嚴(yán)若森 祁 浩 錢晶晶

(1.武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072； 2.南昌大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江西 南昌 330031)

一、引言

投資者或股東通常希望管理層追逐避稅機會以最大化公司會計利潤與股東財富(Hanlon et al.，2010)。然而，在實際情形中，管理層并不會始終與股東保持利益一致。掩藏公司負面信息、在職消費、關(guān)聯(lián)交易以及激進的財務(wù)報表等行為均會導(dǎo)致股東的非稅收成本增加(Chen et al.，2010；Kim et al.，2011；劉行 等，2013)，進而損害股東利益。因此，股東與管理層利益沖突引致的第一類代理成本會限制稅收激進對企業(yè)價值的提升作用。有鑒于此，如何降低管理層稅收激進的代理成本并借此提升企業(yè)價值，成為公司治理領(lǐng)域研究的重要問題之一。

Dyck et al.(2008)指出，新興資本市場中存在著法律保護制度不健全等問題，而媒體關(guān)注一定程度上可以作為一種替代機制在公司治理中發(fā)揮重要作用。基于中國的現(xiàn)實情境，李培功等(2010)、于忠泊等(2011)以及醋衛(wèi)華等(2012)亦得出類似結(jié)論，他們認為，基于商業(yè)利益的驅(qū)動，媒體會努力搜集上市公司信息以吸引政府與公眾的注意，并借此影響公司管理層的決策，進而發(fā)揮治理功能。也就是說，媒體關(guān)注是一種重要的公司外部治理機制。

本文擬探究媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的影響，并考察家族所有權(quán)、家族管理涉入兩個家族企業(yè)特征變量對上述影響關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。針對這一主題展開研究，主要是基于四個方面的考慮：其一，雖然有關(guān)家族企業(yè)稅收激進的研究較為豐富，但很少有文獻考察媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的影響。盡管田高良等(2016a)探討了媒體關(guān)注與企業(yè)稅收激進的關(guān)系，但此文將樣本企業(yè)劃分為中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)、民營企業(yè)分別進行研究，并未特別關(guān)注家族企業(yè)這一特殊類型，為本文提供了研究契機。其二，家族企業(yè)兼具家族與企業(yè)兩種屬性，因此稅收激進的代理成本更加復(fù)雜，其不僅面臨基于股東與管理層利益沖突而致的第一類代理成本，而且還面臨基于大股東與中小股東利益沖突而致的第二類代理成本。但是，現(xiàn)有研究大多僅關(guān)注第一類代理成本，而對第二類代理成本關(guān)注不足。其三，家族企業(yè)具有追求家族社會情感財富最大化的動機，其管理層在進行避稅決策時，往往與其他性質(zhì)企業(yè)的管理層在相關(guān)考量上存在差異，但是目前很少有研究應(yīng)用社會情感財富理論去探討家族企業(yè)稅收激進問題。其四，家族所有權(quán)關(guān)注家族作為企業(yè)所有者的職責(zé)，家族管理涉入則強調(diào)家族作為企業(yè)經(jīng)營者的職責(zé)，兩者既相互關(guān)聯(lián)又有所不同(嚴(yán)若森 等，2014)。因此，對于家族所有權(quán)比例、家族管理涉入程度不同的企業(yè)而言，其家族或管理層在衡量媒體關(guān)注帶來的稅收激進成本與收益變化方面可能存在一定差異。

本研究的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：(1)與既有研究僅關(guān)注管理層稅收激進產(chǎn)生的第一類代理成本相比，本文還考慮了基于大小股東利益沖突的第二類代理成本以及家族社會情感財富，拓寬了媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進研究的邊界與視角；(2)進一步，本文分析了家族所有權(quán)與家族管理涉入兩個家族企業(yè)特征變量對媒體關(guān)注與家族企業(yè)稅收激進關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，有效地闡釋了為何不同特征的家族企業(yè)面對媒體關(guān)注的反應(yīng)程度有所不同。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)家族企業(yè)與稅收激進

稅收激進是指企業(yè)為減少每一單位稅前利潤或每一單位現(xiàn)金流入所應(yīng)繳納的明確稅款而采取的一系列措施或行為(Hanlon et al.，2010)，既包括合法的節(jié)稅行為，亦包括非法的稅收籌劃活動。在所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的治理框架下，作為企業(yè)納稅政策的直接制定者，管理層對稅前盈余具有較大的自由裁量權(quán)。正因如此，管理層實施稅收激進并非一定是出于為股東或投資者創(chuàng)造利益之慮，他們還可能借機謀取個人私利，由此產(chǎn)生的代理成本會限制稅收激進對企業(yè)價值的提升作用。從現(xiàn)有文獻來看，基于公司治理視角探討如何降低管理層稅收激進代理成本的研究，主要從內(nèi)部治理機制與外部治理機制兩個方面展開。前者主要包括高管激勵(Rego et al.，2012)、所有權(quán)結(jié)構(gòu)(鄭紅霞 等，2008；劉行 等，2012)、董事會制度(Armstrong et al.，2015)、內(nèi)部控制(田高良 等，2016b)等；后者則主要包括稅收征管(江軒宇，2013)、外部審計(金鑫 等，2011；謝盛紋 等，2014)、外部專業(yè)投資者(蔡宏標(biāo) 等，2015)等。然而，針對所有權(quán)結(jié)構(gòu)較為特殊的家族企業(yè)稅收激進問題，同類研究則尚顯匱乏。

較之于非家族企業(yè)，家族企業(yè)具有兩個顯著特點：(1)代理成本較為復(fù)雜，除上述的第一類代理成本之外，還存在家族控股股東與其他中小股東利益沖突所致的第二類代理成本(Cai et al.，2012)；(2)除追求利潤最大化之外，還特別關(guān)注社會情感財富目標(biāo)，有時甚至后者更為重要(Gómez-Mejía et al.，2007；Berrone et al.，2012)。因此，家族企業(yè)的管理層在進行納稅決策時需進行更加復(fù)雜的考量。首先，如果所有權(quán)與管理權(quán)高度重合，那么稅收激進帶來的企業(yè)價值提升亦會增加家族財富；如果所有權(quán)與管理權(quán)分離，那么管理層因受到股東(包括家族股東與外部股東)的嚴(yán)格監(jiān)督，面臨著違背委托人利益之行為被發(fā)現(xiàn)進而使個人聲譽受損的風(fēng)險。其次，基于保護自身財富的動機，中小股東擔(dān)心家族控股股東與管理層合謀通過稅收激進轉(zhuǎn)移公司財富，因此他們往往會采取“用腳投票”的方式啟動懲罰機制。再者，一旦稅收激進行為敗露，不僅家族企業(yè)的股價會受到影響，家族的聲譽亦會遭受巨大損失，進而導(dǎo)致家族社會情感財富的保有與存續(xù)受到影響。

總之，家族企業(yè)在進行納稅決策時，管理層不僅需考慮外部股東的監(jiān)督與問責(zé)壓力，還要關(guān)注家族股東出于家族社會情感財富最大化考量的監(jiān)督壓力。當(dāng)然，管理層亦會考慮自身在企業(yè)稅收激進中的個人聲譽損失。

(二)媒體關(guān)注與家族企業(yè)稅收激進

為了吸引公眾注意并借此實現(xiàn)自身商業(yè)利益最大化，媒體具有很強的動機去搜集與揭露上市公司存在的各類問題。近年來，國內(nèi)外學(xué)者圍繞媒體關(guān)注開展了一系列研究，并得出許多有價值的結(jié)論。例如：媒體關(guān)注能夠降低外部投資者的信息搜索成本，抑或降低信息不對稱程度(Bushee et al.，2010)；媒體關(guān)注可以誘發(fā)行政介入，進而提高企業(yè)違規(guī)成本，以此實現(xiàn)對公司的外部治理功能(李培功 等，2010)；媒體還可以通過影響經(jīng)理人聲譽來發(fā)揮其公司外部治理功能(Dyck et al.，2008)。類似的研究亦包括，田高良等(2016a)基于公司治理的視角，考察了媒體關(guān)注對企業(yè)稅收激進的影響。但遺憾的是，針對家族企業(yè)稅收激進是如何受媒體關(guān)注影響的，現(xiàn)有文獻卻鮮有涉及。

對于所有權(quán)與管理權(quán)重合的家族企業(yè)而言，首先，媒體關(guān)注有助于降低企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度，從而在一定程度上避免企業(yè)價值被低估(Chen et al.，2010)；其次，媒體關(guān)注會誘發(fā)行政機構(gòu)介入，導(dǎo)致稅收激進企業(yè)面臨現(xiàn)金罰款、評級調(diào)低、稅收優(yōu)惠取消等懲罰；再者，家族企業(yè)具有家族社會情感財富最大化的考量，如蔡地等(2015)發(fā)現(xiàn)一旦家族企業(yè)稅收激進行為敗露，其不僅要面臨政府監(jiān)管部門的懲罰，而且還將承受股價下跌、家族社會聲譽受損甚至倒閉等風(fēng)險。由此，本文預(yù)期，媒體關(guān)注度的提升，會增加家族企業(yè)實施稅收激進活動的風(fēng)險和成本，降低家族企業(yè)的預(yù)期收益，從而對稅收激進決策產(chǎn)生抑制效應(yīng)。

對于所有權(quán)與管理權(quán)分離的家族企業(yè)來說，一方面，控股股東與管理層之間存在第一類代理成本，管理層激進的稅收籌劃會引發(fā)家族股東的“懷疑”與嚴(yán)格監(jiān)督，而媒體關(guān)注有助于降低家族股東的搜尋成本，促使其采取嚴(yán)格的措施(如加強管理審計、加大問責(zé)力度、降低股權(quán)激勵等)來約束管理層的“中飽私囊”行為。另一方面，媒體關(guān)注會對管理層在經(jīng)理人市場中的個人聲譽產(chǎn)生重要影響，如果管理層曾因稅收激進行為而受過相關(guān)處罰，那么其在經(jīng)理人市場上的議價能力將會被極大削弱，甚至存在斷送職業(yè)生涯的可能。瞿旭等(2012)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)稅收激進行為敗露時，相對于家族CEO，外聘CEO更可能成為“替罪羊”。由此，本文預(yù)期，媒體關(guān)注度的提升，會降低管理層稅收激進的收益，提高其進行復(fù)雜稅務(wù)籌劃的難度和風(fēng)險，進而抑制管理層稅收激進的積極性。

綜上所述，本文提出：

H1：媒體關(guān)注的程度越高，家族企業(yè)稅收激進的程度越低，即媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進具有抑制作用。

(三)家族所有權(quán)、家族管理涉入的調(diào)節(jié)效應(yīng)

家族所有權(quán)常使家族財富與企業(yè)資產(chǎn)出現(xiàn)不同程度的重合，企業(yè)往往被家族視為主要資產(chǎn)。家族財富、為家族成員提供就業(yè)機會、家族聲譽與家族企業(yè)緊密聯(lián)系在一起，家族所有者則具有保護家族社會情感財富的強烈意愿。因此，家族企業(yè)通常較為保守，傾向于規(guī)避風(fēng)險(Gómez-Mejía et al.，2003；Chrisman et al.，2012；Liang et al.，2014)。

對于所有權(quán)和管理權(quán)重合的家族企業(yè)來說，一旦稅收激進行為被媒體曝光，通常家族所有權(quán)比例越高的企業(yè)遭受的沖擊越大，可能表現(xiàn)在因股價降低而導(dǎo)致的家族財富減損、歷經(jīng)長期努力而建立的良好家族形象與家族聲譽遭受重創(chuàng)等方面。正因如此，家族所有者(家族管理者)會更加全面、細致的衡量稅收激進行為的成本與收益，更為重視家族社會情感財富的存續(xù)風(fēng)險，進而傾向于規(guī)避高風(fēng)險的稅務(wù)籌劃。同時，對于所有權(quán)和管理權(quán)分離的家族企業(yè)來說，家族所有權(quán)比例越高，意味著管理層可獲得的股權(quán)激勵越少，其實施稅收激進所能獲取的潛在收益越低，因此管理層承受被媒體曝光的風(fēng)險進行稅收籌劃的動機越弱。據(jù)此，本文提出：

H2：家族所有權(quán)比例越高，媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的抑制作用越強。

家族管理涉入不僅反映了家族參與企業(yè)戰(zhàn)略決策的過程，而且決定著家族控制企業(yè)日常運營的程度與范圍。在家族企業(yè)中，家族所有者或?qū)嶋H控制人，抑或家族企業(yè)創(chuàng)始人往往擔(dān)任企業(yè)高管，這就使得家族控股股東與管理層的職責(zé)存在局部重疊甚至完全重合，由此，家族所有者具有天然的動力將股東與管理層的利益趨于一致，并借此大大降低管理層稅收激進的代理成本。

相較于所有權(quán)與管理權(quán)分離的家族企業(yè)來說，家族管理者的任期一般較長，其在長期參與經(jīng)營的過程中往往會形成獨有的社會資本(如政治關(guān)聯(lián)、與媒體良好的關(guān)系等)，這有助于降低稅收激進行為被媒體報道的風(fēng)險。即便企業(yè)負面信息被媒體披露，家族管理者也有能力通過多種手段來降低可能出現(xiàn)的懲罰與風(fēng)險(Hillman，2004；Leuz et al.，2006)。此外，家族所有者(家族管理者)還可以基于利他主義來保護家族社會情感財富，以此爭取家族成員對稅收激進的支持。綜上分析，本文提出：

H3：家族管理涉入會弱化媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的抑制作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文參考Pindado et al.(2011)以及翁宵暐等(2014)的做法，將家族企業(yè)界定為最終控制人為自然人或整個家族且持有的終極控制權(quán)比例不低于10%的企業(yè)。本文選取2011—2015年中國A股家族上市公司作為研究樣本，并對初始樣本進行了如下篩選：(1)剔除ST與*ST、金融行業(yè)的公司樣本；(2)剔除上市時間少于兩年的公司樣本，這是因為新上市公司的媒體關(guān)注變量包含上市前的報道信息進而會影響結(jié)果，同時部分變量的計算過程還涉及上一期財務(wù)數(shù)據(jù)；(3)參考吳聯(lián)生(2009)的做法，剔除稅前利潤小于0及有效稅率大于1或小于0的公司樣本；(4)剔除相關(guān)變量存在缺失值的公司樣本。經(jīng)過以上處理，本文共得到2717個有效樣本。上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.因變量

本文的因變量為企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)。對于企業(yè)稅收激進的計算，金鑫等(2011)總結(jié)了適合中國情境的三種方法：其一，有效稅率(ETR)，等于(所得稅費用-遞延所得稅費用)/稅前利潤。其二，會計賬面與實際稅負差異(BTD)，等于[利潤總額-(所得稅費用-遞延所得稅費用)/年末所得稅率]/上一年資產(chǎn)總額。其三，固定效應(yīng)殘差法計算的會計賬面與實際稅負差異(DD_BTD)，具體計算方法為：

BTDi,t=α×TACCi,t+μi+εi,t

其中，BTD為上述第二種方法中的會計賬面與實際稅負差異，TACC為公司總應(yīng)計項目，即(凈利潤-經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額)/上一年度總資產(chǎn)，μi為公司的稅負不隨時間變化的固定特征部分，εi,t為公司稅負差異的變動特征部分。DD_BTD為μi與εi,t之和。

本文采用以上三種方法的計算結(jié)果作為企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量，ETR越小，或BTD、DD_BTD越大，意味著企業(yè)的稅收激進程度越高。

2.自變量

本文的自變量為媒體關(guān)注(MEDIA)?，F(xiàn)有研究大多通過選取報紙、刊物等紙媒對某家企業(yè)的新聞報道數(shù)量來衡量媒體關(guān)注。隨著互聯(lián)網(wǎng)使用的日益普及，人們獲取信息的渠道以及對新聞的閱讀方式亦發(fā)生了深刻改變，網(wǎng)絡(luò)媒體已成為廣大投資者了解上市公司信息的重要媒介。有鑒于此，本文采用網(wǎng)絡(luò)新聞數(shù)量作為媒體關(guān)注的代理變量。具體而言，利用百度新聞(http：//news.baidu.com/)的高級搜索功能，將各上市公司的證券簡稱逐個鍵入并執(zhí)行分時段搜索，得到上市公司在各年度的新聞報道條數(shù)，為避免數(shù)量級的干擾，我們對上市公司年度新聞報道條數(shù)進行了對數(shù)化處理，以新聞報道條數(shù)加1的自然對數(shù)表征媒體關(guān)注的代理變量。需要說明的是，網(wǎng)絡(luò)媒體中存在大量的轉(zhuǎn)載現(xiàn)象，本文并未對此進行特殊處理(如剔除等)，是因為考慮到轉(zhuǎn)載在一定程度上亦意味著網(wǎng)絡(luò)媒體對該公司的關(guān)注程度。陳克兢(2016)就指出，新聞被轉(zhuǎn)載次數(shù)越多，說明該公司受媒體關(guān)注的程度越高。

3.調(diào)節(jié)變量

本文的調(diào)節(jié)變量為家族所有權(quán)(FO)與家族管理涉入(FIM)。參考嚴(yán)若森等(2014)的做法，家族所有權(quán)(FO)由家族或家族自然人直接或間接持有上市公司的終極所有權(quán)或終極股權(quán)替代，家族管理涉入(FIM)由企業(yè)實際控制人(家族或自然人)是否以董事長或總經(jīng)理的身份參與企業(yè)經(jīng)營決策替代。

家族所有權(quán)(FO)相關(guān)數(shù)據(jù)是在CSMAR數(shù)據(jù)庫的基礎(chǔ)上，結(jié)合上市公司年報及IPO招股說明書等披露的信息，經(jīng)手工整理而得；家族管理涉入(FIM)則被構(gòu)建為虛擬變量，如果家族成員擔(dān)任企業(yè)董事長或總經(jīng)理，則取值為1，否則取值為0(1)本文以實際控制人是否擔(dān)任董事長或總經(jīng)理而參與企業(yè)經(jīng)營決策作為家族管理涉入的代理變量，是出于變量可操作性考慮而擇優(yōu)做出的選擇。事實上，理想的家族管理涉入變量應(yīng)包括家族董事參與董事會決策、家族高管參與企業(yè)日常經(jīng)營決策等內(nèi)容，但中國相關(guān)法律并未規(guī)定上市公司必須披露董事、高管與實際控制人之間的親緣關(guān)系，因此本文無法從公開披露的資料中獲取相關(guān)信息。。

4.控制變量

借鑒Chen et al.(2010)、江軒宇(2013)及蔡地等(2015)的研究，本文選取的控制變量包括公司規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、資產(chǎn)收益率(ROA)、無形資產(chǎn)比率(INTA)、固定資產(chǎn)比率(PPE)、存貨密集度(INVE)、賬面市值比(MTB)、虧損狀況(LOSS)、投資收益(EQINC)、外部制度環(huán)境(MKT)。此外，本文還引入年度(YEAR)與行業(yè)(INDU)虛擬變量，以分別控制年度與行業(yè)的影響。

本研究所涉及變量的具體說明見表1。

表1 變量說明

(三)模型設(shè)定

為檢驗假設(shè)H1，本文設(shè)定如下模型：

Tax_Aggi,t=β0+β1MEDIAi,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4ROAi,t+β5INTAi,t+

β6PPEi,t+β7INVEi,t+β8MTBi,t+β9LOSSi,t-1+β10EQINCi,t+

β11MKTi,t+∑INDUi,t+∑YEARi,t+εi,t

(1)

其中，i與t分別表示企業(yè)與年份，Tax_Agg表示企業(yè)稅收激進(包括ETR、BTD與DD_BTD)，MEDIA表示媒體關(guān)注，其余控制變量的定義參見表1。β0為常數(shù)項，β1～β11為各變量的回歸系數(shù)，ε為隨機擾動項。

需要指出的是，在模型(1)的回歸分析中沒有考慮媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)之間可能存在的內(nèi)生性問題，而在現(xiàn)實情形中，稅收激進程度越高的企業(yè)往往越可能受到媒體的高度關(guān)注。Hausman檢驗亦表明，媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)之間存在顯著的內(nèi)生性問題。有鑒于此，本文采取兩階段回歸法(2SLS法)來解決變量之間的內(nèi)生性問題。根據(jù)Dyck et al.(2008)、權(quán)小鋒等(2012)的研究，媒體受商業(yè)利益的驅(qū)動，在選取新聞報道對象時會著重考慮公司是否為新上市企業(yè)、隱藏在公司背后的交易是否復(fù)雜以及公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)是否集中等因素。為此，本文分別選用企業(yè)上市年限(AGE，以企業(yè)上市年限的自然對數(shù)度量)與非流通股比例(STK)作為多元回歸分析部分與穩(wěn)健性檢驗部分的工具變量。

2SLS回歸分析模型如下所示：

MEDIAi,t=μ0+μ1AGEi,t(STKi,t)+μ2SIZEi,t+μ3LEVi,t+μ4ROAi,t+μ5INTAi,t+

μ6PPEi,t+μ7INVEi,t+μ8MTBi,t+μ9LOSSi,t-1+μ10EQINCi,t+

μ11MKTi,t+∑INDUi,t+∑YEARi,t+δi,t

(2)

Tax_Aggi,t=λ0+λ1MEDIAi,t+λ2SIZEi,t+λ3LEVi,t+λ4ROAi,t+λ5INTAi,t+

λ6PPEi,t+λ7INVEi,t+λ8MTBi,t+λ9LOSSi,t-1+λ10EQINCi,t+

λ11MKTi,t+∑INDUi,t+∑YEARi,t+θi,t

(3)

上述模型中，除AGE與STK之外，其余變量的含義均與模型(1)中的相同。模型(2)作為第一階段回歸，采用OLS法；模型(3)作為第二階段回歸，分別將ETR、BTD、DD_BTD代入其中，采用2SLS法。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可見，媒體關(guān)注(MEDIA)的均值為6.1865(e6.1865≈486次)，最小值為4.8442(e4.8442≈127次)，最大值為8.2834(e8.2834≈3958次)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5917，表明不同家族企業(yè)受媒體關(guān)注的程度存在很大差異。通過對稅收激進三個代理變量ETR(均值為0.1999，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1104)、BTD(均值為-0.0059，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0278)、DD_BTD(均值為-0.0061，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0278)統(tǒng)計結(jié)果的觀察，可以發(fā)現(xiàn)，不同家族企業(yè)之間的稅收激進程度亦存在較大差異。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

注：對所有連續(xù)型變量進行了1%的Winsor處理。

(二)相關(guān)分析

表3列示了各主要研究變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。從中可見，媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量ETR的相關(guān)性系數(shù)為0.06，且在10%的顯著性水平上顯著，此與假設(shè)H1一致；媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量BTD、DD_BTD的相關(guān)系數(shù)分別為-0.03、-0.03，但均不顯著，僅是在影響方向上與假設(shè)H1保持一致。家族所有權(quán)(FO)與家族管理涉入(FIM)的相關(guān)系數(shù)為0.13，且在1%的顯著性水平上顯著；家族管理涉入(FIM)與媒體關(guān)注(MEDIA)的相關(guān)系數(shù)為-0.04，且在5%的顯著性水平上顯著。此外，本文對所有變量都進行了膨脹因子檢驗(VIF值測試)，結(jié)果顯示，所有的VIF值均在3.5以下，因此本文并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 主要研究變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著(雙尾檢驗)。

(三)多元回歸分析

1.媒體關(guān)注與家族企業(yè)稅收激進

首先，本文采用OLS方法檢驗媒體關(guān)注(MEDIA)對企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的影響，表4列示了相關(guān)結(jié)果。從中可見，媒體關(guān)注(MEDIA)對企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的三個代理變量(ETR、BTD、DD_BTD)的回歸系數(shù)在至少10%的顯著性水平上均不顯著。

然后，本文分別對因變量為ETR、BTD、DD_BTD的模型進行BP檢驗，得到的p值均等于0.000，強烈拒絕同方差的原假設(shè)，即模型(1)存在嚴(yán)重的異方差性。為解決這一問題，本文采用加權(quán)最小二乘法(WLS法)進行回歸，相關(guān)結(jié)果亦列于表4。不難發(fā)現(xiàn)：當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為ETR時，媒體關(guān)注(MEDIA)的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正；當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為BTD時，媒體關(guān)注(MEDIA)的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負；當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為DD_BTD時，媒體關(guān)注(MEDIA)的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負。上述結(jié)果說明，媒體關(guān)注發(fā)揮了積極的外部治理作用，其會通過降低外部投資者的信息搜索成本并削弱管理層的信息優(yōu)勢、誘發(fā)行政介入提高企業(yè)違規(guī)成本、影響經(jīng)理人的聲譽等途徑來提高管理層稅收激進的成本，進而抑制家族企業(yè)稅收激進行為。由此可知，假設(shè)H1得到驗證。

表4 媒體關(guān)注與家族企業(yè)稅收激進的關(guān)系(OLS法與WLS法)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著，雙尾檢驗；括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t值。

考慮到表4列示的回歸結(jié)果并沒有考慮媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)之間存在的內(nèi)生性問題。在此，檢驗媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的三個代理變量(ETR、BTD、DD_BTD)之間是否存在內(nèi)生性問題。具體而言：首先，通過Hausman檢驗得到的p值均遠遠小于0.01，說明媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的各個代理變量之間均在1%的顯著性水平上存在顯著的內(nèi)生性問題；然后，利用弱工具變量檢驗法來檢驗上市年限(AGE)是否為弱工具變量，得到F統(tǒng)計量均在13.20左右(超過10)，而且F統(tǒng)計量的p值遠遠小于0.01，這證實企業(yè)上市年限(AGE)并非弱工具變量。基于此，本文進一步采用2SLS回歸法來分析媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的關(guān)系。

由表5可以發(fā)現(xiàn)：第一階段回歸結(jié)果中，工具變量企業(yè)上市年限(AGE)的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負，表明本文的內(nèi)生變量與工具變量具有較高的相關(guān)性。第二階段回歸結(jié)果中，當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為ETR時，媒體關(guān)注(MEDIA)的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為正；當(dāng)企業(yè)稅收激進的代理變量為BTD時，媒體關(guān)注(MEDIA)的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負；當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為DD_BTD時，媒體關(guān)注(MEDIA)的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負。上述分析結(jié)果表明，在控制內(nèi)生性問題后，媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進仍具有顯著的抑制作用。由此可知，假設(shè)H1得到驗證。

表5 媒體關(guān)注與家族企業(yè)稅收激進的關(guān)系(2SLS法)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著(雙尾檢驗)；括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t值。

2.媒體關(guān)注、家族所有權(quán)與企業(yè)稅收激進

為考察家族所有權(quán)(FO)對媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文設(shè)定如下模型：

Tax_Aggi,t=φ0+φ1MEDIAi,t+φ2MEDIAi,t×FOi,t+φ3FOi,t+φ4SIZEi,t+φ5LEVi,t+

φ6ROAi,t+φ7INTAi,t+λ8PPEi,t+φ9INVEi,t+φ10MTBi,t+φ11LOSSi,t-1+

φ12EQINCi,t+φ13MKTi,t+∑INDUi,t+∑YEARi,t+φi,t

(4)

對模型(4)分別在代入ETR、BTD、DD_BTD的情形下進行BP檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在嚴(yán)重的異方差性。為此，本文利用WLS法進行回歸，檢驗結(jié)果列于表6。從表6(左半部分)可以看到：當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為ETR時，媒體關(guān)注與家族所有權(quán)的交互項(MEDIA×FO)的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為正；當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為BTD時，媒體關(guān)注與家族所有權(quán)的交互項(MEDIA×FO)的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負；當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為DD_BTD時，媒體關(guān)注與家族所有權(quán)的交互項(MEDIA×FO)的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負。這表明，隨著家族所有權(quán)比例的提高，家族所有者保護家族社會情感財富的意愿愈加強烈，一旦稅收激進行為被媒體曝光，家族企業(yè)將遭受重大損失，正因如此，管理層會受到嚴(yán)格的監(jiān)督，從而導(dǎo)致稅收激進的成本進一步提升。與此同時，家族所有權(quán)比例的提高亦意味著管理層可獲取的激勵減少，稅收激進的收益下降。綜合上述分析可知，家族所有權(quán)比例越高，媒體關(guān)注對企業(yè)稅收激進的抑制作用越強，假設(shè)H2得到證實。

表6 家族所有權(quán)、家族管理涉入的調(diào)節(jié)作用(WLS法)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著(雙尾檢驗)；括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t值。

3.媒體關(guān)注、家族管理涉入與企業(yè)稅收激進

為考察家族管理涉入(FIM)對媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文設(shè)定如下模型：

Tax_Aggi,t=γ0+γ1MEDIAi,t+γ2MEDIAi,t×FIMi,t+γ3FIMi,t+γ4SIZEi,t+γ5LEVi,t+

γ6ROAi,t+γ7INTAi,t+γ8PPEi,t+γ9INVEi,t+γ10MTBi,t+γ11LOSSi,t-1+

γ12EQINCi,t+γ13MKTi,t+∑INDUi,t+∑YEARi,t+ωi,t

(5)

對模型(5)分別在代入ETR、BTD、DD_BTD的情形下進行BP檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在嚴(yán)重的異方差性。為此，本文利用WLS法進行回歸，檢驗結(jié)果如表6所示。從表6(右半部分)可以看到：當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為ETR時，媒體關(guān)注與家族管理涉入的交互項(MEDIA×FIM)的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為負；當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為BTD時，媒體關(guān)注與家族管理涉入的交互項(MEDIA×FIM)的系數(shù)為正但不顯著；當(dāng)企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)的代理變量為DD_BTD時，媒體關(guān)注與家族管理涉入的交互項(MEDIA×FIM)的系數(shù)為正但不顯著。盡管上述交互項系數(shù)中有兩個不顯著，但符號均與預(yù)期一致，這表明家族管理涉入使得家族所有者具有將股東與管理層的利益趨于一致的天然動力，進而會降低管理層稅收激進的代理成本。與此同時，家族管理者能夠利用自身資源形成的獨特社會資本降低家族社會情感財富可能遭受的媒體關(guān)注沖擊。由上分析可知，家族管理涉入會弱化媒體關(guān)注對企業(yè)稅收激進的抑制作用，假設(shè)H3得到證實。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文從三個方面進行了穩(wěn)健性檢驗：

其一，使用非流通股比例(STK)作為媒體關(guān)注的工具變量，重新對上述研究進行2SLS回歸，結(jié)果如表7所示。

表7 媒體關(guān)注與家族企業(yè)稅收激進的關(guān)系(2SLS法)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著(雙尾檢驗)；括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t值。

其二，利用2SLS法分別檢驗家族所有權(quán)(FO)、家族管理涉入(FIM)對媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表8所示。

表8 家族所有權(quán)、家族管理涉入的調(diào)節(jié)作用(2SLS法第二階段)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著(雙尾檢驗)；括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t值。

其三，將調(diào)節(jié)變量家族所有權(quán)(FO)、家族管理涉入(FIM)同時代入模型(4)、(5)中，利用WLS法進行回歸，考察其對媒體關(guān)注(MEDIA)與企業(yè)稅收激進(Tax_Agg)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果見表9。

表9 家族所有權(quán)、家族管理涉入的調(diào)節(jié)作用(同時代入，WLS法)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著(雙尾檢驗)；括號內(nèi)為回歸系數(shù)的t值。

從表7、8、9的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進具有顯著的抑制作用；家族所有權(quán)比例的提高會強化這種抑制作用，而家族管理涉入則會削弱這種抑制作用。由此可知，上述結(jié)果與前文結(jié)論基本保持一致。

五、結(jié)論與討論

本文納入企業(yè)雙重代理成本與家族社會情感財富因素，選取2011—2015年中國A股家族上市公司2717個有效研究樣本，實證分析媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的影響，進一步考察了家族所有權(quán)與家族管理涉入兩個家族企業(yè)特征變量對上述影響關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明：媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進具有抑制作用；家族所有權(quán)比例越高，媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的抑制作用越強；家族管理涉入會弱化媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的抑制作用。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：其一，就政府稅收監(jiān)管而言，需重視媒體關(guān)注對家族企業(yè)的外部治理作用，并進一步加強媒體的專業(yè)化、職業(yè)化及市場化改革力度，借此有效提升媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進的抑制效應(yīng)，促使家族企業(yè)更加合理規(guī)范地納稅；其二，就家族企業(yè)公司治理而言，要加快家族企業(yè)公司治理結(jié)構(gòu)現(xiàn)代化進程，推動家族所有權(quán)與管理權(quán)分離，鼓勵聘任職業(yè)經(jīng)理人，以強化媒體關(guān)注對家族企業(yè)稅收激進行為的抑制作用；其三，就投資者利益保護而言，應(yīng)充分重視管理層基于自利動機而采取的企業(yè)稅收激進行為，加強對家族企業(yè)管理層的審計監(jiān)督力度，以切實保護家族企業(yè)投資者的合法權(quán)益。

有關(guān)媒體關(guān)注對企業(yè)稅收激進的外部治理的后續(xù)研究可以嘗試從下述幾點出發(fā)：(1)不僅局限于討論企業(yè)所得稅的稅收激進，亦可將企業(yè)流轉(zhuǎn)稅的稅收激進納入考察范圍；(2)將新媒體納入媒體關(guān)注變量的定義范疇；(3)利用文本分析將企業(yè)的新聞報道分為正面報道、中性報道與負面報道，以考察媒體關(guān)注的情感色彩是否會對企業(yè)稅收激進產(chǎn)生差異化影響。