高管家鄉(xiāng)認同、數(shù)字稅收征管與企業(yè)避稅

范亞東 許鑫婕 張琦

【摘 要】 稅收是國家發(fā)展和建設(shè)的根本保障，數(shù)字稅收征管使我國稅收發(fā)生重大變革。基于高階理論，探究高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅行為的影響，并將數(shù)字稅收征管納入考慮，研究其對二者關(guān)系的權(quán)變效應(yīng)。以2010—2020年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高管團隊家鄉(xiāng)認同程度越強，對企業(yè)避稅行為的抑制作用越明顯，尤其在實施數(shù)字稅收征管的地區(qū)會增強這種抑制效應(yīng)。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)、中西部地區(qū)和大規(guī)模企業(yè)中，數(shù)字稅收征管強化了高管家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅間的抑制作用。研究拓寬了高管團隊家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅效應(yīng)的邊界條件，并為政府數(shù)字稅收征管工作和企業(yè)降低稅務(wù)風險等提供了參考。

【關(guān)鍵詞】 家鄉(xiāng)認同； 數(shù)字稅收征管； 企業(yè)避稅

【中圖分類號】 F812.42；F272.91? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）18-0038-07

一、引言

黨的二十大報告強調(diào)，要加快建設(shè)網(wǎng)絡(luò)強國、數(shù)字中國，推動經(jīng)濟實現(xiàn)質(zhì)的有效提升和量的合理增長。數(shù)字稅收征管正是利用網(wǎng)絡(luò)技術(shù)構(gòu)建集約高效的現(xiàn)代稅收征管方式，不僅有效實現(xiàn)了統(tǒng)一稅收征管標準、加強稅務(wù)管理等，而且通過加快稅收現(xiàn)代化建設(shè)推動我國經(jīng)濟實現(xiàn)質(zhì)的有效提升和量的合理增長。隨著向“以數(shù)治稅”時代的邁進，大量逃稅避稅行為被曝光。企業(yè)激進的避稅行為不僅會削弱當?shù)刎斦杖?，降低政府提供公共服?wù)的能力，而且會阻礙國家經(jīng)濟的發(fā)展與繁榮[ 1 ]。因此，深入挖掘在數(shù)字化時代影響企業(yè)避稅行為的因素是現(xiàn)階段迫切需要解決的問題。

以往有關(guān)企業(yè)避稅影響因素的研究主要聚焦企業(yè)聲譽、股權(quán)結(jié)構(gòu)等特征，隨著高階理論的興起和不斷深化，學者逐漸關(guān)注到高管個人特質(zhì)的影響。主要從高管的人口統(tǒng)計學特征和心理特征兩個視角展開研究。其中人口特征主要集中在高管年齡、性別、受教育程度等，心理特征主要關(guān)注高管過度自信和自戀。有小部分學者發(fā)現(xiàn)高管家鄉(xiāng)認同感與企業(yè)避稅行為的相關(guān)關(guān)系。但目前研究較少聚焦數(shù)字稅收征管時代背景，探討高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的影響。

高管家鄉(xiāng)認同是高管團隊成員出于對出生地的情感偏袒和復(fù)雜的認知結(jié)構(gòu)而產(chǎn)生的。基于高階理論，在為企業(yè)做經(jīng)營決策的過程中高管并非是完全理性的，可能會受出生地的特殊情感影響。已有研究表明高管對其出生地具有深厚的情感，受其影響企業(yè)更愿做出環(huán)境友好、慈善捐贈等塑造自身或企業(yè)良好形象和有利于當?shù)匕l(fā)展的決策行為[ 2 ]。隨著全國統(tǒng)一的數(shù)字化信息平臺的搭建，使我國稅收征管方式發(fā)生了巨大轉(zhuǎn)變，增加了避稅企業(yè)的風險成本，進而可能對高管家鄉(xiāng)認同和企業(yè)避稅間關(guān)系產(chǎn)生影響。因此，本文立足數(shù)字稅收征管，探究其在高管團隊家鄉(xiāng)認同影響企業(yè)避稅過程中產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）理論框架

高階理論認為受高管過往經(jīng)歷、認知等因素的影響，企業(yè)戰(zhàn)略的制定和實施并非是完全理性的。家鄉(xiāng)認同是人們在認知和情感上對家鄉(xiāng)產(chǎn)生的依戀、歸屬和認同感，影響著人們的價值觀念和行為方式。因此，從高階理論視角，家鄉(xiāng)認同作為高管的一種個人特征，可能會影響其對企業(yè)戰(zhàn)略信息的洞察及稅收選擇。尤其當企業(yè)所在地與高管家鄉(xiāng)地一致時，高管可能出于對家鄉(xiāng)的情感偏袒和對企業(yè)、自身乃至家族聲譽的維護，而減少企業(yè)激進的避稅行為。

此外，高管的決策和行為不僅受到高管自身認知結(jié)構(gòu)的影響，而且外部治理機制對其認知效果的發(fā)揮也產(chǎn)生重要作用。數(shù)字稅收征管是國家稅務(wù)局借助統(tǒng)一的數(shù)字信息系統(tǒng)將各行政管理部門、各稅種和所有工作環(huán)節(jié)進行數(shù)字化信息交匯，在規(guī)范企業(yè)業(yè)務(wù)流程的同時，通過大數(shù)據(jù)評估和云計算對企業(yè)的納稅行為進行監(jiān)督，是一種新的稅收征管方式[ 3 ]。通過增加企業(yè)所受輿論壓力和改善稅收治理環(huán)境等，可能增強高管家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的正向調(diào)節(jié)作用。

（二）研究假設(shè)

家鄉(xiāng)認同是從“地方認同”概念中衍生出來的，指人們在認知和情感上與家鄉(xiāng)所在地建立某種特殊的聯(lián)系。家鄉(xiāng)是人們出生成長的地方，研究表明出生在本地的居民比出生在其他地區(qū)的居民對當?shù)氐钠珢鄢潭雀?、認同感更強。環(huán)境心理學家Proshansky[ 4 ]認為人地之間這種特殊情感會有意識或無意識地影響人們的行為傾向，將個人身份與地方聯(lián)系起來。高管團隊家鄉(xiāng)認同能夠影響其價值觀和行為意愿，進而影響企業(yè)的納稅決策。一方面，具有家鄉(xiāng)認同的高管更易受到輿論壓力或隱形社會壓力影響，更重視對長期自身聲譽維護或家族信譽的保衛(wèi)，具有較少的機會主義行為動機，從而表現(xiàn)出較少從事影響企業(yè)長期價值的違規(guī)行為，做出更多對家鄉(xiāng)有利的行為決策[ 5-6 ]，因此不愿意進行避稅行為。另一方面，具有家鄉(xiāng)認同的高管對其出生地擁有天然感情，或出于對家鄉(xiāng)人際關(guān)系、社會網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生的情感偏袒，具有更高的自我驅(qū)動性[ 7 ]，表現(xiàn)出更愿意收購和投資本地企業(yè)[ 8 ]、推動企業(yè)綠色創(chuàng)新[ 9 ]和環(huán)境治理[ 10 ]等一系列回饋家鄉(xiāng)的行為，而非利用家鄉(xiāng)龐大的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系進行尋租[ 11 ]。因此，高管團隊擁有家鄉(xiāng)認同感，出于對聲譽的維護或回饋家鄉(xiāng)的心理，往往做出有利于家鄉(xiāng)發(fā)展的行為，進而減少避稅增加納稅。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H1：高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅具有抑制作用。

數(shù)字稅收征管主要通過金稅三期來實現(xiàn)，即通過搭建全國統(tǒng)一的稅收數(shù)字信息系統(tǒng)實現(xiàn)我國稅收征管方式的數(shù)字化轉(zhuǎn)變。首先，金稅三期的實施引起社會各界對企業(yè)納稅行為的關(guān)注[ 12 ]。高管更加擔心企業(yè)避稅行為被曝光對自身聲譽帶來負面影響，出于對個人聲譽和家族信譽的維護，便會降低利己機會主義情感和實施避稅活動的意愿，做出更多積極的納稅行為[ 13 ]。在塑造企業(yè)良好形象的同時促進地區(qū)經(jīng)濟增長，進而強化了高管團隊家鄉(xiāng)認同抑制企業(yè)避稅行為的作用發(fā)揮。其次，數(shù)字化稅收征管通過更加規(guī)范化的管理[ 14 ]，減少了對企業(yè)進行稅收征管過程中存在的稅務(wù)人員工作問題漏洞以及增強了稅源管理規(guī)范化、專業(yè)化，不再是依據(jù)個人經(jīng)驗對企業(yè)進行管理，進一步優(yōu)化納稅服務(wù)[ 15 ]，強化了高管的配合度和滿意度。數(shù)字稅收征管通過改善稅收治理環(huán)境，從而增強具有家鄉(xiāng)認同的高管回饋家鄉(xiāng)的動機，更傾向于為家鄉(xiāng)的繁榮和發(fā)展獻力，企業(yè)的避稅行為得到進一步抑制。最后，數(shù)字稅收征管利用統(tǒng)一的信息系統(tǒng)通過對企業(yè)收入等信息進行全過程跟蹤和大數(shù)據(jù)比對分析，使企業(yè)的涉稅信息更加透明化，并縮小了企業(yè)隱匿銷售收入等行為的空間，加大了企業(yè)避稅行為被發(fā)現(xiàn)的風險[ 3 ]，企業(yè)出于對制度性懲罰的規(guī)避，在大數(shù)據(jù)征管模式下企業(yè)高管往往減少利用政策漏洞進行過激的避稅行為。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H2：數(shù)字稅收征管能夠強化高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2010—2020年作為樣本期間，剔除A股上市公司中ST類和金融類企業(yè)，并刪除研究變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，共選取了8 231個有效樣本，涉及1 239家企業(yè)。為避免極端值和消除多重共線性的影響，對所有連續(xù)變量、交互項分別縮尾和去中心化處理。數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

企業(yè)的避稅程度（ETR）。我國稅收政策與國外不同，享受廣泛的稅收優(yōu)惠，各公司的名義稅率不盡相同。因此本文借鑒Porcano[ 16 ]的做法，采取實際有效稅率方法衡量企業(yè)避稅程度。ETR越小，意味著企業(yè)越有可能從事避稅活動。

2.解釋變量

高管家鄉(xiāng)認同（POB）。借鑒胡珺等[ 2 ]的做法，用高管的出生地與企業(yè)注冊地一致衡量高管家鄉(xiāng)認同②，當上市公司的注冊地與高管出生地所在省份相同時，具有家鄉(xiāng)認同，取值為1，否則為0。

3.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為數(shù)字稅收征管（GTP）。其中，以是否實施了數(shù)字化稅收征管作為本文數(shù)字稅收征管的代理變量，參考劉慧龍等[ 17 ]的方法，若企業(yè)所在地在第t年成為金稅三期工程的試點地區(qū)，該地區(qū)所對應(yīng)觀測值的GTP在第t年及以后年份取值為1，否則為0。

4.控制變量

在控制變量的選取上，借鑒陳德球等[ 18 ]的做法，選取一系列有關(guān)變量進行控制，相關(guān)變量說明見表1。

（三）研究模型

為檢驗高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的影響（H1），本文構(gòu)建如下回歸模型：

為檢驗數(shù)字稅收征管對高管團隊家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅關(guān)系的調(diào)節(jié)作用（H2），構(gòu)建如下回歸模型：

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)避稅的均值為0.205，即企業(yè)實際繳納的所得稅平均稅率為20.5%，低于25%的企業(yè)所得稅法定稅率。家鄉(xiāng)認同均值為0.522，表明樣本公司中廣泛存在本地高管。其他各變量的指標都在可接受范圍內(nèi)。且方差膨脹因子VIF值小于10，不存在嚴重的多重共線性。

（二）回歸分析

表3列（1）為高管團隊家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅的回歸結(jié)果。家鄉(xiāng)認同（POB）回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正（？茁1=0.031），說明高管團隊家鄉(xiāng)認同感越強，企業(yè)避稅程度越低。支持了H1，即高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅具有抑制作用。

為驗證數(shù)字稅收征管的調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建了模型（2），即在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了家鄉(xiāng)認同（POB）與數(shù)字稅收征管（GTF）的交互項。表3列（2）顯示，該交互項回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正（？茁3=0.020），說明數(shù)字稅收征管對二者間的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，即在數(shù)字稅收征管的地區(qū)，高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)更為顯著，驗證了H2。

為進一步直觀解釋上文的回歸結(jié)果，繪制了數(shù)字稅收征管對高管團隊家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅之間的關(guān)系。由調(diào)節(jié)效應(yīng)圖（圖1）可知，高管家鄉(xiāng)認同抑制企業(yè)的避稅行為，在家鄉(xiāng)認同相同的條件下，實施數(shù)字稅收征管能夠進一步抑制企業(yè)的避稅行為，即數(shù)字稅收征管強化了高管家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅行為的抑制作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性討論

僅以披露高管出生地信息的企業(yè)為研究樣本進行回歸分析，可能存在選擇偏差進而導致內(nèi)生性問題。為解決內(nèi)生性給實證結(jié)果帶來的估計偏誤，本文采用Heckman兩階段模型處理潛在的內(nèi)生性問題。

企業(yè)所在地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的好壞可能作為高管選擇就業(yè)地和家庭居住的影響因素之一，而企業(yè)避稅程度和當?shù)丨h(huán)境質(zhì)量沒有直接關(guān)聯(lián)。鑒于此，本文運用主成分分析法對我國2008—2020年間各省環(huán)境綜合指數(shù)進行測算，以年度均值（ECI）作為工具變量。在第一階段，選取家鄉(xiāng)認同與環(huán)境綜合指數(shù)構(gòu)造Probit二值回歸模型，借助第一階段的回歸結(jié)果計算出誤差調(diào)整項；在第二階段，將誤差調(diào)整項作為控制變量加入原模型進行回歸。

表4為Heckman檢驗結(jié)果。第一階段結(jié)果顯示，環(huán)境綜合指數(shù)與家鄉(xiāng)認同顯著正相關(guān)（0.166），且本文僅使用一個工具變量，不存在過度識別的問題，因此選取的工具變量有效。在處理內(nèi)生性問題后重新進行回歸分析，檢驗結(jié)果與原回歸結(jié)果一致，進一步保障了回歸結(jié)果的準確性。

2.替換被解釋變量

為了保證結(jié)論的可靠性，借鑒Desai和Dharmaplal[ 19 ]的方法，用企業(yè)的會計稅收差異（BTD和DD_BTD）替換被解釋變量。其中，BTD=（稅前利潤-應(yīng)納稅所得額）/總資產(chǎn)，DD_BTD為殘差法計算所得。二者均值越大，企業(yè)避稅程度越高。表5列示了BTD和DD_BTD作為避稅衡量指標的回歸結(jié)果，結(jié)果均支持原回歸。

3.重新測度高管團隊家鄉(xiāng)認同

本文借鑒胡珺[ 2 ]等的方法采用解釋變量替代性指標法，將家鄉(xiāng)認同的衡量精確到地級市，各自治區(qū)、直轄市、特別行政區(qū)同省級處理，剔除僅能搜索至省份的出生地和企業(yè)注冊地信息，一致取值為1，否則為0。重新進行回歸分析，表5列（5）、列（6）結(jié)果顯示，相關(guān)回歸系數(shù)的符號與主回歸一致，且分別在1%、10%水平上顯著。與原回歸結(jié)果一致，進而保障結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.傾向得分匹配（PSM）

為避免處理組（具有家鄉(xiāng)認同）和控制組（不具有家鄉(xiāng)認同）間控制變量存在較大的差異影響檢驗結(jié)果的準確性，保證二者間的可比性，借鑒于曉紅等[ 7 ]的做法，依據(jù)傾向得分值在具有家鄉(xiāng)認同高管組和不具有家鄉(xiāng)認同高管組之間進行卡尺范圍內(nèi)最鄰近匹配。平衡性檢驗結(jié)果顯示，高管家鄉(xiāng)認同的標準化偏差由71%減少到43%，該檢驗削弱了二者間解釋變量分布差異。重新進行回歸分析，檢驗結(jié)果（表6）與原結(jié)果保持一致，進一步驗證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

5.安慰劑檢驗

為了克服不可觀測的遺漏變量對研究結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文借鑒吳斌和王星月[ 15 ]的做法，通過虛構(gòu)數(shù)字稅收征管政策實施時間進行安慰劑檢驗。結(jié)果（表6）顯示，無論是將政策實施時間提前1年還是2年回歸結(jié)果均不顯著，進一步排除了某些偶發(fā)性因素對原回歸結(jié)果的影響。

（四）異質(zhì)性分析

1.區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

由于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)其市場環(huán)境和投資主體等方面有所差異，本文將全樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組進行回歸。結(jié)果（表7）顯示在不同性質(zhì)的企業(yè)中，高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)的避稅行為具有抑制作用，并且這種抑制作用在國有企業(yè)中更顯著?？赡苁且驗榉菄衅髽I(yè)更重視自身的盈利，且國企高管為實現(xiàn)政治晉升更重視對長期聲譽的維護。相比國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中數(shù)字稅收征管對高管家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅間的調(diào)節(jié)作用更顯著，可能是因為數(shù)字稅收征管的約束力對非國有企業(yè)納稅行為更明顯。

2.區(qū)分地區(qū)的異質(zhì)性分析

處于不同地區(qū)的企業(yè)所面臨的融資環(huán)境、數(shù)字稅收征管實施時間等有所差異，將樣本劃分為東部和中西部地區(qū)兩組分別進行異質(zhì)性分析。研究結(jié)果（表7）表明，無論是在東部地區(qū)還是在中西部地區(qū)的企業(yè)中，高管家鄉(xiāng)認同均抑制企業(yè)避稅，并且在中西部地區(qū)抑制效應(yīng)更為明顯。這可能是由于中西部地區(qū)經(jīng)濟水平相較于東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低，為推動出生地經(jīng)濟增長而表現(xiàn)出強烈的家鄉(xiāng)認同感，進而減少企業(yè)避稅行為。數(shù)字稅收征管的正向調(diào)節(jié)作用在中西部地區(qū)的企業(yè)中顯著，而在東部地區(qū)并不顯著，可能是相對而言數(shù)字稅收征管在中西部地區(qū)率先實施。

3.區(qū)分企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性分析

不同規(guī)模企業(yè)的稅負承受力、風險承擔能力等方面存在不同，高管可能基于企業(yè)自身條件對家鄉(xiāng)認同做出差異性表達。由此，將研究樣本劃分為大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)兩組分別進行回歸分析。結(jié)果（表7）表明，相對而言，大規(guī)模企業(yè)中高管團隊家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅行為的抑制作用更明顯，這可能是因為大規(guī)模企業(yè)的稅負承受力更強，同時更注重自身長期發(fā)展和聲譽維護。且數(shù)字稅收征管的調(diào)節(jié)作用在大規(guī)模企業(yè)中更為顯著，可能是由于大規(guī)模企業(yè)避稅行為更易引起稅務(wù)機關(guān)的關(guān)注，并且大規(guī)模企業(yè)高管更加擔心避稅行為被曝光帶來的聲譽損失。

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

以2010—2020年A股上市公司為研究樣本，運用層次分析回歸方法，采用固定效應(yīng)模型，實證檢驗了高管家鄉(xiāng)認同、數(shù)字稅收征管與企業(yè)避稅間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：（1）企業(yè)高管團隊家鄉(xiāng)認同程度越高，企業(yè)發(fā)生避稅行為的可能性越低；（2）數(shù)字稅收征管增強了二者間的抑制作用；（3）從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)和企業(yè)規(guī)模視角進行異質(zhì)性分析，進一步研究發(fā)現(xiàn)在國有企業(yè)、中西部地區(qū)和大規(guī)模企業(yè)中高管家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制作用更為明顯，數(shù)字稅收征管對二者間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)、中西部地區(qū)和大規(guī)模企業(yè)中更為明顯。

（二）理論貢獻

第一，本文聚焦數(shù)字稅收征管，以高管家鄉(xiāng)認同為主要特征，理論分析其對企業(yè)避稅的影響，拓展了高管特征影響企業(yè)財務(wù)決策行為的研究，進一步豐富了高階理論，并為高管家鄉(xiāng)認同對其他財務(wù)決策行為的研究奠定了理論基礎(chǔ)。第二，探究數(shù)字稅收征管對高管家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅行為間的權(quán)變效應(yīng)，厘清了高管家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅行為的邊界條件。第三，在考慮數(shù)字稅收征管調(diào)節(jié)作用的基礎(chǔ)上，從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)和企業(yè)規(guī)模多角度進行分析，更好地解釋了數(shù)字稅收征管對高管家鄉(xiāng)認同和企業(yè)避稅行為關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用存在差異的內(nèi)在原因，有助于對數(shù)字稅收征管、高管家鄉(xiāng)認同和企業(yè)避稅間關(guān)系形成更完整的認識。

（三）研究啟示

基于本文研究結(jié)論，可以得到如下啟示：首先，對企業(yè)而言，在任命高管時應(yīng)充分考慮高管家鄉(xiāng)認同對企業(yè)經(jīng)營決策的影響，以及高管對其出生地存在的特殊情感需求。其次，對稅務(wù)機關(guān)而言，一方面在評估企業(yè)納稅風險高低時，可以結(jié)合家鄉(xiāng)認同這一特征，或?qū)⑵浼{入“信用+風險”監(jiān)管為基礎(chǔ)的稅務(wù)監(jiān)管新體系，以完善數(shù)字化稅收的進一步構(gòu)建；另一方面在制定數(shù)字稅收征管制度的同時，做好數(shù)字化稅收征管的宣傳工作，正確引導企業(yè)的納稅行為，以提升稅收治理效能。

（四）研究局限與展望

本文雖取得了一定的研究成果，但還存在局限性：家鄉(xiāng)認同受個體、自然環(huán)境和社會文化三個層面的影響，本文僅考慮人口社會學特征對高管家鄉(xiāng)認同的影響。未來的研究中，可以將高管常住地、居住時間等納入考慮，研究其對企業(yè)稅收產(chǎn)生影響進行研究；或進一步從企業(yè)并購、投融資行為等角度研究高管家鄉(xiāng)認同的行為或經(jīng)濟效應(yīng)。

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