家族企業(yè)高管性質(zhì)對其避稅程度的影響研究

宋霞 蔣燕 程晨

【摘 要】 文章以2009—2017年上市家族企業(yè)為研究樣本，基于委托代理理論，對高管性質(zhì)與我國上市家族企業(yè)避稅程度的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果顯示，高管是否由本家族成員擔(dān)任會顯著影響企業(yè)避稅，由職業(yè)經(jīng)理人擔(dān)任家族企業(yè)高管會加劇企業(yè)避稅程度，而且高管持股比例負(fù)向調(diào)節(jié)高管性質(zhì)對家族企業(yè)避稅程度影響，當(dāng)高管持股比例較低時(shí)，這種關(guān)系更為明顯;進(jìn)一步分樣本檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)上述關(guān)系主要發(fā)生在高管任職方式是內(nèi)部晉升的家族企業(yè)中。文章的研究結(jié)論對家族企業(yè)降低管理層機(jī)會主義和稅務(wù)部門的征管工作有一定的啟示作用。

【關(guān)鍵詞】 家族企業(yè); 高管性質(zhì); 避稅; 稅會差異; 高管持股比例

一、引言

家族企業(yè)作為一類重要的經(jīng)濟(jì)組織形態(tài)，在推動中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中扮演了重要角色，正在迅速的生長和發(fā)展，截至2017年4月，我國共有3 204 家A股上市企業(yè)，家族企業(yè)占其中的35%[1]。隨著經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級，家族企業(yè)如何完善內(nèi)部治理越來越得到學(xué)者們的廣泛關(guān)注，張京心等[2]認(rèn)為家族成員廣泛涉入企業(yè)經(jīng)營管理活動是家族企業(yè)的重要特征，他們追求家族長遠(yuǎn)利益，注重創(chuàng)新，從而利于企業(yè)的長期發(fā)展;而李新春等[3]認(rèn)為隨著企業(yè)規(guī)模的逐漸擴(kuò)大，家族企業(yè)的成長將會受到家族意志的干預(yù)以及血緣等裙帶關(guān)系的干擾，從而阻礙其向現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型，不少創(chuàng)始人及領(lǐng)導(dǎo)者意識到家族制的局限性，于是外聘職業(yè)經(jīng)理人成為部分家族企業(yè)的選擇。

已有文獻(xiàn)研究非家族成員的涉入對家族企業(yè)產(chǎn)生的影響，由于所有權(quán)和控制權(quán)的分離，將管理者與股東之間的代理問題稱為第一類代理問題;將大股東與小股東之間的代理問題稱為第二類代理問題。一方面，Jensen et al.[4]認(rèn)為由于非家族成員往往與家族成員的利益不一致，進(jìn)而加劇第一類代理問題;另一方面，Adolf et al.[5]認(rèn)為職業(yè)經(jīng)理人擁有規(guī)范化管理技術(shù)，“兩權(quán)分離”的治理模式更符合現(xiàn)代企業(yè)治理原則。陳德球等[6]提出職業(yè)化經(jīng)營的家族企業(yè)通過對職業(yè)經(jīng)理人有效監(jiān)督，能夠緩解第二類代理問題，提高公司治理效率。高管性質(zhì)指家族企業(yè)高管是家族成員還是職業(yè)經(jīng)理人，現(xiàn)有研究多從盈余質(zhì)量[7]、股票流動性[8]等方面研究高管性質(zhì)對家族企業(yè)的影響，所以基于委托代理理論，根據(jù)高管性質(zhì)對家族企業(yè)進(jìn)行分類研究仍然有必要。

避稅程度為檢驗(yàn)高管性質(zhì)影響家族企業(yè)公司治理提供了依據(jù)。避稅指企業(yè)為了減輕稅負(fù)，在不違反稅法規(guī)定的前提下進(jìn)行的復(fù)雜而不透明的交易活動。稅制與稅收監(jiān)管中存在的問題，既是現(xiàn)實(shí)問題也是熱點(diǎn)問題。孫剛[9]提出，企業(yè)所得稅對于企業(yè)而言是一項(xiàng)重要支出，相對于非家族企業(yè)，家族企業(yè)的稅收激進(jìn)程度更高。企業(yè)高管是稅收規(guī)避行為的重要影響因素，已有的文獻(xiàn)主要從管理層能力和權(quán)力[10]、高管背景特征[11]以及高管薪酬[12]等個(gè)人特征方面研究高管對避稅的影響因素，卻少有研究高管性質(zhì)對避稅產(chǎn)生的影響。隨著大數(shù)據(jù)的廣泛應(yīng)用，企業(yè)避稅的方法和手段不斷更新，新的稅收問題也暴露出來，因此研究家族企業(yè)高管性質(zhì)對避稅產(chǎn)生的影響十分有意義。

已有文獻(xiàn)從稅收稽查[9]這一外部角度研究家族企業(yè)避稅行為，但相關(guān)文獻(xiàn)較少，本研究基于家族企業(yè)視角，檢驗(yàn)高管性質(zhì)與企業(yè)稅收激進(jìn)程度之間的關(guān)系，豐富了學(xué)者們研究家族企業(yè)避稅行為的影響因素;研究高管性質(zhì)是否顯著影響家族企業(yè)避稅程度和高管持股比例對其的調(diào)節(jié)作用，以及上述關(guān)系是否由于高管任職方式的不同產(chǎn)生顯著差異，為家族企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)提供實(shí)踐啟示，促進(jìn)完善職業(yè)經(jīng)理人引入機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

改革開放后的40多年家族企業(yè)快速發(fā)展，但是對于家族企業(yè)的定義卻多樣化。其中潘必勝[13]主張所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)結(jié)合，認(rèn)為擁有全部或部分所有權(quán)并直接或間接掌握企業(yè)經(jīng)營權(quán)時(shí)，這個(gè)企業(yè)就是家族企業(yè)。本文基于潘必勝對家族企業(yè)的定義，認(rèn)為隨著職業(yè)經(jīng)理人的引入，擁有實(shí)際控制權(quán)的家族企業(yè)的經(jīng)營權(quán)掌握程度也在變化，進(jìn)而影響企業(yè)的內(nèi)部治理。對于企業(yè)而言，企業(yè)所得稅占公司稅前利潤的四分之一，是一項(xiàng)重要的現(xiàn)金支出，企業(yè)流動性不足，稅會之間存在差異，以及稅收征管力度不足等因素，客觀上也促進(jìn)了企業(yè)的避稅行為。高管是影響企業(yè)稅收激進(jìn)程度的重要因素，Dyreng et al.[14]認(rèn)為高管是公司財(cái)務(wù)決策的重要參與者，其個(gè)人特征對公司避稅策略的制定有重要影響。但少有文獻(xiàn)從家族企業(yè)角度分析高管性質(zhì)對避稅產(chǎn)生的影響，此外并未在高管性質(zhì)的基礎(chǔ)上深入探究高管持股比例對避稅產(chǎn)生的影響。綜上，將高管性質(zhì)和高管持股比例這兩個(gè)影響稅收激進(jìn)程度的因素放在同一個(gè)框架進(jìn)行分析，基于家族企業(yè)視角，探究其對企業(yè)避稅的影響。

根據(jù)福布斯發(fā)布的《2015年中國家族企業(yè)調(diào)查報(bào)告》，已有超過40%的家族企業(yè)選擇職業(yè)經(jīng)理人繼任高管的方式進(jìn)行代際交接，非家族成員擔(dān)任家族企業(yè)高管已經(jīng)越來越普遍，但是外部經(jīng)理人市場和公司治理機(jī)制還遠(yuǎn)未完善和成熟，如何約束管理層行為并激勵其提高企業(yè)管理與決策質(zhì)量，已引起學(xué)者廣泛關(guān)注。許靜靜等[7]認(rèn)為，相對于擁有管理權(quán)的職業(yè)經(jīng)理人，擔(dān)任高管的家族成員往往與股東的利益一致，從而降低第一類代理成本。家族企業(yè)中家族成員擔(dān)心如果監(jiān)管部門懲罰判定避稅行為違法，不僅會造成巨大的稅收成本，而且會造成聲譽(yù)損失，使家族成員相對謹(jǐn)慎采取避稅行為[15]。家族成員更關(guān)注企業(yè)的長遠(yuǎn)利益，關(guān)注家族事業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，職業(yè)經(jīng)理人由于與企業(yè)信任程度不深，對企業(yè)的高承諾和持續(xù)奉獻(xiàn)積極性將會降低[2]。根據(jù)以上文獻(xiàn)分析，得出職業(yè)經(jīng)理人作為非家族成員擔(dān)任家族企業(yè)高管，對于企業(yè)而言是外聘員工，可能會基于業(yè)績考核的壓力，難以對企業(yè)產(chǎn)生歸屬感、認(rèn)同感。相對于家族成員，擁有專業(yè)管理能力的職業(yè)經(jīng)理人出于自身利益的考慮，具有行為短期化特征，更容易產(chǎn)生機(jī)會主義和短視行為，利用已有資源進(jìn)行避稅的動機(jī)較大，傾向降低應(yīng)稅收益以達(dá)到避稅目的?；诖颂岢黾僭O(shè)1。

H1：高管性質(zhì)正向影響家族企業(yè)避稅程度，即職業(yè)經(jīng)理人擔(dān)任高管的家族企業(yè)具有更強(qiáng)避稅傾向。

具備規(guī)范化管理能力和信息挖掘能力的職業(yè)經(jīng)理人可以利用專業(yè)知識通過復(fù)雜隱蔽的避稅交易來掩蓋其尋租行為。受裙帶關(guān)系以及內(nèi)部制度的干擾，家族企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展充滿挑戰(zhàn)，于是家族企業(yè)主對管理層采取泛家族化治理，賦予股權(quán)以解決委托代理問題。那么高管性質(zhì)對稅收規(guī)避行為產(chǎn)生的影響是否會因高管持股比例不同而有所差異呢？多篇文獻(xiàn)表明高管持股會顯著影響企業(yè)避稅行為。一方面，呂偉等[16]認(rèn)為在成長性較好的企業(yè)中，管理層的風(fēng)險(xiǎn)承受能力隨著激勵程度的提升而增強(qiáng)，愿意承擔(dān)避稅活動帶來的避稅成本及名譽(yù)損失等風(fēng)險(xiǎn)，增加股權(quán)會顯著提升公司業(yè)績、效率。另一方面，高管持股可以使管理者與所有者的目標(biāo)趨于一致，督促高管關(guān)注公司的長遠(yuǎn)發(fā)展，有效抑制經(jīng)理人道德風(fēng)險(xiǎn)。Desai et al.[17]、陳冬等[18]認(rèn)為，伴隨著職業(yè)經(jīng)理人持股比例的增加，管理層會降低自利動機(jī)下的稅收激進(jìn)程度，股權(quán)激勵能夠抑制企業(yè)復(fù)雜避稅行為。基于此提出競爭性假設(shè)2。

H2a：高管持股比例較高的家族企業(yè)，高管性質(zhì)對避稅行為的促進(jìn)作用更為明顯。

H2b：高管持股比例較低的家族企業(yè)，高管性質(zhì)對避稅行為的促進(jìn)作用更為明顯。

家族企業(yè)中高管的親緣關(guān)系以及權(quán)力等外部特征會影響企業(yè)避稅行為，那么高管以外部空降還是內(nèi)部晉升方式任職是否會影響家族企業(yè)避稅行為對高管性質(zhì)的敏感度？當(dāng)高管以內(nèi)部晉升的方式任職，家族企業(yè)與職業(yè)經(jīng)理人能夠建立長期穩(wěn)定的關(guān)系，深化融入程度，高管需求等心理特征隨著任職時(shí)期的增加而改變，進(jìn)而深度影響企業(yè)財(cái)務(wù)行為和治理水平。許言等[19]發(fā)現(xiàn)高管在任職初期迫于業(yè)績的壓力會隱匿壞消息，隨著任期的增加會為了維護(hù)建立起來的聲譽(yù)減少避稅行為。周美華等[20]認(rèn)為隨著企業(yè)文化作用于高管，高管組織認(rèn)同度與企業(yè)稅務(wù)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)。相對于突然任職，職業(yè)經(jīng)理人通過內(nèi)部晉升為家族企業(yè)高管，任職期限更長，組織認(rèn)同度更高，信任程度和融合程度更高。因此，家族企業(yè)避稅行為因高管任職方式的不同有所差異，根據(jù)上述邏輯，一方面，當(dāng)高管持股比例正向調(diào)節(jié)高管性質(zhì)對家族企業(yè)避稅程度的影響，高管持股比例在高管從內(nèi)部晉升的家族企業(yè)中的正向調(diào)節(jié)作用較小，而在高管從外部空降的家族企業(yè)中較為明顯;另一方面，當(dāng)高管持股比例負(fù)向調(diào)節(jié)高管性質(zhì)對家族企業(yè)避稅程度的影響，高管持股比例的負(fù)向調(diào)節(jié)作用在高管從內(nèi)部晉升的家族企業(yè)中更為明顯，而高管從外部空降任職時(shí)則敏感度較低。綜合以上正反兩方面的理論分析，由此提出競爭性假設(shè)3。

H3a：高管持股比例的正向調(diào)節(jié)作用在高管從內(nèi)部晉升的家族企業(yè)中更為明顯。

H3b：高管持股比例的負(fù)向調(diào)節(jié)作用在高管從內(nèi)部晉升的家族企業(yè)中更為明顯。

三、樣本選取與研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究以2009—2017年間所有在上交所和深交所上市的家族企業(yè)為初始樣本，以實(shí)際控制人為自然人或家族的上市公司為家族企業(yè)。（1）剔除金融保險(xiǎn)行業(yè);（2）剔除市值受負(fù)面影響比較大的ST和PT公司;（3）剔除稅前利潤小于等于0的樣本;（4）剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終獲得7 119個(gè)觀測樣本，將模型中主要連續(xù)變量采取了上下1%和99%水平的縮尾處理，文中的名義所得稅率來自萬德數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理及回歸分析使用Stata15.0統(tǒng)計(jì)軟件來對模型進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量。閱讀已有文獻(xiàn)，衡量避稅程度有多種公式，文中主要采用其中兩種計(jì)算方法。借鑒Manzon et al.[21]通過會計(jì)與稅收差異衡量避稅程度，當(dāng)稅會差異越大，企業(yè)避稅程度越高。稅會差異（BTD）=（稅前會計(jì)利潤-應(yīng)納稅所得額）/期末總資產(chǎn)，應(yīng)納稅所得額=當(dāng)期所得稅費(fèi)用/名義所得稅稅率，當(dāng)期所得稅費(fèi)用=所得稅費(fèi)用+遞延所得稅資產(chǎn)增加額-遞延所得稅負(fù)債增加額?？鄢龖?yīng)計(jì)利潤影響之后的稅會差異（DDBTD），通過模型1計(jì)算得到：

TACC=總應(yīng)計(jì)利潤/總資產(chǎn)，總應(yīng)計(jì)利潤=凈利潤-經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流;μi表示公司稅負(fù)不隨時(shí)間差異變化的固有特征部分，εi，t表示公司稅負(fù)差異的變動特征部分。DDBTD=μi+εi，t，表示BTD中不能被應(yīng)計(jì)利潤解釋的那一部分。

2.主要解釋變量。參考已有文獻(xiàn)，高管指上市企業(yè)中負(fù)責(zé)日常經(jīng)營活動的最高級管理人員，也可稱為行政總裁、總經(jīng)理或最高執(zhí)行官，不包括董事長，除非其兼任董事長[22]。Outceo表示高管是否是家族成員，當(dāng)Outceo=0，則高管是家族成員，若Outceo=1，則高管是職業(yè)經(jīng)理人。Hold表示高管持股比例。

3.控制變量。借鑒閆煥民等[23]的研究，將如下變量作為控制變量。資產(chǎn)報(bào)酬率（Roa），反映企業(yè)的業(yè)績水平;公司規(guī)模（Size），企業(yè)的避稅程度與企業(yè)規(guī)模相關(guān);銷售收入增長率（Growth），反映了公司成長性;存貨密集度（Invent）;固定資產(chǎn)密集度（Ppe）;無形資產(chǎn)密集度（Intang）;現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物（Cash）;高管是否兩職合一（Duality）。模型中加入行業(yè)和年份虛擬變量來控制行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)。

相關(guān)變量定義如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)上述提出的假設(shè)，構(gòu)建如下實(shí)證模型：

在模型2的基礎(chǔ)上引入高管持股比例這個(gè)調(diào)節(jié)變量來構(gòu)建模型，加入水平項(xiàng)（Hold）和交乘項(xiàng)（Outceo×Hold）以檢驗(yàn)高管持股比例對家族企業(yè)稅收規(guī)避程度的影響。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與單變量分析

表2列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，稅會差異BTD均值為-0.016（中位數(shù)為-0.018），表明樣本中多數(shù)企業(yè)的稅前利潤低于應(yīng)稅收益;稅會差異的殘差值DDBTD的均值為0，因?yàn)镈DBTD源自殘差值，這與陳德球等[24]表述一致。Outceo均值為0.530，說明有53%的家族企業(yè)高管由非家族成員擔(dān)任，職業(yè)經(jīng)理人的引入已經(jīng)比較普遍。Hold的均值為0.077，說明家族企業(yè)中高管持股比例普遍較低，除非高管是實(shí)際控制人，其持股比例高達(dá)80%。其他控制變量與已有研究基本一致，此處不再逐一闡述。為了檢驗(yàn)選擇避稅程度指標(biāo)的合理性以及高管性質(zhì)與家族企業(yè)避稅的關(guān)系，對主要變量進(jìn)行了相關(guān)分析，被解釋變量BTD與DDBTD的相關(guān)系數(shù)為0.727，說明二者對避稅傾向的衡量具有一致性。BTD、DDBTD和Outceo的相關(guān)系數(shù)分別為0.045和0.061，且均在1%的置信水平顯著正相關(guān)，表明職業(yè)經(jīng)理人會促進(jìn)家族企業(yè)避稅行為。根據(jù)模型2和模型3進(jìn)行方差膨脹因子分析，模型中解釋變量和控制變量的Vif值均介于1.05和2.07之間，遠(yuǎn)小于10，因此模型中解釋變量和控制變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)高管性質(zhì)對企業(yè)避稅的影響，借鑒陳作華等[25]，將樣本按照企業(yè)是否由家族成員擔(dān)任高管分為兩組進(jìn)行均值差異T檢驗(yàn)，單變量分析結(jié)果如表3所示，高管是職業(yè)經(jīng)理人時(shí)BTD與DDBTD的均值分別為-0.014和0.004，高管是家族成員時(shí)BTD與DDBTD的均值分別為-0.019和-0.004，BTD與DDBTD的均值差異分別為-0.005和-0.008，均在1%的水平上顯著。相對于家族成員，職業(yè)經(jīng)理人擔(dān)任高管的平均持股比例更低，只有1%，兩職合一的治理方式更少。上述特征與現(xiàn)實(shí)情況基本一致。

（二）回歸結(jié)果分析

表4列示了模型2和模型3的回歸結(jié)果。根據(jù)模型2，由（1）列和（2）列可知無論是BTD還是DDBTD作為因變量，自變量Outceo的估計(jì)系數(shù)分別為0.004和0.006，且分別通過了5%和1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明職業(yè)經(jīng)理人擔(dān)任家族企業(yè)高管會增加稅收激進(jìn)程度，一方面家族企業(yè)較高的持股比例和更長的持有期限，從而重視并享有更高的節(jié)稅收益，有著更為明顯的避稅傾向[9];另一方面擁有卓越管理能力的職業(yè)經(jīng)理人在對家族企業(yè)缺乏信任感和歸屬感的情況下產(chǎn)生機(jī)會主義和短視行為，從而采取避稅行為，驗(yàn)證了H1。另外表中控制變量的回歸結(jié)果也較為合理，Size和Growth的回歸系數(shù)為正，說明隨著家族企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，成長性的提高，更傾向采取避稅行為。Invent的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，因?yàn)槠髽I(yè)避稅的彈性隨著存貨的增加而減小;Intang的回歸系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正，隨著企業(yè)無形資產(chǎn)的增加，研發(fā)費(fèi)用也會增加，部分將起到抵稅的作用，從而使得無形資產(chǎn)與企業(yè)避稅程度正相關(guān)，與陳作華等[25]的結(jié)論一致。

根據(jù)模型3，（3）列和（4）列報(bào)告了高管持股比例對高管性質(zhì)與家族企業(yè)避稅關(guān)系的影響。Outceo的系數(shù)仍然顯著為正。交互項(xiàng)Outceo×Hold的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，且通過了5%或1%置信水平的顯著性檢驗(yàn)，說明高管持股比例負(fù)向調(diào)節(jié)H1所述關(guān)系，與高管低持股比例相比，高管高持股比例會削弱外聘職業(yè)經(jīng)理人對家族企業(yè)避稅行為的促進(jìn)作用，驗(yàn)證了H2b。該結(jié)果與現(xiàn)有大多數(shù)研究結(jié)果相反，一方面選取的樣本數(shù)據(jù)較新，家族企業(yè)內(nèi)部公司治理結(jié)構(gòu)不斷完善，財(cái)務(wù)核算以及監(jiān)管體制不斷健全;另一方面，企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告成本上升，國家進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)財(cái)務(wù)信息質(zhì)量以及企業(yè)社會責(zé)任。也進(jìn)一步驗(yàn)證了非家族成員擔(dān)任家族企業(yè)高管促進(jìn)稅收規(guī)避行為。

表5報(bào)告了高管持股比例對高管性質(zhì)與家族企業(yè)避稅的負(fù)向調(diào)節(jié)作用在高管任職方式分樣本檢驗(yàn)的結(jié)果。當(dāng)高管從內(nèi)部晉升時(shí)Patter=1，當(dāng)高管從外部空降時(shí)Patter=0。根據(jù)模型3進(jìn)行回歸，從分類樣本來看，由（1）列和（2）列可知，當(dāng)Pattern=1時(shí)，交互項(xiàng)（Hold×Outceo）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)。從（3）列和（4）列可以看出，當(dāng)Patter=0時(shí)，交互項(xiàng)（Hold×Outceo）的回歸系數(shù)不顯著。盡管樣本中沒有包含所有的家族企業(yè)，上市家族企業(yè)具有一定的抽樣代表性，但是從表5中進(jìn)一步得出：相對于高管從外部空降的家族企業(yè)，高管持股比例負(fù)向調(diào)節(jié)高管性質(zhì)對避稅的影響，在高管從內(nèi)部晉升的家族企業(yè)中更為明顯，驗(yàn)證了H3b。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.剔除凈利潤與所得稅費(fèi)用小于0的觀察值。借鑒吳聯(lián)生[26]，考慮到公司應(yīng)納稅所得額小于或等于0時(shí)，所得稅費(fèi)用或許并不能真實(shí)反映其避稅行為，保留凈利潤和所得稅費(fèi)用大于0的觀察值，重新進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)因變量為DDBTD時(shí)，Outceo的估計(jì)系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，家族企業(yè)引入職業(yè)經(jīng)理人，稅收激進(jìn)程度增加，交互項(xiàng)（Hold×Outceo）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，驗(yàn)證了H1、H2b。用BTD衡量避稅程度時(shí)結(jié)果不顯著，可能是由于剔除了部分觀測值從而影響回歸結(jié)果。從表6可以看出結(jié)論與前文一致。

2.替換被解釋變量。借鑒陳德球等[24]，用名義稅率和實(shí)際稅率之差來表示稅收激進(jìn)程度，實(shí)際稅率越低，二者差額越大，企業(yè)稅收激進(jìn)程度越大。實(shí)際稅率（ETR）=當(dāng)期所得稅費(fèi)用/稅前會計(jì)利潤，Rate=名義稅率-實(shí)際稅率，并剔除ETR<0和ETR>1的值，重新對模型2、模型3進(jìn)行回歸以檢驗(yàn)H1、H2b?；貧w結(jié)果顯示Outceo與Rate正相關(guān)但不顯著，而交互項(xiàng)（Hold×Outceo）與Rate負(fù)相關(guān)也不顯著，可能是因?yàn)槲覈毡榇嬖诙愂諆?yōu)惠，企業(yè)間的名義所得稅率有一定的差別[26]，與我國特殊的國情有關(guān)?？傊?，上述檢驗(yàn)均未對前文結(jié)果造成實(shí)質(zhì)性影響。

五、結(jié)論和啟示

本研究基于委托代理理論，從家族企業(yè)視角實(shí)證表明了高管性質(zhì)顯著影響家族企業(yè)避稅程度，外聘職業(yè)經(jīng)理人會加劇企業(yè)避稅程度，并進(jìn)一步分析了高管持股比例負(fù)向調(diào)節(jié)高管性質(zhì)與家族企業(yè)避稅程度，最后分樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)上述關(guān)系主要發(fā)生在高管從內(nèi)部晉升的家族企業(yè)中。本研究豐富了避稅影響因素，為進(jìn)一步研究高管性質(zhì)對避稅的影響提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

由于家族成員自身素質(zhì)限制，治理結(jié)構(gòu)家族化等問題的存在，家族企業(yè)應(yīng)重視人才引進(jìn)，堅(jiān)持依靠才能，依靠品德的用人原則，對于引入職業(yè)經(jīng)理人導(dǎo)致的第一類代理問題，家族企業(yè)在改進(jìn)和完善職業(yè)經(jīng)理人引入機(jī)制的同時(shí)，應(yīng)加強(qiáng)激勵和約束機(jī)制。避稅行為會帶來較高稅收懲罰風(fēng)險(xiǎn)并增加代理成本，進(jìn)而損害公司的利益和價(jià)值，為有效管控兩職合一造成的管理者機(jī)會主義自利行為，董事長與總經(jīng)理應(yīng)兩職分離，實(shí)現(xiàn)權(quán)力制衡，互相監(jiān)督。企業(yè)應(yīng)建立完善的高管激勵與約束機(jī)制，當(dāng)家族企業(yè)高管從內(nèi)部晉升，經(jīng)過企業(yè)家的行為和精神的感染，二者能夠建立深厚的信任體系，進(jìn)而更好地合作，使高管在實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值的同時(shí)促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。監(jiān)管部門應(yīng)加強(qiáng)管控家族企業(yè)避稅行為，充分重視管理層稅收激進(jìn)的短視行為和機(jī)會主義行為，完善職業(yè)經(jīng)理人市場及其引入機(jī)制，對于我國處于轉(zhuǎn)型時(shí)期的競爭市場意義深遠(yuǎn)。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 陳家田，黃惠.家族企業(yè)高管來源對高管薪酬的影響研究[J].攀枝花學(xué)院學(xué)報(bào)，2018，35（4）：42-48.

[2] 張京心，廖子華，譚勁松.民營企業(yè)創(chuàng)始人的離任權(quán)力交接與企業(yè)成長——基于美的集團(tuán)的案例研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（10）：174-192.

[3] 李新春，馬駿，何軒，等.家族治理的現(xiàn)代轉(zhuǎn)型：家族涉入與治理制度的共生演進(jìn)[J].南開管理評論，2018，21（2）：160-171.

[4] JENSEN M C，et al.Theory of the firm：managerial behavior，agency costs and ownership structure[J].Journal of Financial Economics，1976（3）：305-360.

[5] ADOLF A B，et al.The modern corporation and private property[M].New York：Transaction Publishers，Macmillan，1932，

[6] 陳德球，楊佳欣，董志勇.家族控制、職業(yè)化經(jīng)營與公司治理效率——來自高管變更的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].南開管理評論，2013，16（4）：55-67.

[7] 許靜靜，呂長江.家族企業(yè)高管性質(zhì)與盈余質(zhì)量——來自中國上市公司的證據(jù)[J].管理世界，2011（1）：112-120.

[8] 齊岳，李曉琳.家族企業(yè)高管性質(zhì)與股票流動性關(guān)系研究——基于代理成本雙重效應(yīng)的分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2019（1）：55-69.

[9] 孫剛.家族企業(yè)、稅收稽查治理與企業(yè)避稅行為[J].稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2012（3）：67-75.

[10] 代彬，彭程，劉星.管理層能力、權(quán)力與企業(yè)避稅行為[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2016（4）：43-57.

[11] 盧馨，李慧敏，陳爍輝.高管背景特征與財(cái)務(wù)舞弊行為的研究——基于中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2015，30（6）：58-68.

[12] 羅宏，曾永良.高管薪酬攀比與企業(yè)避稅[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2018（2）：3-13.

[13] 潘必勝.鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中的家族經(jīng)營問題——兼論家族企業(yè)在中國的歷史命運(yùn)[J].中國農(nóng)村觀察，1998（1）：14-20.

[14] DYRENG S D，et al.Long-run corporate tax avoidance[J].The Accou-

nting Review，2008，83（1）：61-82.

[15] 顏淑姬.家族企業(yè)公司治理、稅收規(guī)避與企業(yè)價(jià)值——基于代理理論框架的分析[J].財(cái)政監(jiān)督，2015（8）：54-61.

[16] 呂偉，李明輝.高管激勵、監(jiān)管風(fēng)險(xiǎn)與公司稅負(fù)——基于制造業(yè)上市公司的實(shí)證研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012，34（5）：71-78.

[17] DESAI M A，et al.Earnings management and corporate tax shelters[D].Harvard University Working Paper，2004.

[18] 陳冬，唐建新.機(jī)構(gòu)投資者持股、避稅尋租與企業(yè)價(jià)值[J].經(jīng)濟(jì)評論，2013（6）：133-143.

[19] 許言，鄧玉婷，陳欽源，等.高管任期與公司壞消息的隱藏[J].金融研究，2017（12）：174-190.

[20] 周美華，林斌，羅勁博，等.高管組織認(rèn)同能抑制盈余管理嗎——來自中國上市公司調(diào)查問卷的證據(jù)[J].南開管理評論，2018，21（4）：93-108.

[21] MANZON G B，PLESKO G A.The relation between financial and tax reporting measures of income[J].Tax Law Review，2002，55（2）：175-214..

[22] 魏春燕，陳磊.家族企業(yè)高管更換過程中的利他主義行為——基于資產(chǎn)減值的研究[J].管理世界，2015（3）：137-150.

[23] 閆煥民，廖佳.高管-CFO校友關(guān)系與公司避稅行為——基于稅收征管強(qiáng)度視角的研究[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2018，38（9）：77-91.

[24] 陳德球，陳運(yùn)森，董志勇.政策不確定性、稅收征管強(qiáng)度與企業(yè)稅收規(guī)避[J].管理世界，2016（5）：151-163.

[25] 陳作華，方紅星.融資約束、內(nèi)部控制與企業(yè)避稅[J].管理科學(xué)，2018，31（3）：125-139.

[26] 吳聯(lián)生.國有股權(quán)、稅收優(yōu)惠與公司稅負(fù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，44（10）：109-120.