曹瑜強 劉鵬 姜凌

摘 要：本文選取2004—2016年滬深A股上市公司為樣本，采用最小二乘法（OLS），實證檢驗了銀行競爭是否以及如何影響公司避稅;利用樣本分組回歸方法，檢驗了融資約束和銀行監(jiān)督對銀行競爭與公司避稅的影響;分別使用雙重差分模型和工具變量法解決銀行競爭與公司避稅之間存在的內生性問題，并做穩(wěn)健性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，銀行競爭對公司避稅具有顯著的抑制效應，且銀行競爭通過緩解融資約束和加強銀行監(jiān)督抑制公司避稅。進一步研究發(fā)現(xiàn)，銀行競爭對公司避稅的抑制效應在市場化程度較低和規(guī)模較小的公司樣本中更加顯著，穩(wěn)健性檢驗結果進一步驗證了本文的結論。本文的研究結論對于理解中國銀行業(yè)市場化改革如何微觀影響公司行為具有重要意義。

關鍵詞：銀行競爭;公司避稅;融資約束;銀行監(jiān)督

一、問題的提出

金融是現(xiàn)代經濟的核心，銀行作為重要的金融機構之一，已成為整個國民經濟活動的中樞。但在研究銀行競爭的經濟后果方面，現(xiàn)有文獻沒有形成一致的結論。一方面，張璇等[1]依據市場力量假說的研究表明，銀行競爭會有效降低公司融資約束問題;另一方面，少部分研究根據信息假說，認為銀行競爭的加劇會阻礙銀企關系的建立，從而增強公司的融資約束。

公司避稅一直以來都是監(jiān)管部門關注的焦點問題，尤其是近年來，對多家大型跨國公司涉嫌避稅的調查，使得避稅再次成為監(jiān)管部門監(jiān)督防范的重點。例如，美國參議院指責蘋果公司通過眾多的海外聯(lián)營公司和境外業(yè)務，在美國避稅高達125億美元。在此背景下，公司避稅的影響因素成為公司金融領域的重點研究問題。

多數(shù)學者發(fā)現(xiàn)了公司治理、公司性質、政治關聯(lián)和公司社會責任等因素會對公司避稅產生影響。然而，現(xiàn)有文獻鮮有探究銀行競爭與公司避稅之間的關系。從理論上來講，銀行競爭可以通過以下兩個途徑來影響公司避稅：一是銀行競爭可以通過緩解融資約束抑制公司避稅。陳作華和方紅星[2]的研究表明，公司避稅動機之一是為公司節(jié)省現(xiàn)金流，從而緩解融資約束，而張金清和闞細兵[3]認為，銀行競爭能夠緩解公司面臨的融資約束程度。二是銀行競爭可以通過發(fā)揮銀行監(jiān)督作用抑制公司避稅。蔣璐潔[4]研究發(fā)現(xiàn)，隨著銀行競爭的加劇，銀行為拉攏更多的客戶，會不得已降低自己的信貸標準。但是，這也提高了銀行的貸款風險，為了降低風險，不得不增加監(jiān)督成本，銀行會有更強的動力去監(jiān)督公司，以便及時收回發(fā)放的貸款，增強銀行發(fā)揮債務治理效應的動機。

本文在上述文獻基礎上以2004—2016年滬深A股上市公司為樣本，研究銀行競爭是否以及如何影響公司避稅。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，拓寬了銀行競爭的研究視角。目前，國內外關于銀行競爭的研究主要集中在銀行競爭對公司成長、公司創(chuàng)新和融資約束等方面的影響。本文以公司避稅作為切入點，研究銀行競爭對公司行為的影響，豐富了銀行競爭的經濟后果研究。第二，補充了公司避稅的影響因素研究。以往關于公司避稅的影響因素研究往往集中于公司內部特征，本文通過引入外部競爭的影響拓展了此類研究，并提供了外部競爭影響公司避稅的經驗證據。第三，為理解和評估中國利率市場化改革政策效果提供了新視角和新證據。陳勝藍和馬慧[5]與鄭曼妮等[6]從公司商業(yè)信用、公司降杠桿等方面考察貸款利率下限放開對公司行為的影響，本文從公司避稅的視角研究改革的經濟后果，有助于監(jiān)管機構理解和評估利率市場化改革對公司行為的微觀影響。

二、理論分析與研究假設

（一）銀行競爭與公司避稅

在信貸市場中，由于交易雙方的市場力量存在差異，因而會影響雙方的交易行為。當銀行處于壟斷地位，銀行相對于公司具有較高的市場地位，銀行會利用其較高的市場地位為自己獲取高額利益，通過較高的貸款利率和較好的貸款條件來增加利潤并降低自身風險。當銀行的集中度降低后，銀行競爭加劇，銀行的優(yōu)勢市場地位將受到削弱，銀行在激烈的競爭中，為了獲得更多的客戶，不得不降低貸款利率和貸款條件，公司能夠以低的融資成本獲得融資，甚至以前無法獲得融資的項目也審批通過，有效地增加信貸可得性，進而減少了公司因融資難而進行避稅以節(jié)省現(xiàn)金流的動機。然而，銀行競爭使銀行在爭奪客戶的過程中，因對客戶標準條件的放松，獲得了較多低質量的客戶，可能會造成后期回款困難，出現(xiàn)“贏者的詛咒”。為避免陷入“贏者的詛咒”和在維持競爭地位的同時降低風險，銀行會有更強的動力去監(jiān)督公司經營活動，發(fā)揮債務的治理效應，而且隨著競爭加劇，銀行間建立信息化系統(tǒng)收集客戶信息，銀行間和營業(yè)網點之間實現(xiàn)信息共享，為銀行開展監(jiān)督提供了有利條件，據此對公司避稅產生抑制效應?；诖耍P者提出如下假設：

H1：銀行競爭與公司避稅負相關，即銀行競爭對公司避稅具有抑制效應。

（二）銀行競爭、融資約束與公司避稅

當面臨融資約束時，公司有動機通過各種方式減少現(xiàn)金流出，因而尋求替代性融資方式成為融資約束公司管理層面臨的棘手問題。根據Law和Mills[7]的研究，公司避稅作為一種替代性融資方式受到融資約束公司管理層的青睞。隨著外部融資約束加劇，融資約束公司會選擇激進的避稅方式作為傳統(tǒng)融資方式的邊際替代。Edwards等[8]認為，對融資約束公司來講，避稅收益主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一是融資約束公司會通過各種方式減少現(xiàn)金流出，如降低廣告費支出、降低研發(fā)支出和裁員等。但是，這些節(jié)省現(xiàn)金流出的舉措都不利于公司的長期發(fā)展。當公司的稅收政策通過了審計師審核，公司管理層選擇不同的避稅策略以降低公司稅收負擔的行為不太可能會產生長久的負面影響。二是對于推遲支付稅款的避稅，公司避稅數(shù)額相當于政府提供的無息貸款。稅款推遲支付持續(xù)的時間、金額和市場利率決定了避稅收益的大小。一般而言，推遲支付時間越長，金額越大，利率越高，公司避稅收益越大。因此，當公司面臨融資約束時，公司可能會選擇避稅替代成本高昂的外部融資。

近年來，中國不斷推動銀行業(yè)的市場化改革，引入競爭機制是市場化改革的一個重要方面。其直接表現(xiàn)是銀行的數(shù)量大幅度增加。Zhao等[9]與張璇等[1]認為，根據市場力量假說，在銀行的市場環(huán)境中，如果銀行的壟斷水平較高，則銀行相對于公司處于市場優(yōu)勢地位，此時，銀行會有較高的信貸標準和信貸利率。相反，當銀行競爭加劇，銀行的優(yōu)勢地位被削弱，會降低信貸標準和信貸利率，提高公司的信貸可得性，降低融資約束水平。此外，銀行利率市場化改革使金融機構能夠根據自身實際情況和對外部金融環(huán)境的判斷自主調節(jié)利率，銀行能夠在自身承受范圍內更大幅度降低貸款利率，從而緩解公司的融資約束。基于上述分析，筆者提出如下假設：

H2：融資約束在銀行競爭與公司避稅之間發(fā)揮重要作用，即銀行競爭通過緩解融資約束抑制公司避稅。

信息不對稱和由此導致的交易成本高是公司面臨融資約束的主要原因，較高的市場化發(fā)展水平代表該地區(qū)的資本市場較完善、信息環(huán)境較好，從而可以降低交易成本。近年來，中國市場化進程不斷推進，政府更少地干預市場而更多地由市場這只“看不見的手”進行調節(jié)。鄭國堅和魏明海[10]研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的融資約束程度會因其所在地區(qū)的市場化程度而有所差別。相比于不發(fā)達地區(qū)，發(fā)達地區(qū)公司的融資成本較低，融資約束較弱。因此，市場化程度越低的地區(qū)，公司所受融資約束越強，銀行競爭通過緩解融資約束抑制公司避稅的抑制效應也應該越強?；谏鲜龇治觯P者提出如下假設：

H2a：相比于市場化程度高的地區(qū)，銀行競爭通過緩解融資約束而抑制公司避稅的作用在市場化程度低的地區(qū)更加顯著。

Kaplan和Zingales[11]研究表明，相對于大型公司，中小公司由于自身條件限制處在劣勢地位，導致其在市場上難以獲得融資，往往面臨的融資約束程度較高。大型公司本身受到的融資約束相對于中小公司更小，銀行競爭加劇后，公司融資約束的改善在大型公司里表現(xiàn)的不是很突出，相反，Petersen和Rajan[12]認為，由于中小公司本身受到的融資約束較嚴重，銀行競爭加劇后，將極大改善中小公司的融資困境，對公司避稅的抑制效應將更加顯著。此外，銀行競爭的加劇主要表現(xiàn)是中小銀行如雨后春筍般的建立， 肖晶和粟勤[13]的研究表明，中小銀行對中小公司更為青睞?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設：

H2b：相比于大型公司，銀行競爭通過緩解融資約束抑制公司避稅的作用在中小公司更加顯著。

（三）銀行競爭、銀行監(jiān)督與公司避稅

在銀行競爭較激烈的情況下，一方面，根據市場力量假說，銀行會適當降低信貸標準和信貸利率，主要體現(xiàn)為貸款條件的降低;另一方面，根據蔣璐潔[4]與沈紅波等[14]的研究，這一行為無疑會加大銀行的風險，信貸標準的降低會使銀行客戶的整體水平下降，即使是一些財務狀況不達標的公司，銀行也會給予適當?shù)馁J款，增加了銀行回收貸款的風險，此時銀行將有更強的動力監(jiān)督公司。此外，姜付秀等[15]認為，隨著銀行市場結構發(fā)生變化，銀行的數(shù)量增加，銀行競爭加劇，隨之而來的是銀行建立信息化系統(tǒng)收集客戶信息，銀行間和營業(yè)網點間實現(xiàn)信息共享，有利于降低銀企之間的信息不對稱程度。同時，隨著銀行競爭的加劇，競爭給銀行帶來的績效壓力加大，銀行存在需要努力挖掘公司信息以及加強對公司外部監(jiān)督的內在動力。所以銀行競爭通過加強銀行監(jiān)督抑制公司避稅?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設：

H3：銀行監(jiān)督在銀行競爭與公司避稅之間發(fā)揮重要作用，即銀行競爭通過加強銀行監(jiān)督抑制公司避稅。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據來源

首先，從中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會網站手工下載金融許可證信息的原始數(shù)據，然后進行相應的數(shù)據整理并計算銀行競爭指標。其次，選取2004—2016年滬深兩市A股上市公司作為初始研究樣本，并將地市級層面的銀行競爭數(shù)據與公司層面的財務數(shù)據進行合并，其中財務數(shù)據來自國泰安數(shù)據庫（CSMAR）。最后，對數(shù)據進行了如下處理：剔除金融公司;剔除ST公司;剔除主要財務數(shù)據缺失的觀測值。為了消除極端值的影響，本文還將所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。經過上述數(shù)據處理過程，本文最終獲得17 249個公司年度觀測值。數(shù)據均用Stata14.0處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：公司避稅程度（DD_BTD）

根據Desai和Dharmapala [16]的研究，公司稅前會計利潤與應納稅所得額的差額，即會計-稅收差異是傳遞公司避稅活動的有效信號，公司避稅活動越多，會計-稅收差異越大。本文借鑒Desai和Dharmapala [16]的做法，使用扣除應計項目影響之后的會計-稅收差異來度量公司避稅程度，用DD_BTD表示，具體計算如下：

其中，BTD表示會計-稅收差異，BTD =（利潤總額-應納稅所得額）/上期總資產，應納稅所得額=（當期所得稅費用-遞延所得稅費用）/名義所得稅率，BTD越大，表示公司避稅程度越高;TA表示應計項目總額，TA=|（凈利潤-非經常性損益-經營活動現(xiàn)金凈流量）|/上期總資產;μ表示該公司稅負差異不隨時間變化的固有特征部分，ε表示公司稅負差異的變動特征部分;接著計算DD_BTD=μ+ε，DD_BTD為剔除應計項目影響之后的會計-稅收差異。DD_BTD取值越大，表示公司避稅程度越高。

2.解釋變量：銀行競爭（BankCom）

本文借鑒蔡競和董艷[17]的做法，以地市級行政區(qū)http：//www.stats.gov.cn/tjsj/tjbz/tjyqhdmhcxhfdm/為單位，手工收集商業(yè)銀行及政策性銀行分支機構金融許可證信息，統(tǒng)計出各銀行各年度在各城市的分支機構數(shù)量，然后計算出各城市銀行的赫芬達爾—赫希曼（Herfindahl-Hirschman Index，HHI）指數(shù)、前三大銀行分支機構占比（CR3）和前四大銀行分支機構占比（CR4），以此來衡量銀行的競爭水平。HHI指數(shù)取值介于0—1之間，該值越大，表示銀行競爭程度越低。

為了便于理解和表述，本文用1減去HHI指數(shù)值，最后得到銀行競爭度的度量指標BankCom1。BankCom1取值越大，表示銀行的競爭程度越高。CR3和CR4取值越大，銀行競爭程度越低。為了便于理解和表述，同樣用1分別減去該值得到銀行競爭的度量指標BankCom2和BankCom3。BankCom2和BankCom3取值越大，表示銀行的競爭程度越高。

3.控制變量

參照陳德球等[18]，本文在模型中納入如下控制變量：股權集中度（H5）、總資產回報率（ROA）、托賓Q值（TobinQ）、公司規(guī)模（Size）、負債水平（Lev）、公司經營業(yè)績（Ebita）、獨立董事比例（IndRatio）、董事會規(guī)模（BoardSz）、高管持股比例（ExcuhidR）、高管薪酬（Pay）、公司資本（Capint）、無形資產（Intan）、存貨密集度（Invint）、投資收益比率（Irata）、盈余管理程度（DA）。同時，本文還設置了行業(yè)虛擬變量（Industry）和年度虛擬變量（Year）。

為了便于理解和表述，本文分別用1減去HHI指數(shù)值、 CR3和CR4，得到3個銀行競爭指數(shù)：BankCom1、BankCom2和BankCom3。BankCom1、BankCom2和BankCom3取值越大，表示銀行的競爭程度越高。

3.中介變量

融資約束。參照Lamont等[19]的做法，本文利用KZ指數(shù)來度量融資約束。計算方法如下：KZ=-1.0020×CFLOW +0.2830×TobinQ+3.1390×TLTD -39.3680×TDIV-1.3150×CASH，其中，CFLOW 為企業(yè)經營現(xiàn)金凈流量與總資產的比值;TLTD為金融性負債（包括短期借款、應付票據、一年內到期的長期借款、長期借款和應付債券）與總資產的比值;TDIV為現(xiàn)金股利與總資產的比值;CASH為現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物與總資產的比值。KZ指數(shù)的值越大，表示企業(yè)面臨的融資約束越強。

銀行監(jiān)督。參照沈紅波等[14]的做法，利用短期銀行貸款規(guī)模度量銀行監(jiān)督，短期銀行貸款規(guī)模為公司獲得的1年以內的銀行貸款總額與總資產之比。

3.控制變量

參照陳德球等[18]，本文控制如下變量：股權集中度（H5），用公司前五大股東持股比例的平方和表示;總資產回報率（ROA），用凈利潤與總資產之比表示;托賓Q值（TobinQ） ，用（股票總市值+總負債）/（資產總計-無形資產凈額-商譽凈額）表示;公司規(guī)模（Size），用公司總資產的自然對數(shù)表示;負債水平（Lev），用（總負債/總資產）×100%表示;公司經營業(yè)績（Ebita），用（稅息折舊及攤銷前利潤/總資產）×100%表示;獨立董事比例（IndRatio），用（獨立董事人數(shù)/董事會總人數(shù)）×100%表示;董事會規(guī)模（BoardSz），用董事人數(shù)的自然對數(shù)表示;高管持股比例（ExcuhldR），用（高管持股數(shù)/公司總股數(shù)）×100%表示;高管薪酬（Pay），用高管前三名薪酬總額的自然對數(shù)表示;公司資本（Capint），用（固定資產/總資產）×100%表示、無形資產（Intan），用（無形資產/總資產）×100%表示;存貨密集度（Invint） ，用（存貨/總資產）×100%表示;投資收益比率（Irata），用（投資收益/總資產）×100%表示;盈余管理程度（DA） ，用修正的截面Jones模型計算。同時，本文還控制了行業(yè)虛擬變量（Industry）和年度虛擬變量（Year）。

（三）模型設計

為檢驗銀行競爭對公司避稅的影響，參照陳德球等[18]的研究，本文建立如下模型：

其中，DD_BTD表示公司避稅程度，BankCom1、BankCom2和BankCom3表示銀行競爭程度，Control表示控制變量，Year和Industry分別表示年度和行業(yè)虛擬變量。具體定義參見變量定義。根據前文的理論分析，本文預期β1顯著為負，即銀行競爭對公司避稅具有抑制效應。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從表1可以看出，公司避稅程度（DD_BTD）的均值為0.0210，中位數(shù)為0.0107，最大值為0.3310，表明樣本公司存在避稅活動，標準差為0.0733，表明樣本公司避稅程度存在較大差異。BankCom1、BankCom2和BankCom3的均值分別為0.8895、0.5482和0.4488，標準差分別為0.0407、0.1059和0.1160，表明中國城市間銀行競爭程度存在較大的差異。

（二）基準回歸結果：銀行競爭與公司避稅

表2報告了基準回歸結果，其中列（1）、列（2）和列（3）的解釋變量分別為銀行競爭指數(shù)1（BankCom1）、銀行競爭指數(shù)2（BankCom2）和銀行競爭指數(shù)3（BankCom3），被解釋變量均為公司避稅程度（DD_BTD）。表3的回歸結果顯示，BankCom1、BankCom2和BankCom3的回歸系數(shù)分別在1%、5%和5%的水平上顯著為負，表明銀行競爭越激烈，公司避稅程度越低，即銀行競爭對公司避稅具有顯著的抑制效應。H1得到了驗證。

（三）融資約束的影響機制檢驗

參照Lamont等[19]的做法，本文利用KZ指數(shù) KZ=-1.002CFLOW +0.283*TobinQ+3.139*TLTD -39.368*TDIV-1.315*CASH，其中，CFLOW 為企業(yè)經營現(xiàn)金凈流量與總資產的比值;TLTD為金融性負債（包括短期借款、應付票據、一年內到期的長期借款、長期借款和應付債券）與總資產的比值;TDIV為現(xiàn)金股利與總資產的比值;CASH為現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物與總資產的比值。也有以往研究用滯后一期固定資產對現(xiàn)金流量、現(xiàn)金股利、現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物進行標準化。KZ指數(shù)的值越大，表示企業(yè)面臨的融資約束越強。來度量融資約束。

銀行業(yè)競爭是否可以通過緩解融資約束來降低公司避稅？本文對融資約束的影響機制進行檢驗。參照Lamont等[19]做法，本文利用KZ指數(shù)來度量融資約束。計算方法如下：KZ=-1.0020CFLOW+0.2830TobinQ+3.1390TLTD-39.3680TDIV-1.3150CASH，其中，CFLOW 為企業(yè)經營現(xiàn)金凈流量與總資產的比值，TobinQ 為托賓Q的值，TLTD為金融性負債（包括短期借款、應付票據、一年內到期的長期借款、長期借款和應付債券）與總資產的比值，TDIV為現(xiàn)金股利與總資產的比值，CASH為現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物與總資產的比值。KZ指數(shù)的值越大，表示公司面臨的融資約束越強。本文將KZ指數(shù)按中位數(shù)劃分融資約束的程度，將大于樣本中位數(shù)的公司劃分為融資約束較強的組，小于樣本中位數(shù)的公司劃分為融資約束較弱的組。表3報告了分組回歸的結果。結果顯示，在融資約束較強的公司樣本中，BankCom1、BankCom2和BankCom3的回歸系數(shù)分別在5%、10%和10%的水平上顯著為負，而在融資約束較弱的公司樣本中，回歸系數(shù)均不顯著，并且組間系數(shù)差異檢驗的經驗P 值均小于10%，故組間回歸系數(shù)存在顯著的差異。結果表明，銀行競爭對公司避稅的抑制效應主要體現(xiàn)在融資約束較強的公司樣本中，因此，銀行競爭能夠通過緩解公司融資約束抑制公司避稅。H2得到驗證。

為了探究外部市場環(huán)境對銀行競爭通過融資約束抑制公司避稅的影響，本文根據樊綱等發(fā)布的市場化進程指數(shù)，將樣本按照中位數(shù)劃分為市場化程度較高和較低兩組。表4報告了分組回歸的結果。結果顯示，在市場化程度較低的公司樣本中，BankCom1、BankCom2和BankCom3的回歸系數(shù)分別為-0.0223、-0.0098和-0.0094，均在5%的水平上顯著為負，而在市場化程度較高的公司樣本中，回歸系數(shù)均不顯著，并且組間系數(shù)差異檢驗的經驗 P值均小于10%，故組間回歸系數(shù)存在顯著的差異。這表明，銀行競爭對公司避稅的抑制效應主要體現(xiàn)在市場化程度較低的公司樣本中，綜合以上結果可知，當市場化程度較低時，銀行競爭對公司避稅的抑制效應更強。H2a得到驗證。

為探究公司規(guī)模的影響，借鑒張金清和闞細兵[3]的做法，本文以中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司為中小公司，主板上市公司為大型公司。表5報告了分組回歸的結果。結果顯示，在中小公司樣本中，BankCom1、BankCom2和BankCom3的回歸系數(shù)分別為-0.0530、-0.0189和-0.0159，均在1%的水平上顯著為負，而在大型公司樣本中，回歸系數(shù)均不顯著，并且組間系數(shù)差異檢驗的經驗P值均小于5%，故組間回歸系數(shù)存在顯著的差異。這表明，銀行競爭對公司避稅的抑制效應在中小公司中更強。H2b得到驗證。

（四）銀行監(jiān)督的影響機制檢驗

為檢驗前文的理論分析部分指出，銀行競爭是否可以通過加強銀行監(jiān)督進而抑制公司避稅。參照沈紅波等[14]的做法，利用短期銀行貸款規(guī)模度量銀行監(jiān)督，短期銀行貸款規(guī)模為公司獲得的1年以內的銀行貸款總額與總資產的比值。本文對這一影響機制進行檢驗。參照沈紅波等[14]的做法，利用短期銀行貸款規(guī)模度量銀行監(jiān)督，短期銀行貸款規(guī)模為公司獲得的1年以內的銀行貸款總額與總資產之比。本文將短期銀行貸款規(guī)模按中位數(shù)劃分公司受到銀行監(jiān)督程度的強弱，將大于樣本中位數(shù)的公司劃分為受到銀行監(jiān)督程度較強的組，小于樣本中位數(shù)的公司劃分為受到銀行監(jiān)督程度較弱的組。表6報告了分組回歸的結果。結果顯示，在受銀行監(jiān)督較弱的公司樣本中，BankCom1、BankCom2和BankCom3的回歸系數(shù)均在5%水平上顯著為負，而在受銀行監(jiān)督較強的公司樣本中，回歸系數(shù)均不顯著，并且組間系數(shù)差異檢驗的經驗P值均小于10%，故組間回歸系數(shù)存在顯著的差異。表明銀行競爭對公司避稅的抑制效應主要體現(xiàn)在受到銀行監(jiān)督較弱的公司樣本中，因此，銀行競爭通過加強銀行監(jiān)督抑制公司避稅。H3得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）考慮內生性問題

雖然前文已經發(fā)現(xiàn)銀行競爭對公司避稅存在抑制效應，但是仍然可能存在無法觀測的遺漏變量，由此帶來內生性問題。本文分別使用雙重差分模型和工具變量法來緩解內生性問題。

1.雙重差分模型的檢驗

本文利用2013中國貸款利率下限放開形成的準自然實驗，設計雙重差分估計模型。借鑒Obstfeld[20]的做法，選取低風險公司為實驗組，高風險公司為對照組。參照Merton[21]的做法，使用基于或有權益模型來測度公司違約風險（Default Risk，DR）。 雙重差分模型估計結果表明，限于版面，穩(wěn)健性檢驗結果未在正文列出，留存?zhèn)渌?。貸款利率下限放開提高了低風險公司的信貸可獲得性，對公司避稅具有抑制效應。

2.工具變量法的檢驗

本文進一步使用工具變量法來識別銀行競爭與公司避稅之間的因果關系。借鑒蔡競和董艷[15]的做法，使用同一類型城市銀行競爭度均值（不包括自身的城市銀行競爭度）作為工具變量。工具變量法的估計結果仍然表明，銀行競爭對公司避稅具有抑制效應。

因此，在解決了內生性問題后，本文結論依然成立。

（二）敏感性測試

1.更換被解釋變量

本文使用會計-稅收差異（BTD）作為公司避稅的替代變量，該指標的計算，具體含義見前文。估計結果表明（由于受版面限制表略，留存?zhèn)渌鳎╋@示，， BankCom1、BankCom2和BankCom3的回歸系數(shù)分別在5%、10%和10%的水平上顯著為負。說明激烈的銀行競爭對公司避稅行為具有抑制效應。

2.更換解釋變量

在基準回歸中，本文是利用每家銀行在某一城市內分支行數(shù)量構造了銀行競爭指數(shù)BankCom1、BankCom2和BankCom3。為了檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，本文還利用每家銀行在某一省內分支行數(shù)量構造省級銀行競爭指數(shù)1（BankCom1_Prov）、省級銀行競爭指數(shù)2（BankCom2_Prov）和省級銀行競爭指數(shù)3（BankCom3_Prov）?；貧w結果表明，BankCom1_Prov、BankCom2_Prov和BankCom3_Prov的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為負，回歸結果與前文一致。

因此，在更換被解釋變量與解釋變量的度量方法后，本文研究結論依然成立。

六、結論與政策建議

本文利用2004—2016年滬深A股上市公司為樣本，研究銀行競爭是否以及如何影響公司避稅行為。研究發(fā)現(xiàn)：首先，銀行競爭對公司避稅具有顯著的抑制效應。其次，銀行競爭通過緩解融資約束和加強銀行監(jiān)督抑制公司避稅行為。最后，通過進一步研究，本文還發(fā)現(xiàn)銀行競爭通過緩解融資約束對公司避稅的抑制效應在市場化程度較低的公司以及中小公司中更強。

根據本文的研究結論，提出以下政策建議：第一，優(yōu)化貸款審批流程，下放貸款決策權限。銀行應該簡化審批流程，去掉冗余的審批步驟，縮短客戶貸款時間，降低服務成本。第二，完善治理結構，持續(xù)發(fā)揮軟信息優(yōu)勢。隨著改革的逐漸深入，銀行之間競爭變得激烈，只有建立完善的治理制度，才能保證銀行的長遠發(fā)展。第三，進一步推進銀行業(yè)市場化改革，建立和完善金融機構體系。應該繼續(xù)大力發(fā)展中小銀行，推進金融體系建設，逐步形成與實體經濟結構相匹配的最優(yōu)金融結構，提高金融資源配置效率，使金融體系真正為實體經濟的發(fā)展提供服務。

參考文獻：

[1] 張璇，李子健，李春濤.銀行業(yè)競爭、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新——中國工業(yè)企業(yè)的經驗證據[J].金融研究，2019，（10）：98-116.

[2] 陳作華，方紅星.融資約束、內部控制與企業(yè)避稅[J].管理科學，2018，（3）：125-139.

[3] 張金清，闞細兵.銀行競爭能緩解中小企業(yè)融資約束嗎？[J].經濟與管理研究，2018， （4）：42-54.

[4] 蔣璐潔.銀行業(yè)競爭與企業(yè)投資不足——基于融資約束視角的中介效應檢驗[D].杭州：浙江工商大學碩士學位論文，2018.

[5] 陳勝藍，馬慧.貸款可獲得性與公司商業(yè)信用——中國利率市場化改革的準自然實驗證據[J].管理世界，2018，（11）：108-120.

[6] 鄭曼妮，黎文靖，柳建華.利率市場化與過度負債企業(yè)降杠桿：資本結構動態(tài)調整視角[J].世界經濟，2018，（8）：149-170.

[7] Law， K.K.F.， Mills， L.F.Taxes and Financial Constraints： Evidence From Linguistic Cues[J].Journal of Accounting Research，2015，53（4）：777-819.

[8] Edwards，A.，Schwab，C.，Shevlin，T.Financial Constraints and Cash Tax Savings[J].Accounting Review，2016，91（3）：859-881.

[9] Zhao，T.，Casu，B.，F(xiàn)errari，A.Competition and Risk-Taking Incentives in the Lending Market：An Application to Indian Banking[J].Ssm Electronic Journal，2009，87（3）：1399-1407.

[10] 鄭國堅，魏明海.公共治理、公司治理與大股東的內部市場——基于我國上市公司的實證研究[J].中大管理研究，2017，（2）：1-21.

[11] Kaplan， S.N.， Zingales，L.Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of Financing Constraints？[J].Quarterly Journal of Economics， 1997，112（1） ：169-215.

[12] Petersen，M.A.， Rajan，R.G.The Effect of Credit Market Competition on Lending Relationships[J].The Quarterly Journal of Economics， 1995， 110（3）：407-443.

[13] 肖晶，粟勤.破除銀行業(yè)壟斷能夠緩解中小企業(yè)融資約束嗎？[J].南開經濟研究，2016，（5）：19-35.

[14] 沈紅波，曹軍，高新梓.銀行業(yè)競爭、債權人監(jiān)督與盈余穩(wěn)健性[J].財貿經濟，2011，（9）：47-54.

[15] 姜付秀，蔡文婧，蔡欣妮，等.銀行競爭的微觀效應：來自融資約束的經驗證據[J].經濟研究，2019，（6）：72-88.

[16] Desai，M.，Dharmapala，D.Corporate Tax Avoidance and Firm Value[J].Review of Economics and Statistics，2009，91（3）：537-546.

[17] 蔡競，董艷.銀行競爭與企業(yè)創(chuàng)新——來自中國工業(yè)企業(yè)的經驗證據[J].金融研究，2016， （11）：96-111.

[18] 陳德球，陳運森，董志勇.政策不確定性、稅收征管強度與企業(yè)避稅[J].管理世界，2016，（5）：151-163.

[19] Lamont，O.，Polk，C.，Saa-Requejo，J.Financial Constraints and Stock Returns[J].Review of Financial Studies，2001，14（2）：529-554.

[20] Obstfeld，M.Risk-Taking，Global Diversification and Growth[J].American Economic Review，1994，84（5）：1310-1329.

[21] Merton，R.On the Pricing of Corporate Debt：The Risk Structure of Interest Rates[J].The Journal of Finance，1974，29（2）：449-470.