家族管理权涉入、亲缘关系异质性与企业避税.pdf

管理学 家族管理权涉入、亲缘关系异质性家族管理权涉入、亲缘关系异质性 与企业避税与企业避税 谭庆美1，林胜男1，孙雅妮2 （1.天津大学 管理与经济学部，天津 300072；2.海南大学 国际商学院，海南 海口 570228）摘 要：以 2008-2020 年 A 股上市家族企业数据为样本，基于家族高管亲缘关系异质性考察家族管理权涉入对企业避税的影响。研究发现，家族管理权涉入与家族企业避税程度之间显著负相关，家族高管亲缘关系异质性增强能够显著削弱家族管理权涉入对避税程度的负向影响。拓展性检验结果表明，延伸型社会情感财富及第一类代理成本在家族管理权涉入与避税程度之间中具有部分中介效应。面临较高社会信任水平、较稳定的经济政策及较强宗族文化氛围的家族企业中，家族管理权涉入对避税程度的负向影响更为显著。研究结论对于理解亲缘关系对家族企业避税决策的影响具有一定借鉴意义，对于税务部门进行税收征管也有一定参考价值。关键词：家族管理权涉入；企业避税；亲缘关系异质性；社会情感财富；代理成本 中图分类号：F276.5 文献标识码：A 文章编号：1008-472X(2024)01-0091-15 收稿日期：2023-09-14 基金项目：国家社科基金一般项目（20BGL093）。作者简介：谭庆美（1975-），女，天津人，天津大学管理与经济学部，副教授，研究方向：家族企业治理；林胜男（1996-），女，辽宁大连人，天津大学管理与经济学部，硕士研究生，研究方向：公 司财务。引言 各种亲缘关系的家族成员涉入企业管理权是家族企业的重要特征1，使得家族控制着企业的日常运营及重大决策的制定和执行2。与非家族高管相比，家族高管在追求经济目标的同时还会追求家族社会情感财富目标，如在企业内保持家族价值观及家族控制权、维持和提升家族形象及声誉、保全家族社会资本、以利他主义对待家族成员、实现企业长期代代传承等3，对社会情感财富目标的追求使得家族企业的决策较非家族企业更为复杂。合理的避税措施能够有效降低家族企业税负，增加可供支配的货币资金，改善企业竞争优势4。但避税也是一把“双刃剑”，避税活动在节约税负的同时也会给企业及高管带来时间与精力的耗费。激进的避税活动还可能给企业带来一系列负面经济后果，如引发家族及企业形象及声誉损失等4，从而影响家族社会情感财富目标。因此，家族管理权涉入极有可能影响到家族企业的避税决策及避税程度。然而关于家族管理权涉入对企业避税的影响，已有研究主要聚焦家族成员担任 CEO 或 CFO、家族企业 CEO来源等视角4-7，未考虑家族管理权涉入程度。家族管理权涉入程度体现了家族与企业关系的紧密程度8，家族管理权涉入程度越高，家族对企业的渗透力与影响力越强9，越有能力对企业的避税决策及避税程度产生影响。家族管理权涉入程度对家族企业避税究竟具有何种影响？创新性的探究这一问题对于家族企业高管选聘及避税决策均具有一定借鉴意义。此外，上述研究均将家族成员视为高度同质性，未区分家族高管之间亲缘关系差异。不同亲缘关系的家族高管之间的信任基础及凝聚力不同10-12，从而影响家族高管之间的利他主义倾向及对家族社会情感财富的保护意愿。因此，不同类型亲缘关系的家族成员担任企业高管会产生家族高管团队亲缘关系异质性，影响着家族高管团队的凝聚力及对社会情感财富的保护意愿11，进而影响家族管理权涉入在企业避税决策中的作用。立足上述分析，本文以 A 股上市家族企业为对象，根据家族高管亲缘关系差异将家2024 年 3 月 西安电子科技大学学报（社会科学版）Mar.2024 第 34 卷第 1 期 Journal of Xidian University(Social Science Edition)Vol.34 No.1 91 族高管团队划分为核心组合、近亲组合与复合组合三类，检验家族管理权涉入对避税程度的影响以及家族高管亲缘关系异质性对二者关系的调节作用。本文可能的增量贡献如下：（1）现有关于家族管理权涉入对企业避税的影响，未考虑家族管理权涉入程度及家族高管亲缘关系差异。本文基于家族高管亲缘关系异质性，探究家族管理权涉入程度对家族企业避税的影响，研究结论证实了亲缘关系对家族企业避税决策的重要影响，拓展了有关家族企业避税与家族管理权涉入相关研究视角。（2）深入分析并检验了延伸型社会情感财富及第一类代理成本在家族管理权涉入与避税程度之间的传导作用，对于理解家族管理权涉入对企业避税决策的影响机制具有一定借鉴意义。（3）从社会信任、经济政策不确定性及宗族文化视角，拓展了家族管理权涉入影响企业避税的外部边界条件。本文研究发现，面临较高社会信任水平、较稳定的经济政策及较强宗族文化氛围的家族企业中，家族管理权涉入对避税程度的负向影响更为显著，研究结论有助于深化外部环境因素对家族高管避税决策影响的理解。（4）在实践意义上，研究结论对于家族企业高管选聘具有一定参考价值，同时提醒税务机关在对家族企业进行税收征管时应关注家族管理权涉入程度及家族高管亲缘关系异质性，也应关注外部环境的影响。一、理论分析与研究假设 （一）家族管理权涉入与家族企业避税 家族身份使得家族高管在决策时会遵循相应的家族规范，履行家族角色赋予的职责。家族管理权涉入程度变化会影响高管团队对社会情感财富的追求及企业内部的代理冲突，进而影响家族企业的避税决策及避税程度。首先，家族管理权涉入程度提高使得高管团队更看重社会情感财富目标，从而倾向于采取保守的避税策略。家族社会情感财富可以划分为约束型与延伸型两类13，约束型社会情感财富看重家族控制，可能引发短期战略导向。延伸型社会情感财富则注重长期发展，不仅强调企业长期代代传承、家族及企业形象与声誉、家族社会资本，也看重与企业所有外部利益相关者的利益趋同。家族财富高度集中于家族企业中，家族通常把企业看作是为后代保留的资产并传承给下一代，因此家族高管对企业有长期存续和代代相承的期许，看重企业的长期经营目标。足额纳税是企业履行社会责任的重要表现之一14。为确保企业在非家族利益相关者眼中的良好形象，家族高管可能更愿意通过及时足额纳税为公共福利做出贡献，被视为“好企业公民”15,16。避税活动能够增加企业可供支配的货币资金，但也会引发非家族利益相关者的负面评价，致使股票价格下跌、债券信用评级下降、融资成本提高等4,17-19。此外，避税活动往往游走于法律的边缘，容易受到税收征管部门的调查以及面临法规处罚与负面新闻报道20,21，导致企业形象与声誉等延伸型社会情感财富受损。特别是在中国重人情的社会文化下，良好的形象与声誉更是企业及家族的一项重要无形资产。因此，对社会情感财富特别是延伸型社会情感财富的保护意愿会在一定程度上约束家族高管的避税行为。家族管理权涉入程度越高，企业中的家族氛围越浓厚，家族高管越重视企业的长期可持续发展，更想要维护企业在外部利益相关者眼中的形象与声誉，更不愿意承担避税带来的延伸型社会情感财富损失，从而倾向于降低避税程度。其次，家族管理权涉入程度提高能够有效降低股东与高管之间的代理问题，从而有助于减弱家族高管的避税动机。与非家族高管相比，家族高管通常把企业看作满足其归属感等情感需求的场所，更可能对企业的长期发展目标作出承诺，有利于减少搭便车、偷懒等机会主义行为，并从根源上限制第一类代理问题22。并且，家族成员涉入管理使得管理权与所有权集中在家族成员身上，家族股东与高管的职责局部重叠或者完全重合23，能够有效减轻股东与高管之间的信息不对称，降低沟通成本与监督成本，有利于进一步降低第一类代理冲突及代理成本24。Brune 等学者的研究也发现，股东与高管之间代理冲突的降低能够有效减少高管团队对激进避税措施的使用，从而降低企业避税程度16。因此，家族高管对企业的情感依恋叠加家族身份自然赋予的管理权与所有权的统一有助于缓解代理问题，减弱高管团队实施避税活动的动机。家族管理权涉入程度越高，家族企业高管团队对企业的情感依恋越深，越有助于降低家族股东与高管之间的代理冲突，从而带来避税程度的降低。92 综上可见，家族管理权涉入程度提高能够缓解股东与高管之间的代理冲突，增强高管团队保护延伸型社会情感财富的意愿，使得高管团队更倾向于采取保守的避税策略，有利于降低家族企业避税程度。由此，提出假设 H1：H1：家族管理权涉入程度提高有利于降低家族企业避税程度家族管理权涉入程度提高有利于降低家族企业避税程度。（二）亲缘关系异质性的调节作用 在家族企业经营过程中，不同亲缘关系的家族成员，如实际控制人的核心家族成员、手足等近亲家族成员以及堂表兄弟姐妹等远亲家族成员均可能涉入企业管理25-26，会形成不同家族高管亲缘关系异质性，并影响家族高管团队内部冲突及对延伸型社会情感财富的留存意愿，进而影响家族企业的避税决策及避税程度。首先，亲缘关系异质性增强会弱化高管团队对延伸型社会情感财富的保护意愿，高管团队更可能采取避税行为。亲缘关系不同的家族高管对企业的归属感及认同度不同27，从而影响其对延伸型社会情感财富的保护意愿。与其他家族成员相比，核心家族成员更重视维护家族声誉以及与利益相关者的持久关系28-29，以让家族、企业及利益相关者共同获益。因此，属于核心组合的家族高管团队更不愿意为获取短期现金流而承担由避税活动导致的延伸型社会情感财富损失的风险。与远亲成员相比，属于近亲属的手足对家族及企业有更强的归属感26,30，会更重视对企业声誉及长期代代传承等延伸型社会情感财富的保护。然而，近亲属之间的关系会受到婚姻关系、扮演父母角色等的影响31，导致他们可能会将自身利益放在家族整体利益之前。因此，与核心组合相比，近亲属的加入会降低家族高管团队对社会情感财富的保护意愿。虽然有亲属关系连接，但远亲家族成员对企业的归属感低于核心成员及近亲属26,32，所以远亲家族成员的加入会导致家族高管团队对社会情感财富的保护意愿进一步降低。于是，随着家族高管团队从仅包括核心成员逐渐扩大至包括近亲属，再至加入远亲成员，家族高管之间亲缘关系异质性逐渐增强，对延伸型社会情感财富的保护意愿逐渐降低，更可能开展避税活动。其次，亲缘关系异质性增强会降低家族高管之间的凝聚力，不利于降低企业避税程度。与远亲家族成员相比，核心家族成员之间极强的凝聚力、信任基础以及互惠主义精神15,33，能够形成相互照顾的习惯与风气，一般不会出现严重的冲突，容易在企业决策上取得共识性结果34。比如，父母对子女具有很强的利他行为，通常会为子女做出让步和牺牲，相互之间具有稳固的情感纽带。配偶共同参与管理使得工作与生活交织在一起，具有一致的愿景与使命35，有利于促进沟通避免各种矛盾冲突。“骨肉手足”的心理认同31，使得近亲属之间形成了天然的信任与依赖关系，能够团结协作做出一致性决策。但近亲属之间也会因利益目标不协调产生矛盾冲突8,34，因此与核心组合相比，近亲属的加入会增加家族高管之间的冲突32，使得高管团队精力分散而忽视对企业的共同经营36。相比于核心成员及近亲属，远亲家族成员分属于不同的小家庭，彼此之间的信任基础较为脆弱26，更容易出现矛盾冲突。此外，实际控制人可能会根据亲疏远近区别对待家族高管，容易引发家族高管之间的竞争，导致家族高管团队出现内部冲突甚至派系分裂。因此，随着家族高管亲缘关系异质性增强，家族高管之间冲突增加，不利于家族高管团队同心聚力共同经营企业，高管团队更可能为短期的经济利益而实施避税行为。综上可见，随着家族高管亲缘关系异质性增强，家族高管团队凝聚力降低、内部冲突增加，对延伸型社会情感财富的保护意愿降低，更可能忽视避税活动导致的社会情感财富的损失风险。也即，家族高管亲缘关系异质性增强能够削弱家族管理权涉入程度提高对避税程度的抑制作用。由此，提出假设 H2：H2：家族高管亲缘关系异质性增强能够削弱家族管理权涉入对避税程度的负向影响。二、研究设计 （一）数据来源及样本选取 本文以 2010-2020 年 A 股上市家族企业数据为初始样本。由于我国城市商业信用环境指数自 2010年开始发布，本文选择 2010 年为研究起点。借鉴许年行、潘越等学者8,12，样本家族企业需满足如下条件：1.企业实际控制人必须为自然人或某个以血缘、姻亲为连结的家族；2.企业董监高职位中至少有一名家族成员。本文同时剔除了资不抵债的企业、ST 及*ST 企业、金融保险行业企业、未公开家族高管93 信息的企业、税前利润小于 0 的企业以及变量缺失的企业，最终得到 7650 个样本观测值。为消除离群值对检验结果的干扰，对所有连续变量进行上下%的缩尾处理。其中，家族高管信息来自于 CSMAR 数据库，并通过年度财务报告、企业官方网站以及招股说明书等方式补充。其他数据均来自于 CSMAR 数据库。（二）变量度量 1.家族管理权涉入 由于家族管理权涉入程度取决于高管团队中家族成员的比重37，借鉴相关文献37-38，采用家族高管占比，即高管团队中家族成员的比重度量家族管理权涉入（Fim）。家族高管占比越高，家族管理权涉入程度越高。2.家族企业避税程度 由于企业会计准则与税法对企业利润的认定存在差异，企业可以通过税法允许的抵扣税款项目实施避税行为，使得会计利润与税法认定的利润存在差异。因此，借鉴相关文献4,21，采用会计-税收差异（Btd）度量避税程度（如式（1）所示）。Btd 的数值越大，家族企业避税程度越高。/=IteDiteBtdPbtAssetNtr （1）其中，Pbt 为当期税前利润，Ite 为当期所得税费用，Dite 为当期递延所得税费用，Ntr 为名义税率，Asset 为期初资产总额。3.亲缘关系异质性 借鉴相关文献25-26，根据家族高管之间亲缘关系差异，将家族高管团队划分为核心组合、近亲组合与复合组合三类（Kinh）。当家族高管仅限于实际控制人的核心家族成员，如配偶、子女、父母、子女的配偶（或子女）等，为核心组合；当实际控制人（或配偶）的手足（或配偶）等近亲属也加入高管团队，为近亲组合；当其他远亲家族成员，如甥舅、叔侄等也加入高管团队，为复合组合。本文采用类别变量衡量亲缘关系异质性，核心组合、近亲组合和复合组合分别赋值 1、2 和 3。4.控制变量 借鉴已有研究4,21，对以下可能影响家族企业避税行为的变量进行：盈利能力（Roa）、企业年龄（Fage）、财务杠杆（Lev）、企业规模（Fsize）、存货比率（Inven）、无形资产比率（Intan）、固定资产比率（fixa）、两职兼任（Ceod）以及董事会独立性（Indep）。本文同时控制了年份（Year）和企业（Firm）固定效应。各变量度量如表 1 所示。表 1：变量名称及度量 变量类型 变量名称 变量符号 变量度量 因变量 家族企业避税程度 Btd 通过式（1）计算得到 自变量 家族管理权涉入 Fim 家族高管占比 调节变量 亲缘关系异质性 Kinh 核心组合赋值 1，近亲组合赋值 2，复合组合赋值 3 控制变量 盈利能力 Roa 净利润/总资产 企业年龄 Fage 企业自成立起的年份数 财务杠杆 Lev 总负债/总资产 企业规模 Fsize 总资产的自然对数 存货比率 Inven 存货/总资产 无形资产比率 Intan 无形资产/总资产 固定资产比率 Fixa 固定资产/总资产 两职兼任 Ceod 董事长兼任总经理赋值 1，否则赋值 0 董事会独立性 Indep 独立董事占全部董事的比重（三）研究模型 为检验本文的研究假设，分别建立基础回归模型（2）和调节效应模型（3）。94 01=+iBtdFimControlFirmYear （2）0123=+jBtdFimKinhFim KinhControlFirmYear （3）其中，Btd 为会计-税收差异，用于衡量家族企业避税程度；Fim 为家族管理权涉入程度；Kinh 为亲缘关系异质性；Year 和 Firm 分别为年份和企业固定效应；Control 为其他控制变量；为随机扰动项。三、实证检验与讨论 （一）描述性统计与相关性分析 表 2 报告的描述性统计结果显示，Btd 的均值和中位数均大于 0，表明大部分样本家族企业存在一定程度的避税行为。Fim 的均值和标准差分别为 0.158 和 0.160，表明样本企业家族管理权涉入程度存在一定差异。亲缘关系异质性的均值为 1.997，属于核心组合、近亲组合与复合组合的观测值分别为 1927、3822 和 1901，分别占全部观测值的 25.19%、49.96%和 24.85%。控制变量与已有文献相比均在合理区间。表 2：描述性统计 变量 观测值 平均值 标准差 最小值 25 分位数 中位数 75 分位数 最大值 Btd 7650 0.056 0.521-0.071 0.014 0.045 0.068 0.087 Fim 7650 0.158 0.160 0.067 0.109 0.143 0.181 0.429 Kinh 7650 1.997 0.582 1.000 1.000 2.000 2.000 3.000 Roa 7650 0.051 0.065-0.771 0.027 0.050 0.079 0.319 Fsize 7650 21.695 0.847 19.851 20.560 21.504 22.221 25.701 Lev 7650 0.359 0.171 0.040 0.215 0.316 0.538 0.851 Fage 7650 13.460 5.294 3.000 9.000 13.000 17.000 41.000 Inven 7650 0.231 0.511 0.052 0.125 0.192 0.309 0.693 Intan 7650 0.085 0.113 0.037 0.031 0.055 0.093 0.151 Fixa 7650 0.236 0.169 0.053 0.132 0.228 0.365 0.849 Ceod 7650 0.352 0.471 0.000 0.000 0.000 1.000 1.000 Indep 7650 0.372 0.053 0.250 0.333 0.333 0.429 0.667 表 3：Pearson 相关性系数矩阵 Btd Fim Kinh Roa Fsize Lev Fage Inven Intan Fixa Ceod Indep Btd 1.000 Fim-0.075*1.000 Kinh-0.002*0.049*1.000 Roa 0.117*0.041*0.022 1.000 Fsize 0.094*-0.025*0.012*-0.030 1.000 Lev-0.025*-0.028-0.011*-0.290*0.402*1.000 Fage-0.013-0.007-0.069*-0.003 0.211*0.142*1.000 Inven 0.100*-0.012-0.019-0.157*0.102*0.302*0.08*1.000 Intan-0.026*0.048*0.093*-0.050*0.011*0.226*-0.052*-0.127 1.000 Fixa 0.033-0.032-0.005 0.092*0.025*-0.189*0.045*-0.133*-0.040*1.000 Ceod-0.042 0.055*-0.044-0.057*-0.120*-0.112*0.016-0.082*-0.022 0.008 1.000 Indep-0.025 0.032-0.011 0.021-0.074*-0.088*0.009-0.051*-0.010 0.033 0.168*1.000 注：*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著。表 3 报告的相关性分析系数矩阵显示，Btd 与 Fim 显著负相关，初步表明家族管理权涉入程度提高有助于降低企业避税程度。Btd 与大部分控制变量显著相关，变量之间相关系数的绝对值最高为 0.402，不存在相关系数过高问题。共线性诊断结果表明，方差膨胀因子的最大值为 1.958，变量之间不存在严重多重共线性问题。95 （二）基准回归结果 表 4 报告了基准回归结果，其中列（1）的结果显示，Fim 与 Btd 在 5%水平上显著负相关。就经济显著性而言，结合表 2 中的描述性统计结果可知，家族管理权涉入程度每提高一个单位标准差，家族企业避税程度平均降低 2.704%（-0.1690.160），能够解释样本平均值的 48.28%（2.704%/0.056）。研究结论验证了假设 H1，表明家族涉入企业管理权的程度越深，企业避税程度越低。可能的原因在于，家族管理权涉入程度越深，家族与企业的利益及声誉绑定的越紧密，第一类代理冲突越低，家族高管越希望家族与企业一同长盛不衰，从而不愿意实施避税活动以免造成延伸型社会情感财富损失。列（2）的结果显示，Fim 与 Btd 仍在 5%水平上具有显著负相关（1=-0.155），Kinh 在 1%水平上显著调节二者关系。研究结论支持了假设 H2，即随着家族高管亲缘关系异质性增强，家族管理权涉入对避税程度的负向影响减弱。这一结果表明，家族高管亲缘关系异质性增强会加剧家族高管团体内部冲突，降低对延伸型社会情感财富的保护意愿，使得高管团队更可能承担避税活动对家族社会情感财富带来损失的风险，从而削弱了家族管理权涉入程度提高对避税程度的降低作用。表 4：基准回归结果 变量（1）（2）Btd Btd Constant 0.011*（3.35）0.007*（2.21）Fim-0.169*（-2.40）-0.155*（-2.28）Kinh -0.002*（-4.01）FimKinh 0.006*（3.17）Fsize 0.001*（1.76）0.001*（1.99）Roa 0.401*（19.86）0.435*（21.48）Lev 0.021*（6.55）0.024*（5.67）Fage 0.000*（-2.31）-0.001*（-2.40）Inven 0.002*（2.19）0.009*（2.36）Intan-0.001*（-2.43）-0.002*（-2.29）Fixa 0.030*（6.87）0.027*（3.73）Ceod 0.001（0.98）0.002（1.41）Indep-0.001（-0.48）-0.003（-0.65）Year Yes Yes Firm Yes Yes N 7650 7650 调整的 R2 0.411 0.419 注：*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著；括号内为 t 值；后表同。（三）内生性检验 首先，参考已有研究34,38，采用企业所在地区的离婚率（Divorce）为工具变量进行工具变量两阶段回归（2SLS），缓解可能存在的变量遗漏、测量误差等引发的内生性问题。学者李思飞和卢闯研究发现，96 家族观念与所在地区的离婚率显著相关38。离婚率较低地区的家庭越重视家族和睦及家族声誉34，家族企业实际控制人越可能以利他主义对待家族成员，倾向于聘用家族成员参与企业管理。因此，家族企业所在地区的离婚率与家族管理权涉入程度存在一定相关性。同时，离婚率属于外生变量，能够较好地满足工具变量的排他性要求。表 5 报告了工具变量两阶段回归结果，其中，列（1）展示的第一阶段的回归结果表明，Fim 与 Divorce 显著负相关，minimum eigenvalue statistic 为 39.78，大于临界值 10，排除了离婚率为弱工具变量的可能性。表明样本家族企业所在地区的离婚率越低，家族管理权涉入程度越高。列（2）展示的第二阶段回归结果表明，Fim 的回归系数为-0.223 且在 5%水平上显著，表明在采用工具变量方法缓解了潜在的内生性问题后，本文的基准回归结果依然稳健。表 5：内生性检验结果 变量 工具变量法 倾向得分匹配 处理效应模型（1）（2）（3）（4）（5）（6）Fim Btd Btd Btd Fim Btd Constant 0.033*（8.69）0.055*（2.50）0.010*（2.23）0.013*（2.26）0.112*（2.97）0.040*（2.15）Divorce-0.013*（-2.44）Fim -0.223*（-2.31）-0.362*（-2.97）-0.398*（-3.05）-0.210*（-2.49）Fimexp 0.149*（3.63）Imr 0.011（0.97）Fsize-0.001*（-2.25）0.002*（4.68）0.001（1.42）0.002（1.55）-0.005*（-2.17）0.003*（4.55）Roa-0.011*（-2.36）0.370*（15.28）0.571*（10.33）0.603*（11.72）-0.026*（-2.47）0.389*（10.26）Lev-0.001*（-4.55）0.025*（7.69）0.011*（2.38）0.020*（2.51）-0.001*（-2.46）0.028*（6.72）Fage 0.001*（2.08）-0.002（-1.36）0.000（-1.40）0.000（-1.15）0.002*（2.36）-0.001（-1.03）Inven-0.001（-1.25）0.000（1.24）0.011*（1.73）0.010（1.36）-0.011（-1.65）0.000（1.12）Intan 0.002（0.96）-0.001*（-2.80）-0.006*（-2.37）-0.008*（-2.45）0.001（0.90）-0.001*（-1.88）Fixa-0.004*（-4.66）0.027*（6.32）0.019*（3.65）0.022*（3.96）-0.006*（-3.71）0.030*（5.53）Ceod 0.000（0.35）0.002（1.45）0.002（1.23）0.002（1.41）0.001*（1.71）0.001（0.82）Indep-0.001（-0.80）-0.004（-0.68）-0.010（-1.62）-0.008（-0.93）-0.002（-1.55）-0.003（-0.91）Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Firm Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 7650 7650 4012 4986 7650 7650 调整的R2 0.135 0.418 0.270 0.321 0.152 0.366 其次，采用倾向得分匹配法缓解可能存在的样本选择偏误引发的内生性问题。将 Fim 高于平均值的样本家族企业设置为处理组，将低于平均值的样本家族企业设置为控制组，以模型（2）中的全部控制变量作为配对变量，分别采用 1:1 和 1:2 最近邻匹配法进行匹配，匹配后分别获得 4012 和 4986 个观测值。表 5 中列（3）和（4）的结果与表 4 中的结果基本一致，结果稳健。最后，采用处理效应模型缓解可能存在的自选择偏差引发的内生性问题。由于所在地区的家族观念可能影响家族企业管理权涉入程度34，在第一阶段纳入同地区同年度其他样本家族企业家族管理权涉入的平均值（Fimexp）和模型（2）中的全部控制变量来预测家族管理权涉入程度并计算逆米尔斯比率（Imr）。97 在第二阶段，将 Imr 代入模型（2）作为控制变量进行回归分析。表 5 中列（5）和（6）的结果表明，Imr的系数为正但不显著，表明不存在自选择偏差问题。Fim 的系数为仍显著为负，结果稳健。（四）稳健性检验 首先，为验证本文研究结论的稳健性，将三组家族高管团队子样本两两合并，重新赋值亲缘关系异质性变量（Kinh），进行分组回归分析：（1）近亲组合与核心组合子样本合并，近亲组合赋值 1，核心组合赋值 0。（2）复合组合与近亲组合子样本合并，复合组合赋值 1，近亲组合赋值 0。（3）复合组合与核心组合子样本合并，复合组合赋值 1，核心组合赋值 0。表 6 展示的结果表明，分组回归情形下，Fim的系数均显著为负，FimKinh 的系数均显著为正，结果稳健。表 6：稳健性检验结果 I 变量 核心组合与 近亲组合对比 近亲组合与 复合组合对比 核心组合与 复合组合对比（1）（2）（3）（4）（5）（6）Btd Btd Btd Btd Btd Btd Constant 0.019*（3.52）0.024*（2.36）0.027*（2.25）0.030*（2.39）0.012*（3.83）0.014*（2.35）Fim-0.196*（-3.67）-0.182*（-2.42）-0.131*（-2.12）-0.126*（-2.06）-0.624*（-3.35）-0.598*（-3.73）Kinh -0.002*（-2.32）-0.003*（-2.24）-0.002（-0.78）FimKinh 0.010*（2.38）0.005*（3.93）0.014*（2.15）Fsize 0.001*（2.29）0.001*（2.13）0.001*（1.79）0.001*（1.72）0.002*（2.35）0.002*（2.29）Roa 0.387*（8.73）0.396*（9.06）0.642*（11.24）0.610*（9.52）0.511*（9.23）0.537*（8.42）Lev 0.016*（3.87）0.018*（3.23）0.015*（3.57）0.016*（3.22）0.008*（1.67）0.011*（1.99）Fage 0.000（-1.55）0.000（-0.42）-0.001（-1.13）-0.001（-0.97）-0.002*（-2.23）-0.002*（-2.27）Inven 0.031*（4.21）0.028*（3.07）0.020*（2.14）0.018*（2.32）0.015*（2.15）0.019*（2.23）Intan-0.001*（-2.78）-0.001*（-3.96）-0.003*（-3.74）-0.004*（-2.50）-0.005*（-2.43）-0.003*（-3.92）Fixa 0.022*（3.62）0.026*（4.16）0.011*（3.03）0.008*（3.97）0.015*（2.32）0.013*（2.25）Ceod 0.001（0.46）0.001（0.86）0.001（0.63）0.002（0.28）0.001（0.54）0.001（0.49）Indep-0.011（-1.04）-0.013（-0.87）-0.022（-1.56）-0.015（-1.13）-0.009（-0.87）-0.011（-0.96）Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Firm Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 5749 5749 5723 5723 2828 2828 调整的 R2 0.298 0.301 0.248 0.256 0.290 0.322 第二，重新度量避税程度。由于各种税收优惠政策的存在，不同企业适用的法定税率存在一定差异。为避免避税程度变量度量误差，借鉴学者刘行和叶康涛的研究39，采用名义税率与实际税率之差（Lrate）度量避税程度重新进行回归分析。表 7 中列（1）和（2）的结果与表 4 中的结果基本一致，结果稳健。第三，重新度量家族管理权涉入程度。为避免家族管理权涉入变量度量误差，借鉴潘越等学者的研究，采用董监高团队中家族成员占比度量家族管理权涉入重新进行回归分析12。表 7 中列（3）和（4）98 的结果与表 4 中的结果基本一致，结果稳健。最后，重新界定家族企业。借鉴严若森等学者的研究方法，调整家族企业度量方法，将满足前文所述标准且家族持股比重合计大于 10%的企业定义为家族企业重新进行回归分析23。共计获得 6981 个观测值，表 7 中列（5）和（6）的结果与表 4 中的结果基本一致，结果稳健。表 7：稳健性检验结果 II 变量重新度量避税程度重新度量家族管理权涉入程度重新界定家族企业（1）（2）（3）（4）（5）（6）Lrate Lrate Btd Btd Btd Btd Constant 0.026*（2.18）0.051*（3.98）0.008*（2.41）0.007*（2.36）0.031*（2.45）0.037*（2.26）Fim-0.417*（-2.30）-0.403*（-2.47）-0.030*（-2.25）-0.027*（-2.32）-0.473*（-5.21）-0.425*（-4.36）Kinh-0.005（-1.50）-0.002*（-2.24）-0.003*（-2.45）FimKinh 0.010*（2.78）0.003*（3.45）0.014*（2.39）Fsize 0.007*（3.46）0.001（1.23）0.001*（2.24）0.002*（2.46）0.003（1.25）0.001（0.65）Roa 0.211*（4.94）0.205*（4.68）0.309*（20.72）0.376*（22.35）0.243*（18.04）0.335*（21.62）Lev 0.082*（7.66）0.062*（6.58）0.025*（7.51）0.027*（6.58）0.014*（5.64）0.013*（5.41）Fage-0.001*（-2.35）-0.003*（-2.01）-0.001（-1.54）-0.002（-1.62）-0.002*（-3.96）-0.002*（-3.82）Inven 0.117*（7.83）0.101*（5.34）0.006*（2.37）0.001*（2.14）0.015*（3.61）0.012*（2.27）Intan-0.016*（-2.45）-0.015*（-2.01）-0.001*（-2.35）-0.001*（-2.27）-0.002*（-1.81）-0.001*（-2.33）Fixa 0.011*（2.03）0.020*（2.22）0.023*（4.55）0.025*（5.11）0.017*（4.12）0.015*（3.46）Ceod 0.001（0.96）0.001（0.88）0.001（1.12）0.002（1.42）0.003（1.53）0.003（1.49）Indep-0.041（-1.35）-0.039（-1.22）-0.003（-0.72）-0.001（-0.93）-0.010*（-2.21）-0.013*（-2.55）Year Yes Yes Yes Yes Yes Yes Firm Yes Yes Yes Yes Yes Yes N 7650 7650 7650 7650 6981 6981 调整的 R2 0.156 0.160 0.411 0.420 0.198 0.230（五）拓展性检验1.传导机制检验根据前述分析，家族管理权涉入程度提高对避税程度的抑制作用主要源于以下两方面。一是，家族管理权涉入程度提高能够增强高管团队对延伸型社会情感财富的追求，高管团队更不愿意实施避税活动。二是，家族管理权涉入程度提高有利于缓解第一类代理冲突，降低第一类代理成本，从而减弱高管团队的避税动机。本文接下来采用 Sobel 中介因子检验方法，探究延伸型社会情感财富及第一类代理成本在家族管理权涉入与避税之间关系的传导作用。由于延伸型社会情感财富难以度量，本文采用文本挖掘方法构建延伸型社会情感财富指标。首先，根据 Miller 和 Le Breton-Miller 等学者的研究，将延伸型情感财富划分为社会资本、企业形象与声誉、长期导向三个维度13。依据企业年度财务报告中的 MD&A 章节，构建三个延伸型情感财富维度及产生影响的关键词库。其中，社会资本关键词包括合作伙伴、中小投资者、国际合作、协作、稳定合作等，产生影响的关键词包括维护、加强、重视等。形象与声誉关键词包括形象、品牌、慈善捐赠、精准扶贫、99 客户满意度等，产生影响的关键词包括建立、提高、积累、培育、实施等。长期导向关键词包括竞争优势、服务质量、产品质量、财富传承等，产生影响的关键词包括关注、重视、提高等。接下来采用 Word2Vec机器学习方法进行文本挖掘，若三