董事長(zhǎng)鄉(xiāng)土情懷與企業(yè)避稅治理

◆賀家瓊 ◆楊明高

內(nèi)容提要：文章以2007—2018年民營(yíng)上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)董事長(zhǎng)的鄉(xiāng)土情懷對(duì)企業(yè)避稅行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：董事長(zhǎng)鄉(xiāng)土情懷對(duì)企業(yè)避稅行為存在顯著的抑制作用，這一結(jié)論在重新定義家鄉(xiāng)認(rèn)同、優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)及替換避稅指標(biāo)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。在進(jìn)一步分析中發(fā)現(xiàn)在財(cái)政壓力小、融資約束低的內(nèi)外部環(huán)境下，董事長(zhǎng)鄉(xiāng)土情懷對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)將更為顯著。文章研究對(duì)于政府發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)、優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境存在實(shí)踐上的指導(dǎo)價(jià)值。

一、引言

地方依戀理論認(rèn)為，人們會(huì)積極主動(dòng)地為有深厚感情的地方做出貢獻(xiàn)，并強(qiáng)烈關(guān)心當(dāng)?shù)厝嗣竦母ｌ恚‵ullilove,1996）。同時(shí)，家鄉(xiāng)也是大多數(shù)人想保持良好聲譽(yù)的神圣地方（Mesch,1996）。因此，在家鄉(xiāng)認(rèn)同的激勵(lì)作用和家鄉(xiāng)紐帶的隱性壓力下，本地成長(zhǎng)起來(lái)的企業(yè)家采取機(jī)會(huì)主義避稅行為需要克服更高的情感和聲譽(yù)障礙。目前學(xué)界關(guān)于鄉(xiāng)土情懷和家鄉(xiāng)認(rèn)同的研究主要集中于投資（李書娟，2016；曹春方等，2018）與環(huán)境保護(hù)（胡珺等，2017；雷平等，2018），少有學(xué)者將家鄉(xiāng)認(rèn)同與企業(yè)避稅行為聯(lián)系起來(lái)，而這也為本文提供了重要的研究契機(jī)。

在我國(guó)的民營(yíng)企業(yè)中，董事長(zhǎng)更像是“經(jīng)營(yíng)所有者”，既擁有公司股權(quán)又對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)享有最終決策權(quán)（戴亦一等，2017）?；谶@一特殊情況，本文以2007—2018年滬深A(yù)股上市民營(yíng)企業(yè)的董事長(zhǎng)為研究對(duì)象，對(duì)董事長(zhǎng)地方認(rèn)同與企業(yè)避稅行為的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)董事長(zhǎng)的家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅行為存在顯著的抑制作用，具體表現(xiàn)為：在財(cái)政壓力更小的地區(qū)，董事長(zhǎng)地方認(rèn)同對(duì)稅收規(guī)避的抑制作用更為顯著，抑制強(qiáng)度更大；在融資約束較小的企業(yè)中，董事長(zhǎng)的地方認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅傾向的抑制作用更強(qiáng)。

本文的研究可能提供如下的增量貢獻(xiàn)：一方面，以往的研究更側(cè)重于用薪酬激勵(lì)等契約因素抑制高管的違規(guī)與不當(dāng)行為（Edmans et al.,2017），而本文則是檢驗(yàn)了家鄉(xiāng)認(rèn)同這一非契約因素的影響，并將其與企業(yè)避稅這一機(jī)會(huì)主義行為相聯(lián)系。另一方面，以往關(guān)于高管的研究往往集中于總經(jīng)理（CEO），少有學(xué)者討論董事長(zhǎng)的影響，而本文將董事長(zhǎng)作為研究對(duì)象，將更符合我國(guó)民營(yíng)企業(yè)的制度背景。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

中國(guó)社會(huì)是一個(gè)“人情”社會(huì)，即便在亞當(dāng)·斯密“理性經(jīng)濟(jì)人”備受推崇的當(dāng)下，“人情”仍在企業(yè)決策中占據(jù)重要地位。鄉(xiāng)土認(rèn)同是指對(duì)某個(gè)地方具有特別的情懷與關(guān)注，一般而言是指對(duì)自己有過(guò)深刻記憶的地點(diǎn)，其中最為突出的便是自己的家鄉(xiāng)。鄉(xiāng)土情懷或者鄉(xiāng)土認(rèn)同作為一種情感，既包括個(gè)人對(duì)家鄉(xiāng)的層面，同時(shí)也包括家鄉(xiāng)對(duì)個(gè)人的層面。個(gè)人對(duì)家鄉(xiāng)的認(rèn)同即個(gè)人對(duì)家鄉(xiāng)的依戀與信任，這種情感可以產(chǎn)生一種正向的激勵(lì)作用，促使個(gè)人盡可能地為家鄉(xiāng)做出有益貢獻(xiàn)。而家鄉(xiāng)對(duì)個(gè)人的認(rèn)同則代表家鄉(xiāng)和鄉(xiāng)親對(duì)個(gè)人的認(rèn)可，這可能作為一種隱形壓力影響并約束著個(gè)人的行為。

個(gè)人對(duì)家鄉(xiāng)的認(rèn)同與依戀使得多數(shù)人更愿意留在自己的家鄉(xiāng)工作。Yonker（2017）發(fā)現(xiàn)，公司聘用本地高管的概率是預(yù)期的五倍，這支持了人們傾向于“留在本地”的強(qiáng)烈偏好。此外，具有家鄉(xiāng)認(rèn)同與鄉(xiāng)土情懷的高管會(huì)更關(guān)注公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，較少出現(xiàn)短視和機(jī)會(huì)主義行為，對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理的貢獻(xiàn)也更大（Stein，1989）。同時(shí)，相較于非本地董事長(zhǎng)，本地的董事長(zhǎng)往往與當(dāng)?shù)卣兄鼮榫o密的聯(lián)系，從而更愿意主動(dòng)配合地方政府工作，積極履行納稅義務(wù)。董事長(zhǎng)與當(dāng)?shù)厝说纳鐣?huì)紐帶以及隨之而來(lái)的聲譽(yù)問(wèn)題和隱性社會(huì)壓力，也有助于抑制公司的違規(guī)與機(jī)會(huì)主義行為（Liu et al.,2020）。因此，出于對(duì)更緊密的社會(huì)紐帶和更高的社會(huì)資本考量，本地出身的董事長(zhǎng)會(huì)更關(guān)注長(zhǎng)期聲譽(yù)，因而做出機(jī)會(huì)主義行為的動(dòng)機(jī)會(huì)降低。激進(jìn)避稅不僅會(huì)造成企業(yè)與當(dāng)?shù)卣拿?，更可能?duì)企業(yè)高管的聲譽(yù)造成不利影響。因此，從激勵(lì)與隱形壓力兩方面考慮，本地董事長(zhǎng)避稅的成本更大，做出這一機(jī)會(huì)主義行為的可能性更小。據(jù)此提出本文核心假設(shè)：相較于非本地董事長(zhǎng)而言，本地董事長(zhǎng)所在企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)會(huì)更低。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2007—2018年滬深A(yù)股上市民營(yíng)企業(yè)為初始樣本，刪除了金融業(yè)、稅前利潤(rùn)為負(fù)、應(yīng)納所得稅額為負(fù)以及實(shí)際控制人非自然人或家族的樣本，同時(shí)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本，最終獲得4109個(gè)樣本觀測(cè)值。此外，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下各1%的縮尾處理，以降低極端值對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。

相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源情況如下：（1）董事長(zhǎng)出生地信息來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，缺失的部分從招股說(shuō)明書披露的高管身份證號(hào)進(jìn)行手工收集而得；（2）財(cái)政壓力的數(shù)據(jù)從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局獲得；（3）其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

（三）實(shí)證模型與變量說(shuō)明

為檢驗(yàn)本文提出的假說(shuō)構(gòu)建以下模型：

其中，Rateit為公司i在第t年度的避稅程度，Localit表示董事長(zhǎng)出生地與公司注冊(cè)地是否一致，Controlsit為控制變量，λt和θj分別表示年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng),εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。各變量的界定詳情如下：

1.避稅程度

避稅衡量指標(biāo)一般分為兩種，一種主要通過(guò)計(jì)算實(shí)際稅率與名義稅率的差異得出避稅程度，另一種則通過(guò)計(jì)算賬面稅收與實(shí)際稅收的差異來(lái)進(jìn)行衡量。在我國(guó)，由于上市公司所處行業(yè)與經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)的不同，享受的稅收優(yōu)惠也有較大差別，如果直接使用當(dāng)期實(shí)際稅率將難以比較公司之間的避稅程度。因此，本文參照劉行等（2017）的做法，以公司的適用稅率減去實(shí)際稅率的差值作為避稅程度的衡量指標(biāo)，命名為Rate1①實(shí)際稅率=所得稅費(fèi)用/稅前利潤(rùn)總額 Rate1=適用所得稅稅率-實(shí)際稅率?？紤]到Rate1無(wú)法刻畫稅費(fèi)返還等跨期問(wèn)題的影響，本文采用名義稅率與實(shí)際稅率的差額并對(duì)其取t-4年至t年的平均值，作為企業(yè)避稅程度的第二個(gè)衡量指標(biāo)，命名為Rate2。同時(shí)，本文還用實(shí)際稅率與名義稅率的比值，并對(duì)其取五年的平均數(shù)來(lái)衡量避稅程度。為了與前兩個(gè)指標(biāo)結(jié)果方向一致，本文將其倒數(shù)化，命名為Rate3。Rate3越大，則避稅程度越高。為了結(jié)果穩(wěn)健，我們同時(shí)對(duì)Rate1、Rate2和Rate3進(jìn)行回歸。本文進(jìn)一步用到會(huì)計(jì)—稅收差異法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同

本文的研究對(duì)象選擇董事長(zhǎng)而非CEO，主要是因?yàn)槎麻L(zhǎng)與實(shí)際控制人在我國(guó)的民營(yíng)企業(yè)中有著高度重合的特征，企業(yè)重大決策的決定權(quán)往往掌握在董事長(zhǎng)手中，因此董事長(zhǎng)對(duì)企業(yè)的稅收規(guī)避行為起到關(guān)鍵作用。本文選擇董事長(zhǎng)的出生地作為其家鄉(xiāng)所在地，數(shù)據(jù)庫(kù)中出生地信息缺失的董事長(zhǎng)，通過(guò)上市招股說(shuō)明書或招股意向書披露的身份證號(hào)碼手工收集獲得。我們選擇在省一級(jí)定義當(dāng)?shù)囟麻L(zhǎng)，用虛擬變量Localit表示董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同，當(dāng)出生地與企業(yè)注冊(cè)地一致時(shí)，Localit取值為1，否則為0。

3.控制變量

本文參照劉行和葉康濤（2013）以及代彬等（2016）的做法，控制了公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力、現(xiàn)金持有、無(wú)形資產(chǎn)比率、存貨比率、監(jiān)事會(huì)規(guī)模、獨(dú)董比例、捐贈(zèng)金額以及政治關(guān)聯(lián)等變量對(duì)企業(yè)避稅行為的可能影響。此外，我們還控制了年度和行業(yè)的影響。

4.分組變量

在進(jìn)一步研究中，本文主要考慮企業(yè)的內(nèi)外部環(huán)境對(duì)董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同與企業(yè)避稅的影響。企業(yè)的內(nèi)外部環(huán)境包括企業(yè)融資約束與企業(yè)所在地區(qū)的政府財(cái)政壓力。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1為本文各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。首先，關(guān)于被解釋變量：Rate1為公司名義稅率與實(shí)際稅率的差額，均值為2.255%，標(biāo)準(zhǔn)差為9.394。Rate2為名義稅率與實(shí)際稅率的差額，并對(duì)其取5年的平均值，均值為3.299%，標(biāo)準(zhǔn)差為6.049。Rate3為實(shí)際稅率與法定稅率之比在五年內(nèi)的平均值取倒數(shù)，其均值為1.273，意味著樣本企業(yè)平均實(shí)際稅率與名義稅率之比為78.55%。其次，關(guān)于解釋變量，董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同的均值為0.714，表明在我國(guó)的民營(yíng)上市公司中，有71.4%的董事長(zhǎng)是由本地人擔(dān)任。最后，在分組指標(biāo)方面：財(cái)政壓力的平均值為7.266，融資約束的平均值為0.185，董事長(zhǎng)平均有94.1%為男性，平均年齡為53歲，平均教育程度為本科，實(shí)際控制人的平均占比為0.867，表明我國(guó)民營(yíng)企業(yè)董事長(zhǎng)有86.7%由企業(yè)的實(shí)際控制人擔(dān)任。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

Fiscal 4109 1.514 0.871 1.075 0.358 4.868 Financial 4109 0.185 1.666 0.382 -9.097 6.833 Gender 4109 0.941 0.235 1 0 1 Age 4109 3.980 0.150 3.970 3.332 4.382 Education 4109 3.244 0.931 3 1 5 Controller 4109 0.867 0.340 1 0 1

表2報(bào)告了各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)，董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同與避稅指標(biāo)均高度相關(guān)，且至少在5%的水平上顯著。表明本地董事長(zhǎng)地方認(rèn)同感的存在能夠降低名義稅率與實(shí)際稅率的差異；就實(shí)際稅率與名義稅率之比平均值的倒數(shù)而言，本地董事長(zhǎng)能增加實(shí)際稅率占名義稅率的比重。結(jié)果初步驗(yàn)證了董事長(zhǎng)的鄉(xiāng)土情懷能降低企業(yè)的避稅傾向。

表2 主要變量的相關(guān)系數(shù)

表3給出了避稅指標(biāo)的均值T檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，不管是用Rate1、Rate2還是Rate3，非本地組法定稅率與實(shí)際稅率的差額都明顯大于本地組，印證了董事長(zhǎng)的鄉(xiāng)土情懷和地方認(rèn)同對(duì)企業(yè)的稅收規(guī)避的抑制作用。

表3 本地董事長(zhǎng)與非本地董事長(zhǎng)的避稅差異

（二）回歸結(jié)果

表4報(bào)告了董事長(zhǎng)鄉(xiāng)土情懷與企業(yè)避稅治理關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，董事長(zhǎng)的鄉(xiāng)土情懷對(duì)企業(yè)的避稅行為有著顯著的負(fù)向影響。回歸模型（1）的結(jié)果表明，當(dāng)董事長(zhǎng)與公司注冊(cè)地為同一省份時(shí)，公司的實(shí)際稅率提高近0.643%，占各公司平均避稅程度的28.51%（0.643%/2.255%）。模型（2）中，Rate2按五年平均值計(jì)算，當(dāng)董事長(zhǎng)與公司注冊(cè)地為同一省份時(shí)，公司的實(shí)際稅率提高近0.572%，占各公司平均避稅程度的17.34%（0.572%/3.299%）。上述結(jié)果說(shuō)明董事長(zhǎng)鄉(xiāng)土認(rèn)同這一社會(huì)情感因素對(duì)公司的避稅治理效果顯著?；貧w結(jié)果與前文的相關(guān)性結(jié)果一致，表明董事長(zhǎng)地方認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅具有顯著的抑制作用，本文核心假設(shè)得到驗(yàn)證。

表4 家鄉(xiāng)認(rèn)同與企業(yè)避稅負(fù)相關(guān)關(guān)系的檢驗(yàn)

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性問(wèn)題

由于各個(gè)企業(yè)的初始條件不同，樣本可能存在“選擇偏差”，因此有必要對(duì)這一情況進(jìn)行討論。在這里我們使用傾向得分匹配的方法來(lái)進(jìn)一步分析董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的影響，以避免樣本的“選擇性偏差”。按董事長(zhǎng)出生地與企業(yè)注冊(cè)地是否一致將樣本劃分為控制組和實(shí)驗(yàn)組，以所有控制變量作為協(xié)變量進(jìn)行了有放回的一對(duì)一匹配，匹配后的效果如表5所示?？梢钥吹剑?jīng)過(guò)PSM匹配后，本地組（即家鄉(xiāng)認(rèn)同組）和控制組的差異明顯減小，除了現(xiàn)金持有所占比重外，其他各維度上的特征數(shù)據(jù)已非常接近。根據(jù)匹配結(jié)果對(duì)匹配后的樣本重新進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示，董事長(zhǎng)地方認(rèn)同的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，即董事長(zhǎng)地方認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅具有顯著的抑制作用，本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 匹配效果分析

leverage 匹配前 40.204 40.649 -2.300 48.400 -0.690 0.490匹配后 40.204 39.974 1.200 0.470 0.639 roa 匹配前 5.423 6.040 -14.600 86.000 -4.390 0.000匹配后 5.423 5.509 -2.000 -0.840 0.401 cash 匹配前 16.798 17.891 -10.100 55.400 -3.070 0.002匹配后 16.798 17.285 -4.500 -1.830 0.067 supervisor 匹配前 1.175 1.168 3.800 76.400 1.110 0.266匹配后 1.175 1.174 0.900 0.340 0.732 independent 匹配前 37.182 38.135 -17.800 94.500 -5.370 0.000匹配后 37.182 37.130 1.000 0.400 0.686 inventory 匹配前 16.993 15.192 11.700 88.800 3.540 0.000匹配后 16.993 16.791 1.300 0.500 0.616 intangible 匹配前 4.291 4.370 -2.000 15.800 -0.610 0.541匹配后 4.291 4.224 1.700 0.680 0.494 donation 匹配前 10.674 10.021 11.900 92.500 3.590 0.000匹配后 10.674 10.625 0.900 0.370 0.713

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：PSM匹配后重新回歸、對(duì)家鄉(xiāng)認(rèn)同重新定義

（二）對(duì)家鄉(xiāng)認(rèn)同的重新定義

在前文的實(shí)證檢驗(yàn)中，對(duì)家鄉(xiāng)認(rèn)同的定義是指董事長(zhǎng)出生地與公司注冊(cè)地一致的情況，且主要在省級(jí)層面考慮。為了估計(jì)結(jié)果更加細(xì)致，我們將家鄉(xiāng)認(rèn)同定義到地級(jí)市層面進(jìn)行考慮。如表6所示，回歸結(jié)果顯著性有所下降，但系數(shù)仍然為負(fù)，表明董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用仍然存在。值得注意的是，由于董事長(zhǎng)身份信息大多只披露在省級(jí)，因此地級(jí)市層面的匹配數(shù)據(jù)在收集過(guò)程中有所缺失，此處的樣本量與主回歸（表4）相比有所減少。

（三）優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)、替換避稅指標(biāo)

我國(guó)新的企業(yè)所得稅法于2008年開(kāi)始執(zhí)行，這可能導(dǎo)致避稅指標(biāo)的計(jì)算不夠準(zhǔn)確，為了排除這一制度變化因素對(duì)本文結(jié)論產(chǎn)生的影響，本文剔除2007—2010年的樣本數(shù)據(jù)后，重新對(duì)模型進(jìn)行了檢驗(yàn)。回歸結(jié)果顯示，本文三個(gè)衡量避稅程度的指標(biāo)仍然顯著，其中Rate1和Rate3在5%水平上顯著，Rate2在1%水平上顯著，且符號(hào)與表5保持一致。另外，我們?cè)谶@部分的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中借鑒使用會(huì)計(jì)—稅收差異來(lái)刻畫企業(yè)的避稅程度。具體計(jì)算公式如下：

BTDit=（稅前總利潤(rùn)-應(yīng)納稅所得額）/資產(chǎn)總計(jì)

用BTDit來(lái)衡量公司的避稅程度，其值越大，表示公司避稅程度越高。我們重新對(duì)模型（1）進(jìn)行了回歸，發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)及顯著性基本沒(méi)有變化，從而說(shuō)明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)、替換避稅指標(biāo)

五、進(jìn)一步分析

在前文的分析中，我們已經(jīng)證明了董事長(zhǎng)的家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅具有顯著的抑制作用，且在經(jīng)過(guò)各種穩(wěn)健性測(cè)試后，結(jié)論仍然保持一致。在進(jìn)一步分析中，本文將考察企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的變化對(duì)研究結(jié)論可能產(chǎn)生的影響。外部環(huán)境即當(dāng)?shù)卣呢?cái)政壓力，當(dāng)?shù)卣呢?cái)政狀況與壓力會(huì)影響到稅務(wù)機(jī)關(guān)的稅收征管強(qiáng)度，進(jìn)而影響企業(yè)的避稅行為。內(nèi)部環(huán)境我們主要考慮企業(yè)的融資約束，企業(yè)在融資約束較大的情況下更有可能為了節(jié)省現(xiàn)金而進(jìn)行更多避稅舉措。

（一）當(dāng)?shù)卣?cái)政壓力

當(dāng)前稅務(wù)機(jī)關(guān)及其工作人員在稅收征管過(guò)程中享有一定程度的“自由裁量權(quán)”（高培勇，2006），而當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政收支可能會(huì)影響到稅收的征管強(qiáng)度。當(dāng)?shù)胤秸?cái)政壓力較大時(shí)，稅務(wù)部門可能會(huì)加大稅收征管的執(zhí)行力度以保證稅收的及時(shí)足額收繳，從而提高企業(yè)避稅的機(jī)會(huì)成本，迫使企業(yè)采取較為保守的避稅措施（高正斌等，2019）。較大的財(cái)政壓力使得企業(yè)避稅彈性減小，董事長(zhǎng)地方認(rèn)同對(duì)于抑制企業(yè)避稅傾向的效應(yīng)將難以發(fā)揮。而當(dāng)?shù)胤秸?cái)政壓力較小時(shí)，稅收征管強(qiáng)度可能會(huì)有所下降，企業(yè)對(duì)是否避稅以及避稅多少的選擇能力增強(qiáng)。此時(shí)，來(lái)自當(dāng)?shù)氐亩麻L(zhǎng)出于聲譽(yù)與隱性壓力的影響往往具有更小的避稅動(dòng)機(jī)。因此，我們推測(cè)，董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用在財(cái)政壓力小的地區(qū)表現(xiàn)得更為明顯。

關(guān)于財(cái)政壓力的衡量指標(biāo)，本文選擇的是財(cái)政支出和財(cái)政收入之差與財(cái)政收入的比值，并按照指標(biāo)的均值對(duì)樣本進(jìn)行了分組。財(cái)政壓力大于均值的樣本放入財(cái)政壓力較大組，其余樣本放入財(cái)政壓力較小組。表8報(bào)告了在不同財(cái)政壓力下，董事長(zhǎng)地方認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的影響。財(cái)政壓力較大組董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同的系數(shù)均不顯著，相比之下財(cái)政壓力較小組的系數(shù)更大且至少在5%水平上顯著。這一結(jié)果表明在政府財(cái)政壓力更小的地區(qū)，董事長(zhǎng)的家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用能得到更好發(fā)揮。

表8 考慮財(cái)政壓力的分組回歸結(jié)果

（二）企業(yè)融資約束

理論和經(jīng)驗(yàn)研究均表明，融資約束越嚴(yán)重，企業(yè)對(duì)流動(dòng)資金與流動(dòng)資產(chǎn)的需求越大，越有可能將現(xiàn)金保留在企業(yè)內(nèi)部。其中，減少納稅則成為企業(yè)改善流動(dòng)性的重要方式之一。因此當(dāng)企業(yè)面臨較大的融資約束時(shí)，企業(yè)的實(shí)際稅率將會(huì)變低（Edwards et al.，2016）。既然融資約束會(huì)促使企業(yè)避稅，那么融資約束是否會(huì)削弱董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)避稅抑制作用呢？我們認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)融資約束較大時(shí)，不論本地董事長(zhǎng)還是外地董事長(zhǎng)，都會(huì)更多考慮企業(yè)自身的發(fā)展，盡可能將現(xiàn)金留在企業(yè)內(nèi)部。而在融資約束較小的情況下，本地董事長(zhǎng)出于自身聲譽(yù)和維系當(dāng)?shù)仃P(guān)系紐帶的考慮，更可能主動(dòng)配合當(dāng)?shù)卣ぷ鳎皶r(shí)足額納稅。因此，我們推測(cè)，董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)在融資約束較小的企業(yè)將表現(xiàn)得更為明顯。

這里選擇KZ指數(shù)作為企業(yè)融資約束的衡量指標(biāo)，KZ指數(shù)越大，表明企業(yè)所受的融資約束越大（魏志華等，2014），并以KZ指數(shù)的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)將樣本分成了兩組。表9為考慮了融資約束的分組結(jié)果。在融資約束較大的一組中，家鄉(xiāng)認(rèn)同系數(shù)均不顯著，且系數(shù)較小。融資約束較小一組，家鄉(xiāng)認(rèn)同至少在5%水平上顯著，系數(shù)也明顯大于融資約束較小組。表明融資約束越高的企業(yè)，董事長(zhǎng)家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用越小。

六、結(jié)論與政策啟示

鄉(xiāng)土情懷在社會(huì)治理中發(fā)揮著重要的作用，而管理者的鄉(xiāng)土認(rèn)同對(duì)企業(yè)決策活動(dòng)的影響也逐漸受到重視。但目前關(guān)于鄉(xiāng)土認(rèn)同的研究往往集中于對(duì)投資和環(huán)境保護(hù)的影響，較少關(guān)注其與企業(yè)避稅治理的聯(lián)系，而這正是本文所研究和關(guān)注的問(wèn)題。實(shí)證研究表明，董事長(zhǎng)的鄉(xiāng)土情懷對(duì)企業(yè)避稅有著顯著的抑制作用,且在經(jīng)過(guò)各種穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論仍然成立。本文進(jìn)一步從企業(yè)所處的內(nèi)外部環(huán)境出發(fā)，研究不同治理環(huán)境下董事長(zhǎng)的家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)于企業(yè)避稅行為的差異化影響。結(jié)果表明，在財(cái)政壓力小的地區(qū)，董事長(zhǎng)的家鄉(xiāng)認(rèn)同對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用更強(qiáng)。在融資約束較低的公司，董事長(zhǎng)的家鄉(xiāng)認(rèn)同感能夠得到更好地發(fā)揮，從而更為顯著地抑制企業(yè)的避稅行為。總的來(lái)說(shuō)，與地方依戀理論的觀點(diǎn)一致，本文的研究表明，本地董事長(zhǎng)比外來(lái)董事長(zhǎng)更注重企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展，也更愿意配合當(dāng)?shù)卣墓ぷ?。地方政府可以合理利用董事長(zhǎng)鄉(xiāng)土情懷這一特征，加強(qiáng)與企業(yè)家和企業(yè)高管的深入溝通，深入了解企業(yè)家的需求與想法，為企業(yè)家提供更自由便捷的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，同時(shí)為企業(yè)家鄉(xiāng)土情懷與企業(yè)家精神的發(fā)揮提供更大空間。