王 杉

1 引 言

資本市場開放和自由化是關系到資本市場發(fā)達程度的重要內容，亦是金融領域的重要議題。20世紀90年代以來，新興經濟體國家致力于推進資本市場國際化，以促進資本在發(fā)達國家與新興市場之間的流動。我國政府一直堅持對外開放的基本國策，逐步在更大范圍、更廣領域和更深層次上提升我國的開放水平。2014年和2016年先后實施的“滬港通”和“深港通”互通互聯機制是我國推進資本市場開放的重要舉措，為資本市場的發(fā)展注入了新的活力，亦推動了2018年A股正式納入MSCI 新興市場指數。以滬港通開放為代表的一系列開放政策對資本市場合理配置資源、提升市場效率有重要的現實意義，吸引了大量投資者和學者的廣泛關注。

總結現有關于“滬港通”政策經濟后果的文獻，主要可歸納為宏觀資本市場和微觀企業(yè)兩個層面。一方面，“滬港通”政策推動了資本市場的雙向開放，為金融供給側結構性改革提供了合作機制，既增強了我國資本市場的信息含量和綜合實力（鐘覃琳和陸正飛，2018［1］），也通過提升跨境監(jiān)管力度進一步降低了金融風險（鐘凱等，2018［2］），對促進資本市場發(fā)展、降低市場風險和增加資金增量具有積極作用。另一方面，“滬港通”等資本市場開放加大了本國資本市場與國際市場的聯動性，也可能加劇市場波動和風險（Stiglitz，2000［3］）。微觀層面而言，資本市場開放有助于改善企業(yè)信息環(huán)境、提升外部監(jiān)管水平和優(yōu)化公司治理（Doidge等，2009［4］），現有研究基于企業(yè)投資行為、融資決策、創(chuàng)新投入、審計質量等方面展開，為“滬港通”開通帶來的微觀效應提供了證據（連立帥等，2019［5］；周冬華等，2018［6］；張立民等，2018［7］；豐若旸和溫軍，2019［8］）。遺憾的是，鮮有研究關注到股票市場開放對企業(yè)避稅的影響。企業(yè)避稅是全球性的普遍現象，亦是關系到企業(yè)價值、股東財富的重要議題（Desai和Dharmapala，2009［9］）?，F有文獻從治理結構、管理層特征、經濟周期、政府干預以及稅收監(jiān)管等角度考察了企業(yè)避稅決策的影響因素（Desai等，2007［10］；Amstrong 等，2012［11］；馬光榮和李力行，2012［12］；陳冬等，2016［13］）。那么，在我國資本市場對外開放水平不斷提升的背景下，來自成熟市場的境外投資者是否會影響企業(yè)避稅決策？又是通過何種途徑發(fā)揮作用的？這一問題值得深入探討。

為此，本文基于我國“滬股通”開通這一自然實驗，以“滬股通”標的樣本和非標的樣本為分析對象，采用雙重差分法探討“滬港通”政策實施對企業(yè)避稅的影響效應，以豐富現有的文獻體系?；谥卫硇腿谫Y效應假設，資本市場開放可以改善公司治理水平、緩解融資約束，從而降低企業(yè)避稅程度；基于信息和業(yè)績壓力角度，資本市場開放也可能導致企業(yè)追求業(yè)績表現，采取更為激進的避稅決策。由此可見，兩者的關系是需要檢驗的實證問題。本文的實證回歸結果支持了上述第一種假設，即“滬港通”代表的資本市場開放顯著降低了企業(yè)激進避稅行為。進一步研究發(fā)現，“滬股通”開放與企業(yè)避稅的關系在高代理成本和低公司治理水平的樣本中更為明顯，說明其可以通過改善公司治理水平降低企業(yè)避稅；當融資約束較高時，“滬股通”開放可以顯著降低企業(yè)避稅，進一步驗證了該政策的融資渠道，對改善資本市場資金供應具有積極作用。

本文的主要貢獻和可能的創(chuàng)新之處如下所示。首先，本文從資本市場角度豐富了企業(yè)避稅影響因素的研究，這是研究視角方面的創(chuàng)新?，F有研究多從股東治理、股權結構、薪酬體系以及管理個體等角度探討了不同維度對企業(yè)避稅決策的影響（Chen等，2010［14］；Gaertner，2014［15］；Waegenaere等，2015［16］），少數文獻基于宏觀資本市場視角展開（李青原等，2019［17］）。本文利用“滬港通”開通這一自然實驗，探究資本市場開放對企業(yè)避稅的影響?；诰惩馔顿Y者通過市場交易發(fā)揮治理效應的理論框架，從治理效應和融資效應兩個角度證實了“滬港通”交易機制對企業(yè)避稅的降低效應，從宏觀層面為企業(yè)避稅行為決策提供了新的增量證據。其次，本文進一步拓展了資本市場開放微觀經濟后果的研究，一定程度上創(chuàng)新性地拓寬了相關話題的研究層次和內容。已有文獻主要關注資本市場開放對宏觀市場穩(wěn)定性、股價信息含量，以及微觀企業(yè)投融資政策、創(chuàng)新水平和違規(guī)行為等方面的影響（鐘凱等，2018［2］；鐘覃琳和陸正飛，2018［1］；連立帥等，2019［5］；豐若旸和溫軍，2019［8］），區(qū)別于以上內容，本文進一步將研究視角拓展至企業(yè)避稅決策方面，豐富了資本市場開放影響企業(yè)微觀行為的研究成果，為理解和評估我國資本市場開放的影響機制和效果提供了經驗證據。最后，區(qū)別于較多采用西方成熟市場為研究背景，本文以中國“滬港通”機制構造單一國家背景下的研究問題?！皽弁ā弊鳛檫B接內地與香港資本市場的重要嘗試，為探討其機制規(guī)則等接軌帶來的治理效應和信息資源等提供了準自然實驗，既能避免多國樣本對研究結論的干擾，也一定程度上為“滬港通”的經濟效應研究提供了來自于新興市場和轉型經濟體的證據。

2 研究背景、文獻回顧與研究假設

2.1 研究背景與文獻回顧

為提高中國資本市場配置效率，進一步推動資本市場國際化進程，我國政府先后出臺各項政策，以吸引境外合格投資者參與中國資本市場建設。2002年，我國設立了合格境外機構投資者（QFII）機制，批準符合資格的境外投資者可以在我國境內直接投資。為了繼續(xù)深入資本市場開放程度，促進內地與香港資本市場的雙向開放，我國分別于2014 年和2016年建立了“滬港通”與“深港通”互通互聯機制。政策規(guī)定，內地與香港投資者可以通過當地證券公司以及經紀商來買賣規(guī)定范圍內的標的證券，以拓展投資渠道、完善投資結構、進一步提升資本市場競爭力。Wind數據顯示，截至2019年，滬股通累計成交金額實現10.74萬億元，累計凈買入規(guī)模達到4807.22億元。

在資本市場開放持續(xù)深入的背景下，涌現出眾多探討資本市場開放經濟后果的研究文獻，概況而言可大致分為宏觀和微觀兩個層面。宏觀層面的研究較多討論了資本市場開放對運行效率和市場經濟的作用（Gupta和Yuan，2009［18］），但并未得到統一的結論。一方面，經驗證據表明，資本市場開放有助于促進經濟增長、提高全要素生產率、降低市場波動性和風險（Bekaert等，2000［19］，2007［20］），一定程度上證明了資本市場開放對本國資源配置和經濟發(fā)展的積極效應；另一方面，已有研究發(fā)現，資本市場開放機制也導致了市場風險的聯動性，反而增加了本國經濟的波動性和經濟危機爆發(fā)的可能性（Bae等，2004［21］；李巍，2008［22］）。微觀層面則證實了資本市場開放有助于降低企業(yè)資金成本、緩解信息不對稱、改善股利發(fā)放以及提升審計獨立性等（豐若旸和溫軍，2019［8］；陳運森等，2019［23］）。較早的研究發(fā)現，股票市場開放增加了企業(yè)被并購的可能性，通過提升管理層業(yè)績壓力而起到優(yōu)化內部治理的效果（Stulz，1995［24］）。同時，相比國內投資者，資本市場開放引入的外國投資者往往具備更加豐富的經驗和更為專業(yè)的知識技能，可以改善企業(yè)信息環(huán)境、活躍市場，亦有助于通過降低代理成本、減少機會主義行為和加強監(jiān)管力度來實現其治理效應（Ghosh 等，2008［25］；董秀良等，2016［26］）。

盡管現有成果較為豐富，但關于“滬港通”政策與企業(yè)避稅的關系，目前還沒有直接的證據。企業(yè)避稅決策是多方主體動態(tài)博弈后的綜合體現，已有研究從治理結構和所有權結構、媒體監(jiān)督、機構投資者等角度提供了證據（Chen等，2010［14］；蔡宏標和饒品貴，2015［27］；田高良等，2016［28］）。其中，基于代理理論視角的避稅研究認為，企業(yè)避稅是公司內部管理層自利行為的表現之一（Slemrod，2004［29］；Crocker和Slemrod，2005［30］）。管理層擁有決策權但并未享有相對應的所有權，利益不一致以及信息不對稱導致股東對其有效監(jiān)督難以實現，從而造成管理層機會主義行為。在此背景下，管理者會利用權力和信息優(yōu)勢謀取私利，通過帝國構建、內幕交易等方式轉移公司資源，而避稅因其不透明性較高，成為上述行為實現的工具和手段。因此，良好的公司治理可以降低代理成本，減少管理層謀求私利導致的避稅行為。那么，資本市場開放是否能發(fā)揮治理效應，進一步影響到企業(yè)避稅決策？本文擬借助“滬港通”這一自然實驗，探究資本市場互聯互通機制對企業(yè)避稅行為的影響機制和作用效果。

2.2 研究假設

我們認為，“滬港通”互通機制帶來的資本市場開放可能通過治理渠道和融資渠道，作用于企業(yè)的避稅決策行為。首先，“滬港通”開通具有治理效應（Fang等，2015［31］；Doidge等，2009［4］）。一方面，資本市場開放帶來的境外投資者在信息搜集、處理和分析過程中具備更專業(yè)的知識和更豐富的經驗（Grinblatt和Keloharju，2000［32］），在投資項目選擇時會利用信息優(yōu)勢選擇內在價值更高的通標企業(yè)，并通過股價倒逼企業(yè)優(yōu)化公司治理結構、提升治理水平，減少管理層私利導致的高避稅行為。研究發(fā)現，相對于直接參與內部管理決策，境外投資者更可能通過資本市場層面實現公司治理效果，即通過賣出股票來表達意見（Edmans，2009［33］）。一旦境外投資者采取“用腳投票”的策略，其退出行為則會向資本市場傳遞負面信號，影響公司股價和市場表現，而股價下跌給管理層帶來壓力和被解雇風險，從而起到約束管理層行為的治理效應（Bond等，2012［34］；陽春花和王菁華，2020［35］），降低企業(yè)避稅程度。另一方面，“滬港通”開通帶來了A股市場投資者結構的變化，其對于企業(yè)避稅行為的影響也將隨之變動。企業(yè)避稅決策是包含投資者、管理層以及監(jiān)管主體等多方因素影響下的動態(tài)博弈后的結果（Hanlon和Heitzman，2010［36］）?？紤]避稅的“成本-收益模型”，避稅行為一旦被發(fā)現，會給公司管理層職業(yè)生涯和個人聲譽帶來顯著的負面沖擊?！皽弁ā闭叩膶嵤┌殡S著一系列監(jiān)管文件的頒布，相應提升了資本市場監(jiān)管力度和對投資者保護的程度。境外投資者的參與也使得企業(yè)面臨更為嚴格的監(jiān)管強度（Khanna和Palepu，2000［37］），提升了管理層行為不端后被更換的風險，加大了市場對企業(yè)避稅的懲罰力度和潛在成本，有利于遏制內部人行為，降低企業(yè)避稅動機。其次，資本市場開放亦會通過融資渠道影響避稅決策?！皽弁ā闭邔嵤┖?，一定程度上增加了資本市場的資本供給，有助于優(yōu)化資源配置。外國投資證券的進入改善了企業(yè)融資環(huán)境，在降低股權融資成本的同時也拓寬了公司的融資渠道（肖涵和劉芳，2019［38］）。Edwards等（2016）［39］指出，企業(yè)避稅可以帶來大量的現金留存，較高的融資約束是影響企業(yè)避稅的重要因素之一。因此，“滬港通”政策可以通過緩解融資約束而降低企業(yè)避稅程度。

區(qū)別于上述內容，“滬港通”政策實施也可能提升企業(yè)避稅程度。首先，境外投資者對我國國情和文化習俗等缺乏深入的了解，投資決策上很可能是跟隨者和模仿者（劉成彥等，2007）［40］，更加關注企業(yè)的短期表現。Choe等（2005）［41］發(fā)現，在追逐高利潤的動機下，境外投資者往往存在較嚴重的短視行為。在面臨較大的業(yè)績壓力時，企業(yè)管理層則會表現出更強的信息和盈余操縱動機（Chang等，2017）［42］。學者指出，避稅可以為企業(yè)帶來大量現金留存，實現實質性的業(yè)績改善，并具有股價提升效應（劉行和呂長江，2018［43］；王雄元等，2018［44］）。因此，當企業(yè)業(yè)績壓力較高時，管理層可能通過更為隱蔽的手段展開避稅活動以降低企業(yè)稅負，改善企業(yè)的業(yè)績表現。其次，“滬港通”開放有利于改善企業(yè)信息環(huán)境，提升信息透明度。外部環(huán)境的優(yōu)化一定程度上促進了公司內部信息質量的提升，而較高的內部信息質量則可能導致企業(yè)戰(zhàn)略性避稅的增加（Gallemore和Labro，2015）［45］。

基于上述分析，本文提出競爭性假設如下。

談及水資源管理責任和考核制度的建立，中歐流域管理項目專家范敏泊認為：“最嚴格的水資源管理也指最嚴格的協調。歐洲水框架指令的成功，與在國家層面建立處罰制度分不開，如果不進行協調，不進行合作，那么就需要進行處罰。”

H1a：“滬港通”開通降低了企業(yè)避稅程度。

H1b：“滬港通”開通增加了企業(yè)避稅程度。

3 研究設計

3.1 樣本選擇

本文的研究樣本區(qū)間為2008-2018年度。之所以選取2008年為起始年份，是為了避免所得稅改革對本文結果的影響?！皽弁ā闭哂?014年11月17日開始正式實施，試點范圍包括上證180指數，上證380指數成分股，以及上海證券交易所與香港聯合證券交易所共同上市的“A + H”股共568只股票。相應的，本文選取“滬港通”政策涉及到的企業(yè)作為處理組樣本，非標的的滬市企業(yè)和深市企業(yè)為控制組。在此基礎上，對初始樣本進行如下篩選：（1）剔除金融類企業(yè)樣本；（2）剔除樣本期間內ST、ST*的企業(yè)；（3）剔除在政策頒布后新增的或被調出滬股通標的觀測樣本；（4）剔除關鍵變量缺失或異常的樣本。本文的數據來自于CSMAR數據庫和Wind數據庫。為了減少異常值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行了縮尾處理。

3.2 研究模型

本文以“滬港通”實施這一自然實驗作為場景，采用雙重差分模型（Difference-in-Differences）進行實證模型設計，以檢驗資本市場信息開放對企業(yè)避稅行為的影響。相應的，以“滬港通”標的公司為處理組樣本，以滬市非標的公司和深市上市公司為對照組，采用固定效應模型進行檢驗，設計實證模型（1），如下所示。

其中，Tax_Avoidance是衡量企業(yè)避稅程度的變量指標。乘積項Treat×Post，當企業(yè)為“滬港通”標的公司時，Treat取值為1，否則為0；當時間為政策時點之后，即2015-2018年時，Post取值為1，當時間為政策時點之前，即2008-2013年時，Post取值為0a。Controls為控制變量。同時，本文控制年度固定效應，用以控制隨時間而變的外部行情等因素對企業(yè)避稅的影響；控制公司固定效應，用以控制不隨時間改變的公司特征對企業(yè)避稅的影響。特別說明的是，本文的實證模型與經典DID模型稍有不同，但本質上是一致的。年度固定效應包括了經典DID模型中的實驗期Post，公司固定效應包括了經典DID模型中的處理組Treat（陳運森和黃健嶠，2019）［46］。

3.3 變量定義

（1）因變量

企業(yè)避稅（Tax_Avoidance）。參考Desai和Dharmapala（2006）［47］的研究，以企業(yè)會計-稅收差異（BTD）和剔除盈余管理因素后的會計稅收差異（DD_BTD）兩個指標來衡量企業(yè)避稅。其中，BTD=（利潤總額-應納稅所得額）/上年總資產。在此基礎上，考慮到企業(yè)為了調整納稅額度可能進行的額盈余操縱行為，進一步剔除盈余管理因素，即采用BTD指標與應計項目回歸后的殘差（記作DD_BTD）來表示企業(yè)避稅程度（Desai和Dharmapala，2009）［9］。計算公式如（2）和（3）所示，TA表示企業(yè)應計項目總額，TA=（利潤總和-經營現金流）/上年總資產。此種方法能夠較好地捕捉企業(yè)避稅行為，在現有研究中具有較為廣泛的應用。

（2）自變量

根據雙重差分模型，我們構造Treat與Post的交乘項。Treat為處理組虛擬變量，當企業(yè)為“滬港通”標的公司時，取值為1，否則為0；Post為政策時間的虛擬變量，當時間為政策時點之后，即2015-2018年時，Post取值為1，當時間為政策時點之前，即2008-2013年時，Post取值為0。

（3）控制變量

本文控制可能影響企業(yè)避稅的因素如下。企業(yè)規(guī)模（Size），等于企業(yè)總資產的自然對數；資本結構（Leverage），等于企業(yè)總負債除以總資產；資本密集度（PPE），等于企業(yè)固定資產與總資產的比值；存貨占比（Inventory），等于企業(yè)存貨與總資產的比值；無形資產密集度（Intangible），等于無形資產與總資產的比值；投資收益（Invest），等于投資收益與企業(yè)總資產的比值；總資產收益率（ROA），等于企業(yè)凈利潤與總資產的比值；是否虧損（Loss），若企業(yè)上年凈利潤小于0，取值為1，否則為0；成長性（Growth），等于企業(yè)連續(xù)兩年銷售收入的變化率；企業(yè)名義稅率（Taxrate），企業(yè)性質（SOE），若企業(yè)為國有企業(yè)，取值為1，否則為0；兩職合一（Duality），若企業(yè)董事長和CEO由一人擔任，則取值為1，否則為0。所有變量的定義如表1所示。

表1 主要變量定義

4 實證結果

4.1 描述性統計

表2匯報了本文主要變量的描述性統計。采用會計-稅收差異計算出的企業(yè)避稅指標，BTD和DD_BTD的均值分別為0.0028和0.0005，最小值分別為-0.2863和-0.2013，最大值是0.1200和0.0928，說明不同企業(yè)之間避稅存在較大的差異。避稅指標的描述性統計與現有文獻較為一致。Treat的均值為0.1670，說明樣本中處理組公司占比大約為16.7%。企業(yè)規(guī)模（Size）的均值和中位數分別為22.0449和21.8814；負債率（Lev）平均為0.4443，不同樣本差異較大；固定資產占比（PPE）均值為0.2264，存貨占比（Inventory）平均為0.1554，投資收益（Invest）的均值和中位數分別為0.0076和0.0014；資產收益率（ROA）在整個樣本期內平均值時0.0362，最大值和最小值分別為0.2100和-0.2908；成長率（Growth）平均為0.2192。在整個研究樣本中，大約有8%的企業(yè)上年度經歷過虧損（Loss=1）；國有企業(yè)占到總樣本約為42%（SOE=1）；約有24%的企業(yè)總經理與董事長由一人擔任（Duality=1）。

表2 主要變量的描述性統計

4.2 實證結果分析

表3匯報了“滬港通”開通對企業(yè)避稅行為影響的回歸結果。第（1）列和第（2）列中，分別以BTD和DD_BTD作為被解釋變量，交乘項Treat×Post的系數分別為-0.0045和-0.0033，均在1%水平上顯著為負。實證結果表明，成為 “滬港通”標的后，上市企業(yè)避稅程度顯著降低。以上結果初步證實了本文的H1a，即驗證了“滬港通”代表的資本市場開放有助于緩解企業(yè)激進避稅。

表3 基本回歸結果

雙重差分法識別因果的一個重要條件是滿足平行趨勢假設。為此，我們構造年度虛擬變量（Year2009-Year2018），以考察處理組和控制組的年度變化趨勢。將年份虛擬變量與Treat相乘，獲得相應的乘積項，并放入模型再次進行回歸。表4匯報了平行趨勢檢驗的回歸結果。結果可知，政策頒布之前（2008-2013），交乘項Treat×Year2009-Treat×Year2013的回歸系數均不顯著，而政策頒布之后（2015-2018），交乘項Treat×Year2015-Treat×Year2018的回歸系數至少有一個顯著，即平行趨勢假定得到滿足。

表4 平行趨勢檢驗

4.3 進一步檢驗

上述結果初步證實了本文的H1a，即“滬港通”政策實施對企業(yè)避稅體現為抑制效應。根據假設，“滬港通”開通可以通過治理渠道和融資渠道來發(fā)揮作用，我們進一步對上述邏輯進行分析。首先，我們基于代理成本的視角，考察資本市場開放對企業(yè)避稅產生的差異化影響。Kim等（2016）［48］發(fā)現，“滬港通”帶來的資本市場開放可以引入境外投資者更先進的技術和分析，通過改善公司治理結構、降低代理成本，對企業(yè)起到更好地監(jiān)督，從而提高其避稅的成本。因此，我們認為“滬港通”開通對企業(yè)避稅的降低作用在企業(yè)內部代理成本較高時更為明顯。借鑒謝德仁和黃亮華（2013）［49］的研究，以支付的其他與經營活動有關的現金除以營業(yè)收入來衡量企業(yè)總的代理成本。根據樣本中位數將總體分為高代理成本和低代理成本兩組，分別回歸模型（1），表5匯報了實證結果。由結果可知，第（1）列和第（3）列高代理成本的子樣本中，Treat×Post回歸系數分別為-0.0073和-0.0053，均在1%水平上顯著為負；而第（2）列和第（4）列的低代理成本組中，回歸系數為負擔并不顯著。組間系數差異檢驗表明兩組回歸系數存在顯著差異。由此可知，當企業(yè)代理成本較高時，滬港通開通后對企業(yè)避稅的抑制作用體現得更為明顯。

表5 代理成本、滬港通和企業(yè)避稅

其次，我們考察不同公司治理水平是否影響“滬港通”開通對企業(yè)避稅的降低作用。根據正文的邏輯假設，“滬港通”開通引入了外國投資者，外國投資者可以通過優(yōu)化公司治理機制，更好地監(jiān)督管理層，減弱其私利行為傾向，從而降低企業(yè)避稅行為。因此，我們預計“滬港通”政策實施對企業(yè)避稅的降低作用在公司治理機制較弱的樣本組中更為突出。我們以兩職合一來反映公司治理情況的好壞。研究發(fā)現，董事長與總經理“兩職合一”并未發(fā)揮其真正的治理作用，反而加重了代理問題。構建兩職合一虛擬變量，將總樣本分為兩組，表6中第（1）列和第（2）列的結果顯示，在兩職合一的樣本組中，Treat×Post的回歸系數為-0.0170，而在非兩職合一的樣本組中，Treat×Post的估計系數僅為-0.0029，兩者間的差異在1%的水平上通過了顯著性檢驗。當采用DD_BTD作為避稅指標時，滬港通開通對企業(yè)避稅的緩解作用僅體現在治理較差的樣本組中，且兩組回歸系數的差異仍在1%水平上顯著。以上結果說明資本市場開放對企業(yè)避稅的影響主要體現在公司內部治理較弱的企業(yè)中，從而為“滬港通”效應的治理渠道提供了證據。

表6 治理情況、滬港通和企業(yè)避稅

最后，我們進一步檢驗“滬港通”開通的融資渠道效應。“滬港通”政策實施有助于增加資本市場的供給，減少上市公司和投資者之間的信息不對稱程度；同時，資本市場開放可以降低資本流動障礙，優(yōu)化資源配置，緩解企業(yè)面臨的融資約束問題（肖涵和劉芳，2019）［38］。基于此，本文預期，“滬港通”開通對企業(yè)避稅的影響效應在企業(yè)融資約束較高時更為明顯。已有文獻中，較常見的衡量融資約束的指標有KZ指數和WW指數。相對而言，KZ指數中代表企業(yè)投資機會的托賓Q值通常都具有非常大的測量誤差，這使KZ指數在度量融資約束時不能保證較高的精確度。因此，本文選用White和Wu（2006）［50］研究中的WW指數測量融資約束①WW=-0.091*Longdebt-0.062*D_dividend+0.021*Cfo-0.044*Size+0.102*Growth_ind-0.035*Growth。其中，Longdebt等于企業(yè)長期負債與總資產的比值；D_dividend是衡量企業(yè)是否分發(fā)股利的虛擬變量，若企業(yè)分紅賦值為1，否則為0；Cfo等于企業(yè)經營現金流量與總資產的比值；Size等于企業(yè)總資產的自然對數；Growth_ind是行業(yè)銷售增長率；Growth是企業(yè)銷售收入增長率。WW數值越大，表示融資約束程度越高。。根據WW指數的高低相應將樣本分為高融資約束和低融資約束兩組，表7的回歸結果顯示，在第（1）列和第（3）列的高融資約束的情景下，“滬港通”開通與企業(yè)避稅的負相關關系得以體現；而在第（2）列和第（4）列顯示的融資約束較低的樣本組中，“滬港通”政策實施對企業(yè)避稅的效應并不明顯。以上結果說明，“滬港通”開通有助于緩解企業(yè)融資約束，一定程度上降低了融資動機而導致的激進避稅程度，從而證明了資本市場開放具有的融資渠道效應。

表7 融資約束、滬港通和企業(yè)避稅

5 穩(wěn)健性檢驗

5.1 變換樣本范圍

本文的邏輯是“滬港通”通過引入境外投資者，有助于對標的企業(yè)形成更好地監(jiān)督，降低代理問題，從而減少企業(yè)避稅行為。在正文的檢驗中，“滬股通”樣本中包括在上交所與港交所同時上市的“A + H”股和僅在上交所上市的上證180成分股和380成分股。考慮到港交所上市的公司本身受到更為嚴格的監(jiān)管，在“滬港通”之前，相關股票的上市企業(yè)可能已經受到了境外投資者在改善監(jiān)管環(huán)境和優(yōu)化治理結構等方面的作用。為了排除原有境外投資者的影響，我們將“A+H”股樣本剔除，提供進一步的穩(wěn)健性證據。表8中前兩列的結果顯示，剔除了“A+H”股樣本后，回歸系數仍然顯著為負，從而證明本文結論的可靠性。其次，正文的檢驗中，考慮到“滬港通”政策發(fā)生的時點在2014年11月份，我們將2014年剔除以減少其可能的干擾。在穩(wěn)健性檢驗部分，將2014年納入研究樣本，并定義當年份為2008-2014年時，Post=0，當年份為2015-2018年時，Post=1，再次進行實證檢驗，表8第（3）列和第（4）列的結果顯示，乘積項Treat×Post的系數仍在1%的水平上顯著，表明“滬港通”開通降低了企業(yè)避稅程度。本文之前的結論仍然存在。

表8 變換回歸樣本

續(xù)表

5.2 改變樣本研究區(qū)間

在正文中，我們以2008-2018年為研究區(qū)間，考察“滬港通”開通對企業(yè)避稅行為的影響作用?？紤]到時間段前后不對稱可能影響回歸系數估計，在此部分我們選取滬港通開通前后對稱區(qū)間（2010-2018）進行穩(wěn)健性檢驗。表9中的第（1）列和第（2）列匯報了回歸結果。Treat×Post的回歸系數為-0.0031和-0.0021，分別在1%和10%水平上顯著為負，證實了本文結論的穩(wěn)健性。其次，考慮到2016年12月5日，“深港通”政策開始實施，為了避免新政策帶來的沖擊，本文將研究區(qū)間進一步截止到2016年，相應觀測年份定義為2012-2016年，再次對模型進行實證檢驗。表9第（3）列和第（4）列中，回歸系數分別為-0.0030和-0.0015，前者在5%水平上顯著為負，再次證明了“滬港通”政策實施后，標的企業(yè)的避稅程度降低。以上結果說明，更換研究樣本區(qū)間并沒有對本文現有的研究結論產生實質性影響。

表9 更換研究樣本區(qū)間

5.3 基于傾向的分配匹配后的穩(wěn)健性檢驗（PSM+DID）

考慮到“滬港通”標的企業(yè)的選取需要滿足一定的條件（如成長性、盈利能力以及公司規(guī)模等因素），本文的處理組和控制組并非是隨機抽樣，可能影響到結論的可靠性。為了減弱樣本選擇性偏差帶來的影響，我們采用傾向得分匹配（PSM）的方法，為處理組選擇最為接近的對照組。匹配的過程如下。首先，以2014年入選“滬港通”的標的企業(yè)為處理組，其余非標的公司作為對照組，依據成長性、盈利能力、公司規(guī)模、負債率等因素作為匹配標準，通過Logit回歸來得到每個觀測值的傾向性評分；然后，采用一對一最相鄰匹配（無放回）的方法，為處理組選取匹配組，得到匹配后的樣本。表10匯報了基于匹配后的樣本實證回歸結果，Treat×Post的回歸系數仍然顯著為負，表明“滬港通”政策實施可以顯著降低企業(yè)避稅程度。

表10 基于傾向得分匹配后的樣本回歸

5.4 企業(yè)避稅的其他測量方法

本節(jié)中，我們采用其他方法衡量企業(yè)避稅程度。首先，采用企業(yè)的實際稅率（ETR）來測量企業(yè)避稅程度（劉行和葉康濤，2014）［51］。參考現有文獻的計算方法，企業(yè)實際稅率（ETR）等于所得稅費用與企業(yè)稅前利潤的比值。同時，我們剔除了稅前利潤小于0的樣本和實際稅率大于1或者小于0的樣本。ETR值越大，表示企業(yè)避稅程度越低。由于與正文中的樣本篩選和變量計算方法不同，本節(jié)中的樣本量與前文也有一定差異。表11的第（1）列顯示，關鍵變量的回歸系數顯著為正，前文的結論未發(fā)生改變。其次，構造反映企業(yè)避稅可能性的指標（Tax shelter prediction score，記作Shelter），計算過程如式（4）所示。其中，BTD、Leverage、Size、ROA分別代表企業(yè)會計-稅收差異、資產負債率、企業(yè)規(guī)模和資產回報率，詳見表1的變量定義部分。For_income是企業(yè)海外收入占上年總資產的比例，R&D反映了企業(yè)研發(fā)投入與上年總資產的比值。Shelter數值越大，表明企業(yè)避稅的可能性越高。我們將因變量替換為Shelter進行重新回歸，Treat×Post的回歸系數顯著為負，表明“滬港通”開通降低了企業(yè)避稅的可能性，前文的結論仍然得到了支持。

表11 企業(yè)避稅的其他測量方法

6 結論和啟示

本文以近年來我國實施的股票市場互聯互通機制為研究背景，基于2008-2018年A股上市標的企業(yè)和非標的企業(yè)為研究樣本，采用雙重差分法（Difference-in-Differences）檢驗了“滬港通”開通代表的資本市場開放對企業(yè)避稅的影響作用。本文通過聚焦于資本市場重要代表事件對公司行為影響的這一分析視角，從“滬港通”開放入手，并創(chuàng)新性地沿著治理和融資的邏輯分析路徑，闡述其對企業(yè)避稅的作用效果。研究結果發(fā)現，“滬港通”開通可以顯著降低企業(yè)避稅行為，從而提供了外資持股影響企業(yè)避稅決策的證據。進一步分析可知，“滬港通”開通對企業(yè)避稅的降低作用在高代理成本、低治理水平以及高融資約束樣本組中體現得更為明顯，證實了資本市場開放具有治理渠道效應和融資渠道效應。本文的結論在經過變換樣本區(qū)間和范圍、采用PSM+DID方法以及改變變量定義等穩(wěn)健性檢驗后仍然成立，從而證明了本文結論的可靠性。

本文的研究發(fā)現具有重要的理論意義和政策啟示。從理論層面而言，第一，本文以“滬港通”開通為切入點，為資本市場開放帶來的經濟效應提供了微觀層面的證據；第二，以企業(yè)避稅為視角，闡述了資本市場開放發(fā)揮的治理效應和融資效應。相關結論進一步豐富了資本市場開放經濟后果和避稅決策影響因素的研究成果。從實踐層面來看，本文的結論也具有一定的實踐價值和政策啟示。首先，不斷持續(xù)推進我國資本市場的開放程度。以“滬港通”為代表的資本市場開放是制度層面的重大創(chuàng)新，也是不斷引入先進經驗和技術、逐步推進和深化我國金融領域供給側改革的必然要求。本文的研究肯定了資本市場穩(wěn)定發(fā)展的重要意義，闡述了其給企業(yè)帶來的信息層面和治理層面的優(yōu)勢和改進，因此，中國應在滬港通基礎上，進一步加大與其他資本市場的互聯互通，構建開放交流的新格局。其次，充分發(fā)揮資本市場開放帶來的治理效應和信息效應。資本市場“滬港通”政策為不同層次的管理層提供了經驗借鑒，對于政府部門的政策制定者和監(jiān)管層而言，在充分重視股票市場開放帶來的外部治理效應的基礎上，應不斷深入推進企業(yè)治理和結構層面更多地融入其他開放性要素，發(fā)揮各要素各主體之間的聯動效應，從而起到維護市場秩序、優(yōu)化資源配置以及改善公司治理方面的重要作用。最后，各方通力并舉維護資本市場穩(wěn)定和健康發(fā)展。通過對資本市場違規(guī)事件的嚴厲監(jiān)管，改善資本市場環(huán)境，凈化資本市場生態(tài)，從而進一步為提升我國企業(yè)內在價值和核心競爭力創(chuàng)造良好的環(huán)境，實現資本市場的健康可持續(xù)發(fā)展。

最后，本文仍有一定的不足之處。首先，本文是以“滬港通”這一事件作為資本市場開放的一個表征和測度，未來可尋找更合適的事件或變量，以全面和多維度地刻畫資本市場開放與否以及開放程度的高低，將相關概念進一步深化。其次，本文關注了“滬港通”對企業(yè)避稅決策的影響，未來可將研究視角進一步拓寬至企業(yè)其他行為，如融資方式、企業(yè)風險行為以及企業(yè)戰(zhàn)略決策等。