检验了资本市场开放过程中境外投资者的特殊影响，为厘清境外投资者对公司治理的影响效应提供了新的证据。(3)本文作用机制检验结果表明，“沪港通”和“深港通”交易制度的实施可以通过缓解融资约束、强化对管理层的监督以及提升信息透明度等途径显著抑制企业避税行为，这对于未来进一步推动资本市场深度开放、促进资本市场健康发展以及提高上市公司质量具有重要的启发意义。

二、文献回顾

(一)资本市场开放的经济后果研究

从现有文献来看，关于资本市场开放经济后果方面的研究大致可归纳为两个方面：一是对新兴经济体资本市场运行效率的影响。Bae et al.(2012)研究发现，资本市场开放提高了新兴经济体股票市场的信息效率；钟覃琳等(2018)研究发现，“沪港通”交易制度的实施有助于提高股票价格的信息含量，降低股价同步性；钟凯等(2018)研究发现，“沪港通”交易制度的实施降低了股价异质性波动。总体上，已有研究普遍证实资本市场开放有助于提高新兴经济体资本市场的运行效率。二是对微观企业经济活动的影响。Bena et al.(2017)研究发现，外资持股有助于促使企业增加无形资产和人力资本等方面的长期投资，进而推动企业创新能力显著提升；Tsang et al.(2019)研究发现，境外机构投资者的进入能够促进企业自愿性信息披露，提高上市公司信息质量；陈运森等(2019a，2019b)分别发现，“沪港通”交易制度的实施提高了企业的投资效率和现金股利支付水平；连立帅等(2019b)基于“沪港通”和“深港通”交易制度实施背景的研究发现，资本市场开放对企业投资具有引导作用。

(二)企业避税行为的影响因素研究

近年来，企业税收规避行为受到学界的广泛关注(Dyreng et al.，2017)。针对企业避税行为影响因素的探讨主要集中在高管背景、公司特征以及宏观环境等层面。(1)高管背景层面。Dyreng et al.(2010)通过追踪908位高管在不同公司间的流动后发现，高管对企业避税行为具有显著影响；Graham et al.(2014)调查发现，高管对自身声誉的关注度会影响企业避税程度；Koester et al.(2017)研究指出，企业管理层能力越强，其避税程度越高；Law et al.(2017)研究表明，具有从军经历的管理者倾向于实施较少的避税行为；刘继红(2018)研究发现，聘任“关联审计师高管”的企业税收规避程度更高。(2)公司特征层面。Chen et al.(2010)研究发现，与其他类型企业相比，家族企业避税程度较低；Bradshaw et al.(2019)研究发现，与非国有企业相比，国有企业税收规避程度较低；袁蓉丽等(2019)研究发现，战略差异度对企业避税具有显著影响，战略差异度越大的企业避税行为越激进；Chen et al.(2019)研究发现，股票流动性越高的企业极端避税的情况越少；Kerr(2019)研究发现，信息透明度的提高能够显著降低企业避税程度。(3)宏观环境层面。Atwood et al.(2012)探讨了不同国家税收系统的差异对企业避税行为的影响，结果表明严格的税收执法活动可以显著抑制企业避税行为；刘行等(2014)考察了金融发展对企业所得税负的影响，发现金融欠发展是我国企业税收规避现象较为普遍的重要原因之一，并且金融发展主要通过缓解融资约束的途径弱化企业的避税动机；陈德球等(2016)研究了政策不确定性情境下的企业税收规避行为，实证检验结果表明，由地区核心官员变更导致的政策不确定性会提高企业避税程度；Hasan et al.(2017)发现，地区社会资本越高，企业避税程度越低；Kanagaretnam et al.(2018)使用来自25个国家的跨国数据研究发现，社会信任有助于抑制企业避税；刘行等(2019)研究发现，最低工资标准的上涨会加剧企业避税行为。

三、理论分析与研究假设

“沪港通”和“深港通”交易制度的实施使得A股市场和港股市场实现了互通互投，这一政策不仅为境内投资者提供了更加便捷的境外投资通道，同时也吸引更多的境外投资者参与A股证券市场(钟覃琳 等，2018)，从而对上市公司的经济活动产生了重要影响。本文认为，“沪港通”和“深港通”交易制度的实施有助于降低企业避税动机、增加企业避税难度、提高企业避税成本，进而对企业避税行为产生显著的抑制作用。具体逻辑如下：

(一)融资效应假说

Allen et al.(2005)基于跨国数据进行的研究指出，我国的金融发展程度远低于世界平均水平。金融发展程度低的直接后果就是企业获取外部融资的难度大，进而不得不面临较为严重的融资约束(刘行 等，2014)。大量研究表明，税收规避是企业缓解融资约束的重要方式之一，企业受融资约束的程度越高，进行税收规避的动机就越强(Law et al.，2015；Edwards et al.，2016；刘行 等，2018)。而加快推动资本市场高水平开放有助于吸引境外资金流入(Bekaert et al.，2005；Quinn et al.，2008)、降低资本成本(Bekaert et al.，2000；Henry，2000；石凡 等，2008)以及缓解企业融资约束(Gupta et al.，2009)，因此“沪港通”和“深港通”交易制度的实施能够为试点公司引入众多的境外投资者、带来大量的境外资金，从而帮助企业摆脱融资约束困境，有效弱化企业通过避税等非正规途径进行融资的动机。

(二)监督效应假说

现代企业的一个重要特征是公司所有权与控制权的分离，两权分离在提高管理专业化的同时也产生了较为严重的代理问题。在委托代理视角下，避税的目的不仅仅在于降低企业税负，其也是管理层进行资源转移的重要手段之一(Desai et al.，2006)。众多研究表明，管理层可能会通过避税途径实施自利行为，攫取股东财富，增加个人收益(Shackelford et al.,2001；Armstrong et al.，2015；Atwood et al.，2019)。与境内投资者相比，境外投资者更有意愿和能力监督上市公司管理层的不当行为(Aggarwal et al.，2011；Bena et al.，2017；Tsang et al.，2019)，原因在于：一方面，境外投资者与公司的商业关联较少，独立性较强，较少受管理层的制约(Davis et al.,2007；Tsang et al.,2019)，因此其在约束管理层不当行为方面的意愿更为强烈(Grinblatt et al.，2000；Ferreira et al.，2008)；另一方面，境外投资者具有更加丰富的全球化交易经验和更加专业的信息搜集与处理能力，能够更好地发挥对管理层的监督职能(Bena et al.，2017；陈运森 等，2019b)。因此，“沪港通”和“深港通”交易制度的实施有助于提升境外投资者对境内上市公司的参与程度，使得来自外资股东的监督力度进一步强化，从而对管理层的机会主义避税行为产生显著的抑制作用。

(三)信息效应假说

避税活动作为一项风险行为(Badertscher et al.，2013)，具有非法性和隐蔽性的特点(叶康涛 等，2014)。通常，企业信息透明度越高，其避税程度越低(Kerr，2019)，原因在于：一方面，信息透明度的提高有助于降低企业内外部之间的信息不对称，限制管理层的信息操纵行为(钟凯 等，2018)，从而使企业实施避税行为的难度增大。另一方面，信息透明度的提高还可能导致企业避税行为被税收监管机构稽查的风险大幅增加(Kerr，2019)，从而使企业避税成本显著提高。已有研究表明，与发达证券市场相比，我国证券市场的信息披露制度还不够完善(钟覃琳 等，2018)。而“沪港通”和“深港通”交易制度的实施通过将香港联合交易所对公司信息披露的规范和要求引入内地市场(1)例如，上海证券交易所和深圳证券交易所先后发布了关于加强“沪港通”和“深港通”业务中上市公司信息披露事项的通知。，进一步规范了相关标的企业的信息披露行为，提高了企业的信息披露质量(陈运森 等，2019a)。并且，在“沪港通”和“深港通”交易制度实施之后，进入A股市场的投资者以机构投资者为主(连立帅 等，2019b)，境外机构投资者的进入有助于增加企业自愿性信息披露(Yoon，2017；Tsang et al.，2019)，提高企业的分析师跟踪数量。也就是说，“沪港通”和“深港通”交易制度的实施通过规范企业信息披露行为、增加企业自愿性信息披露和提高分析师跟踪数量等途径促使企业信息环境显著改善；进一步，随着企业信息透明度的提高，避税的难度和风险逐步增大，此时企业倾向于实施更少的避税行为。

基于上述分析，本文提出：

H1：“沪港通”和“深港通”交易制度的实施有助于降低企业避税程度。

四、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文选取2008—2019年沪深两市A股上市公司为样本，并对初始样本进行了如下筛选：剔除金融行业样本；剔除ST类样本；剔除税前利润小于等于0的样本；剔除样本期内进入“沪港通”或“深港通”标的但后期又被调出的样本；剔除研究变量缺失的样本。经过上述处理，本文最终得到21057个公司-年度观测值。名义税率数据来自WIND数据库，其他数据均来自CSMAR数据库。

(二)研究模型和变量定义

基于“沪港通”和“深港通”交易制度实施的准自然实验情境，本文构建模型(1)来检验资本市场开放对企业避税行为的影响：

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

(1)

其中：Btd表示企业避税程度；Hsg表示“沪港通”和“深港通”交易制度实施的处理效应，若某企业在某年度进入“沪港通”或“深港通”标的，则在当年及之后年度Hsg取值为1，否则取值为0；Controls表示一系列控制变量；Firm表示公司固定效应；Year表示年度固定效应；ε表示随机扰动项。本文对连续变量分别在1%和99%分位进行了Winsorize处理，并对回归结果在公司层面进行了聚类。

1.避税行为的测度

借鉴现有文献(Desai et al.，2006；叶康涛 等，2014；魏志华 等，2020；许红梅 等，2020)的做法，本文采用会计税收差异(Btd)来衡量企业避税程度。具体而言，会计税收差异(Btd)等于企业利润总额减去应纳税所得额除以期初总资产。其中，应纳税所得额等于企业当期所得税费用除以企业适用的名义税率。Btd数值越大，说明公司避税程度越高。此外，在稳健性检验中，本文以扣除应计利润影响的会税差异(Ddbtd)对企业避税程度重新进行了测量。

2.控制变量

参考张胜等(2016)、王雄元等(2018)以及刘继红(2018)等研究的做法，本文选取了一系列控制变量，具体包括：企业规模(Size)、企业负债率(Fl)、总资产收益率(Roa)、现金持有量(Cash)、无形资产密集度(Intang)、存货密集度(Invent)、资本支出(Capital)、总资产周转率(Tar)、账面市值比(Mb)、股票换手率(Turn)、股权性质(Soe)、前十大股东持股比例(Ten)、独立董事人数(Indpen)以及被分析师关注度(Analyst)。此外，本文还在模型中控制了公司固定效应(Firm)和年度固定效应(Year)。

本文变量的说明如表1所示。

表1 变量说明

五、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。其中，企业避税程度(Btd)的均值和中位数分别为0.0251和0.0093，说明样本上市公司的会计利润大于其应纳税所得额，总体上可能都存在一定程度的避税行为。“沪港通”和“深港通”交易制度实施的处理效应(Hsg)的均值为0.1801，说明有18.01%的观测值处于“沪港通”或“深港通”交易制度实施之后，这与已有关于“沪港通”和“深港通”交易制度的研究基本保持一致。

表2 描述性统计结果

(二)基本估计结果

表3报告了模型(1)的基本估计结果。其中，列(1)和列(2)分别为包含不同控制变量的回归结果。由列(1)和列(2)可见，Hsg的回归系数分别为-0.0057和-0.0054，且均在1%的水平上显著。由此，本文假设得到支持，即“沪港通”和“深港通”交易制度的实施能够显著抑制企业避税行为。并且，列(2)的回归结果显示，“沪港通”和“深港通”交易制度的实施使得企业避税程度下降了21.51%。

表3 资本市场开放与企业避税

(三)内生性检验

1.平行趋势检验

使用双重差分模型(DID)识别因果关系的必要条件是满足平行趋势假定，即在政策冲击之前，处理组和控制组的时间趋势是一致的。本文借鉴陈胜蓝等(2017)的研究，设定模型(2)进行平行趋势检验：

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

α7After3it+βControlsit+Firmi+Yeart+εit

(2)

模型(2)中，我们以企业进入“沪港通”或“深港通”标的当年作为参照组，设置了一系列虚拟变量。具体而言，处理组进入“沪港通”或“深港通”标的的前一年，Befor1赋值为1，否则赋值为0；处理组进入“沪港通”或“深港通”标的的前两年，Befor2赋值为1，否则赋值为0；处理组进入“沪港通”或“深港通”标的的前三年，Befor3赋值为1，否则赋值为0；处理组进入“沪港通”或“深港通”标的的后一年，After1赋值为1，否则赋值为0；处理组进入“沪港通”或“深港通”标的的后两年，After2赋值为1，否则赋值为0；处理组进入“沪港通”或“深港通”标的的后三年，After3赋值为1，否则赋值为0。Beforj{j=1,2,3}和Afterj{j=1,2,3}的估计结果分别表示在进入“沪港通”或“深港通”标的前后第j年，处理组和控制组的避税程度变化趋势是否存在显著差异。Controls表示一系列控制变量，Firm表示公司固定效应，Year表示年度固定效应，ε表示随机扰动项。

图1展示了平行趋势检验结果。由图1可见，样本在进入“沪港通”或“深港通”标的前，控制组和处理组的避税程度保持相同趋势，即处理组和控制组的避税程度在政策实施前不存在显著差异；而在“沪港通”或“深港通”政策实施后，处理组和控制组的避税程度出现了明显变化。因此，本文采用的双重差分模型(DID)满足平行趋势假定。

图1 平行趋势检验

为更加清晰地报告平行趋势检验的结果，表4列示了Beforj{j=1,2,3}和Afterj{j=1,2,3}的估计结果。Beforj{j=1,2,3}在列(1)和列(2)中的回归系数都不显著，表明在进入“沪港通”或“深港通”标的的前一年、前两年和前三年，处理组和控制组的避税程度不存在显著差异。但Afterj{j=1,2}在列(1)和列(2)中的回归系数都为负，并且均在5%的水平上显著，说明企业在进入“沪港通”或“深港通”标的后，其避税程度显著降低。上述回归结果表明，处理组在进入“沪港通”或“深港通”标的之前的避税程度与控制组不存在显著差异，但在进入“沪港通”或“深港通”标的之后的避税程度显著下降。

表4 平行趋势检验回归结果

(续表4)

2.PSM样本估计

上述基准估计结果已经证实资本市场开放对企业避税行为具有显著的抑制作用，但考虑到“沪港通”和“深港通”标的公司并非随机选定，可能存在样本选择偏差导致的内生性问题，因此本文采用倾向得分匹配法(PSM)为处理组重新匹配控制组，以克服样本选择偏差问题。首先，将影响企业是否成为“沪港通”或“深港通”标的的一组变量加入Logit模型，具体包括：公司总市值(Market)，定义为年个股流通市值的自然对数；上市年限(Age)，定义为观测年度与企业上市年度之差；总资产收益率(Roa)，定义为净利润与资产总额之比；公司成长性(Growth)，定义为公司资产总额与上期相比的增长率；股票换手率(Turn)，定义为日均换手率流通股数；市盈率(Price)，定义为每股市价除以每股收益；公司所在行业(Industry)，依据证监会2012版《上市公司行业分类指引》中的一级分类定义行业虚拟变量。然后，通过Logit回归得到每个观测值的倾向性评分。最后，采用卡尺范围内的近邻匹配(半径为0.01的一对一无放回匹配)获得新的控制组样本。

表5报告了基于PSM样本的回归结果。从列(1)和列(2)可以看到，经过倾向得分匹配后，Hsg的回归系数分别为-0.0065和-0.0064，并且均在1%的水平上显著。上述结果表明，在考虑样本选择偏差后，前文的研究结果并未发生变化。此外，本文经过PSM后的样本仍然满足平行趋势假定，限于篇幅，不再报告详细的检验结果。

表5 基于PSM样本的估计结果

(四)稳健性检验

1.更换被解释变量的测量方法

在上文的回归中，本文利用企业会计税收差异(Btd)衡量了企业避税程度。在此，采用扣除应计利润影响的会计税收差异(Ddbtd)作为企业避税程度的代理变量。Ddbtd的具体计算方法为：首先，通过模型(3)计算得到μi和εit，

Btdit=α1Tait+ui+εit

(3)

其中：Ta表示总应计利润，等于(净利润-经营活动产生的现金流量净额)/期初总资产；μi表示公司i在样本期内残差的平均值；εit表示t年度残差与公司i平均残差的偏离度。然后，求得μi和εit之和，即为Ddbtd。

表6报告了将扣除应计利润影响的会计税收差异(Ddbtd)作为被解释变量的回归结果。在列(1)和列(2)中，Hsg的回归系数分别-0.0047和-0.0044，并且均通过了5%的显著性检验。这一结果与将会计税收差异(Btd)作为被解释变量的回归结果是一致的。

表6 更换被解释变量测量方法的估计结果

2.更换解释变量的测量方法

在上文中，对“沪港通”和“深港通”交易制度实施的处理效应，即Hsg变量的定义为：若某企业在某年度进入“沪港通”或“深港通”标的，则在当年及之后年度Hsg取值为1，否则取值为0。在此，我们重新对Hsg变量进行定义，具体地：若某企业在某年度7月1日之前进入“沪港通”或“深港通”标的，则在当年及之后年度Hsg取值为1，否则取值为0；若某企业在某年度7月1日之后进入“沪港通”或“深港通”标的，则在下一年及之后年度Hsg取值为1，否则取值为0。表7报告了重新定义Hsg变量后的估计结果，由列(1)和列(2)可见，Hsg的估计系数分别为-0.0065和-0.0063，并且均在1%的水平上显著。这表明，在更换解释变量的测量方法后，前文结论依然成立。

表7 变更解释变量测度方法的估计结果

3.更换模型设定

考虑到企业避税行为可能具有一定惯性，即上期避税程度较高的公司，本期避税程度可能依然较高，本文将被解释变量的一期滞后项(L.Btd)加入模型。重新进行回归的结果如表8所示，从列(1)和列(2)可见，在加入L.Btd变量后，Hsg的回归系数分别为-0.0041和-0.0040，并且均通过了5%的显著性检验，说明本文的研究结果不受企业避税惯性的影响。

表8 更换模型设定的估计结果

4.考虑地区层面因素的影响

现有研究表明，地区层面因素会对企业避税行为产生一定影响，比如：刘行等(2014)发现地区金融发展会影响企业避税程度；Hasan et al.(2017)发现地区社会资本会对企业避税行为产生影响。为此，本文通过引入公司注册地级市的固定效应，来克服地区因素对企业避税行为的影响。表9报告了增加地区(City)固定效应的估计结果，由列(1)和列(2)可见，Hsg的回归系数分别为-0.0057和-0.0054，并且均在1%的水平上显著，与基准回归结果保持一致。

表9 增加地区固定效应的估计结果

5.安慰剂检验

为克服处理组和控制组样本公司之间存在的固有差异对研究结果造成干扰，本文借鉴陈运森等(2019a)的研究，采用以下方法进行安慰剂检验：一是将企业进入“沪港通”或“深港通”标的的时间向前平推2年；二是将企业进入“沪港通”或“深港通”标的的时间向前平推3年。如果在变更企业进入“沪港通”或“深港通”标的的年份之后，Hsg的回归系数依然显著，则说明本文的研究结果可能是由处理组样本和控制组样本之间的固有差异所导致的。表10为安慰剂检验的结果，从中可见，无论是将进入“沪港通”或“深港通”标的的时间向前平推2年还是3年，Hsg的回归系数都不再显著。这说明本文的研究结果并非由处理组和控制组样本之间存在的固有差异所致，从而再次证实基准回归结果的可靠性。

表10 安慰剂检验

六、进一步分析

(一)作用机制检验

前文的研究结果表明，资本市场开放会对企业避税行为产生显著的抑制效应，那么这种影响是通过何种渠道产生的呢？为了揭示资本市场开放影响企业避税的作用路径，我们遵循理论分析部分的阐述，分别从融资效应、监督效应和信息效应三个视角进行考察。接下来，本文利用温忠麟等(2004)提出的中介效应检验三步法来分析资本市场开放对企业避税行为的作用机制问题。中介效应检验三步法的具体程序为：第一步，检验解释变量是否显著影响被解释变量。第二步，检验解释变量是否显著影响中介变量。第三步，同时检验解释变量和中介变量对被解释变量的影响，如果解释变量的系数不再显著，仅中介变量的系数显著，则说明存在完全中介效应；如果解释变量和中介变量的系数都显著，则说明存在部分中介效应。

1.基于融资效应视角的检验

借鉴现有文献(鞠晓生 等，2013；吴秋生 等，2017；孙雪娇 等，2019；张璇 等，2019)的做法，本文以Hadlock et al.(2010)构建的Sa指数来测度企业融资约束程度。Sa指数能够较为全面地衡量企业的融资约束程度，避免公司内生性特征的干扰(张璇 等，2019；孙雪娇 等，2019)。Sa指数通过模型(4)计算得到：

Sa=-0.737×Scale+0.043×Scale2-0.04×Age

(4)

其中：Scale表示企业资产规模，定义为In(企业期末总资产/100万)；Age表示企业的上市年限，定义为观测年度与企业上市年度之差。Sa指数为负，其绝对值越大，说明企业所受的融资约束程度越严重。本文在回归中采用Sa指数的绝对值A_Sa作为企业融资约束的代理变量。

表11报告了融资效应渠道检验的结果。第一步，Hsg的回归系数在1%的水平上显著为负，说明资本市场开放可以显著抑制企业避税行为；第二步，Hsg的回归系数在1%的水平上显著为负，说明资本市场开放能够有效缓解企业融资约束程度；第三步，Hsg的回归系数在10%的水平上显著为负，同时A_Sa的回归系数在1%的水平上显著为正。上述结果表明，资本市场开放可以通过缓解融资约束的渠道抑制企业避税行为。

表11 融资效应渠道检验结果

2.基于监督效应视角的检验

本文以企业内部代理成本(Cost)来反映投资者对公司管理层监督力度的强弱。一般而言，投资者对管理层的监督力度越强，企业内部代理成本越小。在参考现有研究(Ang et al.，2000；叶康涛 等，2014)的基础上，本文借鉴王化成等(2019)对超额在职消费的研究构建模型(5)，通过分年度和分行业回归来测算企业内部代理成本。具体而言，对模型(5)进行回归估计出管理费用中的合理成分，而回归残差则代表管理费用实际值偏离期望值的部分，其可被用于衡量企业内部代理成本(Cost)。

(5)

其中，General表示企业管理费用，Asset表示企业资产总额，Ppe表示企业固定资产净额，Intang表示企业无形资产净额，Invent表示企业存货净额，Growth表示企业资产总额相比上期的增长率，Staff表示企业员工人数加1的自然对数。

表12报告了监督效应渠道检验的结果。第一步，回归结果与上文相同。第二步，Hsg的回归系数在1%的水平上显著为负，说明资本市场开放通过引入境外投资者强化了对管理层的监督，降低了企业内部代理成本。第三步，Hsg的回归系数在10%的水平上显著为负，同时Cost的回归系数在1%的水平上显著为正。上述结果说明，资本市场开放可以通过强化对管理层的监督的渠道抑制企业避税行为。

表12 监督效应渠道检验结果

3.基于信息效应视角的检验

借鉴现有文献(廖飞梅 等，2019；江婕 等，2021)的做法，本文以应计项目盈余管理(Da)来衡量企业信息透明度。应计项目盈余管理参考截面修正琼斯模型(Jones，1991)分年度分行业回归得到，具体计算模型如下：

(6)

其中：Ta表示总应计利润，定义为净利润与经营活动产生的现金流量净额之差；Asset表示企业资产总额；△Sale表示企业营业收入相比上期的增加额；△Rec表示企业应收账款相比上期的增加额；Ppe表示企业固定资产净额。应计项目盈余管理(Da)是对模型(6)进行分年度分行业回归残差的绝对值。

表13报告了信息效应渠道检验的结果。第一步，回归结果与上文相同。第二步，Hsg的回归系数在5%的水平上显著为负，说明资本市场开放有助于降低企业应计项目盈余管理，提高企业信息透明度；第三步，Hsg的回归系数在1%的水平上显著为负，同时Da的回归系数在1%的水平上显著为正。上述结果表明，资本市场开放能够通过提高信息透明度的渠道对企业避税行为产生抑制作用。

表13 信息效应渠道检验结果

(二)异质性检验

本文分别从公司治理和融资约束的视角选取机构投资者持股比例和企业融资需求变量将样本划分为不同组别，以进一步考察在不同约束条件下资本市场开放对企业避税行为影响的差异性。

1.机构投资者持股比例的影响

机构投资者能够更好地发挥对管理层的监督作用，提升公司治理水平(He et al.，2019)；并且，蔡宏标等(2015)研究发现，机构投资者对企业避税行为存在显著的抑制作用。因此，本文推断在机构投资者持股比例低的样本中，资本市场开放对企业避税行为的抑制效应更加显著。首先，根据机构投资者持股比例的行业年度中位数将样本划分为机构投资者持股比例高、低两组；然后，分别进行回归分析，检验结果如表14所示。其中：列(1)和列(2)报告了机构投资者持股比例低组的回归结果，从中可见，Hsg的回归系数分别为-0.0079和-0.0080，并且至少在5%的水平上显著；列(3)和列(4)报告了机构投资者持股比例高组的回归结果，从中可见，Hsg的回归系数分别为-0.0034和-0.0032，但是都不显著。通过对比两组样本的回归结果可知，Hsg的回归系数在机构投资者持股比例高的样本中明显变小并且不再显著，说明资本市场开放对企业避税的抑制作用主要存在于机构投资者持股比例低的样本中。

表14 根据机构投资者持股比例分组的回归结果

2.企业融资需求的影响

企业避税的目的之一是缓解融资约束。本文预期，当企业融资需求大时，其进行税收规避的动机更强烈，避税程度更高，因而资本市场开放对企业避税的抑制效应在融资需求大的样本中更加显著。为验证上述推断，本文以总资产实际增长率与可持续增长率之差(Demirguc-Kunt et al.，1998)来衡量企业融资需求(Finance)，具体通过模型(7)计算得到：

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

(7)

其中，Asset表示企业资产总额，Roe表示企业净利润与所有者权益之比。

首先，根据企业融资需求的行业年度中位数将样本划分企业融资需求大、小两组；然后，分别进行回归分析，检验结果如表15所示。其中：列(1)和列(2)报告了企业融资需求小组的回归结果，不难发现，Hsg的回归系数分别为-0.0027和-0.0026，但是都不显著；列(3)和列(4)报告了企业融资需求大组的回归结果，不难发现，Hsg的回归系数分别为-0.0062和-0.0058，并且均在5%的水平上显著。通过对比两组样本的回归结果可知，Hsg的回归系数在企业融资需求大的样本中明显变大并且变得显著，说明资本市场开放对企业避税行为的抑制效应主要存在于企业融资需求大的样本中。

表15 根据企业融资需求分组的回归结果

七、结论与启示

本文利用“沪港通”和“深港通”交易制度试点机制提供的准自然实验情境，以2008—2019年沪深两市A股上市公司为研究样本，从税收规避的视角评估了“沪港通”和“深港通”交易制度实施的政策效果。研究发现，资本市场开放对企业避税行为具有显著的抑制作用，该结果在进行一系列稳健性检验后仍然成立。作用机制检验结果表明，资本市场开放主要通过缓解企业融资约束、强化对管理层的监督以及提高信息透明度等渠道抑制企业避税行为。异质性分析结果显示，资本市场开放对企业避税行为的抑制效应主要存在于内部代理问题和融资约束程度较为严重的企业中，即在机构投资者持股比例低和融资需求大的样本中，资本市场开放对企业避税行为的抑制效应更显著。

本文研究进一步丰富了企业避税行为影响因素的相关文献，也为资本市场开放促进经济增长的微观作用机制提供了新的经验证据。本文结论的政策启示在于：资本市场对外开放有助于改善我国现阶段广泛存在的税收规避问题。“沪港通”和“深港通”交易制度的实施能够通过吸引境外资金和优化投资者结构等渠道，缓解企业融资约束，规范企业行为，从而降低企业避税程度。鉴于企业避税行为对宏观经济发展存在较为严重的负面影响，应进一步深化金融市场改革，加快推进资本市场高水平对外开放，促进境内外资本市场互联互通。