張學志 柯 嬋

一、引言

黨的十九大報告指出“只有積極承擔社會責任的企業(yè)才是最有競爭力和生命力的企業(yè)”。作為國民經(jīng)濟的重要組成部分，家族企業(yè)履行社會責任，不僅關系其自身長遠發(fā)展，更是時代的要求和責任。學術界圍繞家族企業(yè)的社會責任問題進行了大量的探討。從社會情感財富角度出發(fā)，部分文獻認為家族企業(yè)為了價值傳承和家族聲譽會承擔更多的企業(yè)社會責任(Dyer and Whetten，2006；周立新，2011；Gómez-Mejía et al.，2011；陳凌、陳麗華，2014；許金花等，2018)。從公司治理角度出發(fā)，也有文獻認為更為嚴重的第二類委托代理問題使家族企業(yè)承擔更少的企業(yè)社會責任(Ali et al.，2007；Ghoul et al.，2016；Abeysekera and Fernando，2020)。然而，上述文獻均將家族企業(yè)視作一個整體，側重與非家族企業(yè)的對比研究，對家族企業(yè)的社會責任異質性缺乏深入考察。

親屬關系的多樣性是家族企業(yè)異質性的重要來源之一(于曉東等，2018)。夫妻關系作為家庭關系的核心(胡旭陽，2019)，是影響家族企業(yè)行為的關鍵因素(Poza and Messer，2001)。夫妻作為企業(yè)共同實際控制人時，女性配偶對企業(yè)影響至深，夫妻共同決策與個人決策有很大差異(Carlsson et al.，2012)。因此，夫妻型家族企業(yè)作為一種獨特的家族企業(yè)治理類型，吸引了廣大學者的關注和探討。與其他家族企業(yè)相比，夫妻共同領導的企業(yè)員工流動率更低、勞動生產(chǎn)率更高(Amore et al.，2017)；企業(yè)的利潤率、資產(chǎn)收益率更高(Belenzon et al.，2016)；企業(yè)能靈活調節(jié)成本、改善資源配置(許宇鵬，2020)，并有助于提升企業(yè)價值(王建峰、趙蔚家，2021)。然而，夫妻主導的治理模式也存在弊端，因為夫妻關系和股東關系的處理、企業(yè)治理角色和夫妻角色的定位等都使得企業(yè)內部控制環(huán)境更加脆弱(Fishman，2009)；夫妻間的家庭沖突和溝通問題極可能傳導到企業(yè)，惡化企業(yè)決策的質量(Fincham and Beach，1999)、影響企業(yè)的發(fā)展(Poza and Messer，2010)；由于更加關注家族社會情感財富的維護，夫妻搭檔時企業(yè)的研發(fā)投入水平更低(Pan et al.，2018)，這制約著企業(yè)獲得長期競爭優(yōu)勢(胡旭陽，2019)。

作為對公司治理和公司決策具有至關重要影響的女性實際控制人，妻子的性別屬性和家族屬性導致的角色差異往往會深刻改變企業(yè)的行為模式，從而影響家族企業(yè)的社會責任表現(xiàn)。一方面，由于女性親社會傾向，她們更容易接受道德準則并關心其他利益相關者的利益(Post et al.，2011；Liu，2021)。如配偶涉入有利于提高管理者對企業(yè)的認同和承諾(Belenzon et al.，2016)，企業(yè)更注重與合作伙伴和社區(qū)的持久關系(Shepherd and Haynie，2009)。另一方面，家族邏輯強調對家族權威、家族和諧、代際傳承等非經(jīng)濟目標的追求(梁強等，2021)。因而，妻子往往對家族成員表現(xiàn)出強烈的情感傾向、更忠于家族利益 (李曉琳、李維安，2019；García-Sánchez et al.，2021)。特別是中國傳統(tǒng)文化中“夫為妻綱”、“男主外，女主內”的影響至深，妻子通常仍需要或愿意依附于丈夫，也更加重視婚姻家庭的穩(wěn)定和諧(王建峰、趙蔚家，2021)。因此，在中國情境下，夫妻共同持股的治理模式對企業(yè)履行社會責任產(chǎn)生何種影響值得進一步探索。

基于此，本文手工搜集了2010-2018年中國A股上市家族企業(yè)實際控制人及其配偶的持股數(shù)據(jù)，考察夫妻共同持股對家族企業(yè)社會責任的影響及其機制。實證結果表明：相對丈夫單獨持股，夫妻共同持股家族企業(yè)的社會責任表現(xiàn)更差，低效的公司治理水平在其中起到重要作用。夫妻共同持股時，雙方家族成員擔任董監(jiān)高職務的比例更高、企業(yè)的內部控制質量更差、大股東掏空行為更加嚴重，從而抑制了企業(yè)社會責任投入和表現(xiàn)。在采用工具變量法、PSM、實際控制人婚變等一系列性檢驗后該結論仍穩(wěn)健成立。本文研究表明，當妻子持有股權時，其家族屬性導致的低效公司治理水平是家族企業(yè)社會責任表現(xiàn)欠佳的關鍵因素，女性領導風格和“她力量”并未在家族企業(yè)決策發(fā)揮決定性作用。

本文的理論貢獻在于：第一，現(xiàn)有社會責任研究文獻把家族企業(yè)視為一個整體類型，本文聚焦夫妻共同持股這一獨特類型的家族企業(yè)，豐富了異質性家族企業(yè)社會責任研究文獻。第二，現(xiàn)有女性高管研究文獻聚焦于女性CEO、女性董事或高管性別多元化本文則考察了一類特殊女性高管——家族企業(yè)實際控制人妻子，探究以婚姻關系為紐帶的女性領導者對家族企業(yè)社會責任決策的影響。結果表明在中國情景下，家族屬性而非親社會屬性對家族企業(yè)實際控制人妻子更為重要，因而豐富了女性高管的研究文獻。此外，本文基于中國傳統(tǒng)文化情境下的經(jīng)驗研究，為改善家族企業(yè)公司治理、提升企業(yè)社會責任水平、增強企業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力提供了重要參考。

后文的結構安排如下: 第二部分為理論分析與研究假設；第三部分為研究設計；第四部分為實證結果與分析；第五部分為機制分析；第六部分為研究結論與啟示。

二、理論分析與研究假設

雖然從司法角度來看，作為夫妻共同財產(chǎn)，在婚姻存續(xù)期間一方單獨持股與共同持股沒有本質差別，理論上雙方應按企業(yè)股權的財產(chǎn)價值進行均分。但在實際中，一旦發(fā)生婚變，雙方極有可能因控制權的爭奪產(chǎn)生大量糾紛，造成昂貴的事后成本。而夫妻共同持股意味著夫妻二人股權分割明晰，其各自的持股比例往往成為婚姻關系結束時股權分割的依據(jù)。而且，根據(jù)《婚姻法》的規(guī)定，即使夫妻雙方均對公司具有所有權，但不具有明確持股比例的一方無權行使知情權、表決權等股東權利，這也意味著只有夫妻共同持股時配偶才可名正言順地參加公司的經(jīng)營決策和重大事項的表決。因此，夫妻間的股權配置不僅會直接影響夫妻雙方在公司內部的正式權力，更是其在整個家族中影響力的象征，甚至不可避免地會影響到雙方各自具有血緣關系家族成員在家族企業(yè)的所有權和管理權分配。

(一)妻子“她力量”與夫妻控股家族企業(yè)社會責任

性別角色社會化理論認為，女性會更加關心他人的福祉，對道德倫理問題更加敏感。諸多實證證據(jù)也反映了道德決策中的性別差異，如女性比男性更加環(huán)保(Brough et al.，2016)，女性高管更加關心股東之外的其他利益相關者的福利，從而更有可能制定避免環(huán)境違規(guī)的決策(Liu，2018)，董事會中的女性代表與更積極的企業(yè)社會責任倡議息息相關，特別是在慈善捐款、消費者導向、環(huán)境治理等領域(Katmon et al.，2017)。女性實際控制人較高的道德水準使得公司生產(chǎn)經(jīng)營更加規(guī)范，減少侵占中小股東及其他利益相關者利益的行為(馬云飆等，2018)。

對婚姻生活的規(guī)范承諾是向家庭成員灌輸親社會價值觀的有力催化劑，也是培養(yǎng)社區(qū)主義、慈善捐贈和共同利益的溫床(Chen and Li，2009；Wilcox，2011)。決策者的婚姻狀況和家庭環(huán)境廣泛影響著公司決策，例如養(yǎng)育女兒的高管會促使企業(yè)履行更多的社會責任(Cronqvist and Yu，2017)；已婚CEO更具備親社會價值觀，其領導的公司企業(yè)社會責任表現(xiàn)更好(Hegde and Mishra ，2019)、有更高的股息收益率并試圖增加其股份支付(Nicolosi and Gina，2013)、更加反對賄賂和避稅行為(Inglehart et al.，2004)；對婚姻更加忠誠的CEO有助于減少企業(yè)違規(guī)的概率(Griffin et al.，2015)。由此可見，在穩(wěn)定而幸福的婚姻中培育出的親社會價值觀和利他偏好可以影響高管的企業(yè)社會責任行為。

與丈夫單獨持股的家族企業(yè)相比，夫妻共同持股時妻子作為實際控制人涉入家族企業(yè)的程度更深、享有更多話語權，在公司決策中能發(fā)揮更強大的女性領導力或“她力量”。尤其是在中國這樣一個典型的男性主導的社會情境下，相對于丈夫單獨持股，夫妻共同持股可能意味著妻子享有較高的家庭地位，丈夫更愿意與妻子分享公司的相關信息并尊重、聽從其建議(Howard et al.，2006；肖金利等，2018)，妻子的親社會價值觀能夠潛移默化地滲透到婚姻和家庭生活中并積極影響和塑造丈夫的利他傾向等行為偏好(寧博等，2020)，進而促使企業(yè)更為重視社會福利、履行更多的社會責任?；谝陨戏治?，本文提出以下假設：

H1a：相比丈夫單獨持股的家族企業(yè)，夫妻共同持股時企業(yè)的社會責任表現(xiàn)更好。

(二)公司治理與夫妻控股家族企業(yè)社會責任

既有的大量研究表明，公司治理是影響企業(yè)社會責任最為重要的因素(Aguinis and Glavas，2012；高漢祥、鄭濟孝，2010)。健全有效的公司治理環(huán)境和結構可以顯著改善企業(yè)的社會責任表現(xiàn)(陳智、徐廣成，2011)。一方面，高效的內部治理有助于緩解代理沖突，預防和遏止大股東以權謀私和侵害債權人、員工等利益相關者利益的機會主義行為，從而改善企業(yè)社會責任表現(xiàn)(李志斌等，2020)。另一方面，內部控制作為公司治理的制度基礎和自律系統(tǒng)，更直接影響到企業(yè)社會責任的水平。良好的內部控制不僅能提升企業(yè)財務績效，為企業(yè)承擔社會責任提供足夠的資金保障(王海兵等，2015；Guo and Shen, 2019)，更能提供有效的監(jiān)督、降低各種有損于企業(yè)形象和聲譽等事件發(fā)生的概率，從而改善企業(yè)決策，增強企業(yè)行為的理性，并更好地回應利益相關者的訴求(Shu and Chiang,2020)，其目標和要素中也蘊含著對社會責任的追求，對企業(yè)履行社會責任起到正向的價值引領作用(Ferrell et al., 2016)?？梢?，高水平的公司治理環(huán)境是企業(yè)履行社會責任的必要前提。

當夫妻共同持股時，配偶有了在家族企業(yè)重大經(jīng)營決策的合法表決權力，出于對原生家族的利他主義動機，會更傾向于將有血緣關系的親屬引入企業(yè)參與經(jīng)營(馬云飆，2019)。因此，當妻子也持股時，更多姻親家族成員會參與到企業(yè)運營中來。一方面，夫妻共同持股的家族企業(yè)面臨更嚴重的第一類委托代理問題，內部控制質量較差。作為所有親屬關系中唯一不是由血緣鏈接起來的關系，姻親關系是親屬系統(tǒng)中最為薄弱的環(huán)節(jié)(高皓等，2020)。相比于核心家族成員，姻親成員的涉入更容易使企業(yè)滋生庇蔭氛圍和裙帶風氣(Gómez-Mejía et al.，2007；Dyer et al.，2013；于曉東、劉小元，2017)，在決策過程中往往會造成一些比較嚴重的逆向選擇問題，因為這并非是由于他們更具勝任能力，而是其具有特殊的身份和背景(Karra et al.，2010)，這反而使內部治理環(huán)境的構建缺失了良好的管理層基礎，不利于家族企業(yè)的治理效率的提高。姻親關系的涉入還可能涉及兄弟姐妹之間的利益爭奪(Santiago，2011)及夫妻背后兩大家族成員的派別對立與控制權的激烈競爭，降低家族成員間的利他程度并引發(fā)對企業(yè)資源的惡性侵占(馬云飆，2019)、致使家族內部代理矛盾激增(羅進輝、李雪，2017；Santiago，2011)，由此帶來協(xié)調和監(jiān)督成本的增加。

另一方面，夫妻持股的家族企業(yè)面臨更嚴重的第二類委托代理問題，大股東對中小股東利益侵占的動機更高。因其鮮明的“雙核運轉”的治理特色，夫妻控股上市公司背負著“史上最差的治理結構”的惡名(陳德球，2011)，大股東“掏空”動機強烈(馬云飆，2019)，極可能為了追求私人利益暗中轉移稀缺資源或利用絕對的權力優(yōu)勢投資一些只有自己感興趣而其他家族成員并不認為是最佳的項目(賀小剛等，2011)、惡化企業(yè)決策的質量。魏明海等(2013)指出，相對于家族控股股東單一控股的家族企業(yè)，關聯(lián)大股東與控股股東存在血緣或姻親關系時，家族股東侵占中小投資者利益有了更強烈動機和更大操作空間。當大股東企圖掠奪中小股東財富時，可以透過家族成員任職的管理層逾越內部控制的限制，由家族高管直接執(zhí)行(姜付秀等, 2017；Chen et al.，2020)，而夫妻間的親密關系和配偶忠誠則可能進一步削弱企業(yè)的監(jiān)督機制(王建峰、趙蔚家，2021)。

因此，相比丈夫單獨持股的家族企業(yè)，夫妻共同持股時企業(yè)面臨更嚴重的委托代理問題，而低效的公司治理會影響企業(yè)在社會責任領域的投資。基于此，本文提出以下競爭性假設：

H1b：相對丈夫單獨持股的家族企業(yè)，夫妻共同持股時企業(yè)的社會責任表現(xiàn)更差。

三、研究設計

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

為研究夫妻共同持股對家族企業(yè)社會責任的影響，本文以2010-2018年A股上市家族企業(yè)為初始樣本。遵循CSMAR的定義，家族企業(yè)包括單個自然人家族企業(yè)、不存在親屬關系的多個自然人家族企業(yè)和有親屬關系的多人家族企業(yè)等3類。在這一標準的基礎上，本文還進一步按照以下流程處理數(shù)據(jù)：(1)剔除當年PT、ST和*ST的公司；(2)剔除金融行業(yè)公司；(3)為消除實際控制人性別差異對家族企業(yè)CSR的可能影響，本文還剔除了妻子單獨持股的公司，樣本期內妻子單獨控股的家族企業(yè)只有23家，共129個觀測值，占總樣本的比例不到1%，說明在中國由女性主導家族企業(yè)的情況較為少見。剔除這一部分樣本后，參照組只包括丈夫單獨持股的樣本，可以更干凈的檢驗夫妻共同持股與丈夫單獨持股的家族企業(yè)之間的社會責任差異。經(jīng)過以上步驟，本文最終共獲得13222個公司-年度觀測值。

實際控制人及其配偶數(shù)據(jù)來自CNRDS 家族企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的“實際控制人親屬關系說明”數(shù)據(jù)，并通過IPO招股說明書、百度搜索等途徑手工收集補充。企業(yè)內部控制指數(shù)和信息披露指數(shù)來自深圳迪博數(shù)據(jù)庫。公司財務數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的分位上進行了縮尾(Winsorize)處理。

(二)變量說明

1.被解釋變量：企業(yè)社會責任總得分(CSR)與評級(CSR_Grade)

本文采用的企業(yè)社會責任評分及評級來自和訊網(wǎng)。該評分從股東責任(Shareholder)、員工責任(Employee)、供應商、客戶和消費者權益責任(Supplier)、環(huán)境責任(Environment)和社會責任(Society)等5個方面較為全面地評價上市公司的社會責任履行情況。CSR總得分及各項指標得分越高，表明該企業(yè)履行社會責任的水平越好。此外，CSR評級由低到高分別為E,D,C,B,A，依次賦值1,2,3,4,5，CSR_Grade的值越高，表明企業(yè)社會責任表現(xiàn)越好。

2.解釋變量：家族企業(yè)夫妻共同持股(Toge)

如果上市家族企業(yè)實際控制人與其配偶雙方都持有公司股份，Toge=1，否則為 0。

3.控制變量

參照Hegde and Mishra(2019)的做法，本文將上市年限(Age)、公司規(guī)模(Size)、機構投資者持股比例(Blockhold)、第一大股東持股比例(Top1)、獨董比例(Ind_Ratio)、托賓Q(TobinQ)、賬面市值比(Marketbook)、現(xiàn)金資產(chǎn)比率(CashRatio)、成長性(Growth)、資產(chǎn)負債率(Leverage)、 凈資產(chǎn)收益率(ROA)、女性董事比例(Female)、董事長和總經(jīng)理二職合一(Duality)等作為控制變量。另外，借鑒胡明霞等(2018)，影響企業(yè)內部控制質量的控制變量還包括存貨比例(Inventory)、是否為四大會計師事務所審計(Big4)、內部控制審計是否發(fā)表非標準無保留意見(Audit)等。

(三)模型設定

本文采用如下回歸模型進行實證檢驗：

CSRi，t= α0+α1Togei，t+αiΣControlsi，t+Year+Industry+Province+εi，t

(1)

其中，CSRi，t是公司i在t年的企業(yè)社會責任表現(xiàn)，包括CSR得分、得分的自然對數(shù)和CSR評級。Togei，t是公司i在t年是否為夫妻共同持股的啞變量， Controlsi，t是控制變量，另外，模型中控制了年份、上市公司所在行業(yè)及所在省份的虛擬變量，以控制潛在宏觀因素的影響。當因變量為CSR評級時采用oprobit回歸模型，估計方法為極大似然法，其他因變量為多元線性回歸模型，估計方法為最小二乘法。

表1 變量定義及說明

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計結果

表2為描述性統(tǒng)計結果，根據(jù)Panel A的結果，在本文所研究的家族企業(yè)樣本中有24%是實際控制人夫妻共同持股。家族企業(yè)的CSR得分的均值是23.45，標準差為13.66，說明我國家族企業(yè)的企業(yè)社會責任水平普遍較低且差異較大。CSR平均評級為2.09。Panel B報告了夫妻共同持股和丈夫單獨持股兩種類型家族企業(yè)的公司財務特征，結果顯示，由夫妻共同持股的家族企業(yè)，企業(yè)規(guī)模更小，資產(chǎn)收益率更高、資產(chǎn)負債率更低，現(xiàn)金持有水平更高。

表2 描述性統(tǒng)計

Panel C對比了丈夫單獨持股和夫妻共同持股兩類家族企業(yè)的公司治理差異，夫妻控股家族企業(yè)的女性高管比例更高、機構持股比例更高、董事會規(guī)模更小、兩權分離度更低、第一大股東的持股比例更高，兩職合一比例更高。Panel D列出了兩種類型家族企業(yè)的CSR總評分和CSR評級的均值T檢驗結果，夫妻共同持股家族企業(yè)的CSR得分、CSR級別及CSR各分指標得分均顯著更低，T檢驗結果與研究假設H1b的結論初步吻合。

(二)基準回歸結果

利用式(1)的實證模型進行基準回歸，結果如表3所示，其中Panel A和Panel B分別報告CSR總指標和分指標的回歸結果。根據(jù)表3Panel A列(1)的回歸結果，夫妻共同持股變量Toge的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明相對于丈夫單獨持股的家族企業(yè)，夫妻共同持股企業(yè)的社會責任表現(xiàn)更差，研究假設H1b得到了驗證。這說明，妻子的“她力量”未能在家族企業(yè)的社會責任領域發(fā)揮主導作用，公司治理因素具有更重要的決定作用。從具體數(shù)值來看，列(2)的系數(shù)為-0.037，且在1%的水平上顯著，說明夫妻共同持股家族企業(yè)的CSR水平比丈夫單獨持股的家族企業(yè)低出3.7%。列(3)的回歸系數(shù)為-0.099，且在1%的水平上顯著，說明當實際控制人夫妻共同持股時家族企業(yè)的CSR評級降低一級的概率接近10%。從分組回歸的結果來看，當被解釋變量為CSR和ln(CSR)時，無論在高CSR組還是低CSR組，Toge的回歸系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為負。而當被解釋變量為CSR_Grade時，Toge均在CSR得分高組中的回歸系數(shù)顯著為負(1)在CSR得分較低的組中，CSR評級只有D、E兩級且絕大多數(shù)評級為D，此時oprobit模型不再適用。。表3中Panel B中，(1)-(4)列的Toge回歸系數(shù)在1%或5%的水平上均顯著為負，說明相對于丈夫單獨持股的家族企業(yè)，夫妻控股企業(yè)在股東責任、員工責任、供應商、客戶和消費者權益責任、環(huán)境責任等方面的表現(xiàn)也更差。以上實證結果說明，夫妻共同持股家族企業(yè)的企業(yè)社會責任水平確實顯著更低。

表3 夫妻共同持股與企業(yè)社會責任

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量回歸

本文借鑒熊艾倫等(2018)、許宇鵬等(2020)的做法，根據(jù)聯(lián)合國人類發(fā)展報告的方法構建中國各省區(qū)的性別不平等指數(shù)(Gender Inequality Index，GII)作為夫妻共同持股變量Toge的工具變量，以緩解可能的內生性問題。該指數(shù)從生育健康(孕產(chǎn)婦死亡率、未成年生育率)、就業(yè)(勞動參與率)、政治賦權(各省份人大代表性別比、學歷)等3個維度對男女平等程度進行測量。GII指數(shù)得分越高，該地區(qū)的男女越不平等，該指標由地區(qū)經(jīng)濟社會、歷史文化等宏觀因素決定，而不受具體的個體或企業(yè)的影響。顯然，地區(qū)性別不平等程度可以影響個體決策，即可以影響家族企業(yè)由夫妻共同持股的概率，但它并不會直接影響地區(qū)內具體企業(yè)的社會責任表現(xiàn)，或者說它只能通過夫妻家庭關系來影響家族企業(yè)的社會責任表現(xiàn)。弱工具變量的檢驗結果遠大于10(F=32.981，大于10% maximal IV size所對應的臨界值16.38)，拒絕了弱工具變量原假設，證明GII指數(shù)是一個較為合理的工具變量。另外DWH檢驗的p值為0.001，表明Toge為內生解釋變量。表4報告了GII作為工具變量的兩階段回歸結果，無論企業(yè)社會責任水平以CSR、ln(CSR)還是CSR_Grade進行衡量，Toge 在第二階段回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。

表4 工具變量回歸結果

2.PSM解決樣本選擇偏差

根據(jù)表2的結果，夫妻共同持股與丈夫單獨持股的家族企業(yè)在財務特征和公司治理等方面存在顯著差異，這可能會導致樣本自選擇偏誤，從而產(chǎn)生內生性問題，本文運用PSM處理該問題。通過企業(yè)規(guī)模、第一大股東持股比例、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)收益率、女性高管比例、二職合一、機構投資者持股比例、年份、行業(yè)、省份虛擬變量來預測家族企業(yè)選擇夫妻共同持股的傾向得分，以實際控制人夫妻共同持股的樣本為處理組，丈夫單獨持股的樣本為控制組，進行1:1的鄰近匹配原則進行匹配。匹配后絕大多數(shù)變量的標準化偏差小于5%，且t檢驗的結果顯示處理組與控制組無系統(tǒng)性差異。最終共獲得處理組和對照組樣本共6564個，匹配后樣本進行回歸的結果如表5所示，Toge的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負，這證明了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

3.實際控制人婚變與企業(yè)社會責任

本文利用實際控制人婚變數(shù)據(jù)，借鑒雙重差分的思路檢驗夫妻共同持股對家族企業(yè)社會責任水平的影響。我們以“離婚”為關鍵詞在巨潮資訊網(wǎng)上搜索上市公司公告，截至2018年12月31日，共搜集到2010-2018年期間的31家家族上市公司的實際控制人離婚事項。本文按照如下邏輯對婚變進行變量定義：家族企業(yè)實際控制人發(fā)生婚變的設為實驗組，令Treat=1，其他為參照組Treat=0；設實驗組中公告日當年及以后年度樣本的Post=1，其余為0。DID為Treat與Post的交乘項。

表5 夫妻共同持股與企業(yè)社會責任的PSM檢驗結果

由于丈夫單獨持股、且離婚不涉及股權分割的情況下，實際控制人婚變不屬于法定公告事項，因此丈夫單獨持股的樣本中離婚事項存在觀測偏誤，我們的回歸中只包括夫妻共同持股的家族企業(yè)樣本。表6的結果顯示，DID的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明在夫妻控股的家族企業(yè)中，當實際控制人夫妻發(fā)生婚變后，企業(yè)的CSR水平顯著提高?；貧w結果從另一個側面再次驗證了夫妻共同持股會導致家族企業(yè)更低的CSR水平。

表6 夫妻共同持股企業(yè)實際控制人婚變與企業(yè)社會責任

4.其他穩(wěn)健性檢驗

本文還進行如下穩(wěn)健性檢驗：(1)用潤靈環(huán)球CSR評分代替和訊網(wǎng)CSR評分作為因變量，重復基準回歸，實證結果與前文保持一致。(2)本文將家族企業(yè)的范圍縮小到實際控制人是上市公司的第一大股東且至少兩個或以上家族成員在該上市公司或者關聯(lián)公司持股或任職，亦即CSMAR所定義的第三類家族企業(yè)(N=9052)(2)在第三類家族企業(yè)中，夫妻共同持股的比例達到34.7%。，回歸結果中Toge的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負。(3)考慮到妻子是否在上市公司任職帶來的可能影響，本文還進一步控制了妻子是否在上市公司任職啞變量(Wife_Exe)，回歸結果中Toge的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負。(4)本文以企業(yè)慈善捐贈金額測量企業(yè)社會責任，回歸結果中Toge的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負。(3)限于篇幅，本部分回歸結果沒有在正文中列出，結果留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、機制分析

公司治理是影響企業(yè)社會責任的重要因素(高漢祥、鄭濟孝，2010；Ferrell et al., 2016)。在公司治理機制完備，治理水平較高的家族企業(yè)中，代理成本、利益沖突等可以得到有效緩解，從而實現(xiàn)對短期經(jīng)濟收益和長期目標的兼顧，促使企業(yè)進行更多的CSR投資?；鶞驶貧w驗證了理論假設1b的結論，根據(jù)本文的理論分析，實際控制人妻子持股對企業(yè)的影響主要來自于其家族屬性而不是性別屬性，而家族屬性與家族成員涉入密切相關，因此在機制分析中我們將檢驗家族成員涉入的潛在調節(jié)作用。根據(jù)企業(yè)社會責任的公司治理觀，我們將檢驗內部控制質量、大股東掏空等常見公司治理因素的潛在中介作用。

(一)家族成員涉入與企業(yè)社會責任

家族成員涉入家族企業(yè)的經(jīng)營治理，將加劇內部代理沖突，損害公司治理水平。因此本文分別檢驗夫妻共同持股對董事會中家族成員占比(FamDir)、高層管理團隊中家族成員占比(FamExe)的影響，以及它們對企業(yè)社會責任的影響，回歸結果如表7所示。列(1)-(2)中Toge的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明夫妻共同持股時，雙方家族成員會更多地涉入公司管理運營。列(3)-(4)中Toge與FamDir的交乘項、Toge與FamExe的交乘項的系數(shù)均顯著為負，說明家族成員涉入董事會的比例越高、擔任董監(jiān)高的比例越高，夫妻共同持股對企業(yè)履行社會責任的負面影響越大。因此，家族成員涉入在夫妻共同持股企業(yè)的CSR決策中發(fā)揮重要作用，它是實際控制人妻子家族屬性發(fā)揮作用的重要條件。

表7 夫妻雙方家族成員涉入與企業(yè)社會責任

(二)內部控制質量與企業(yè)社會責任

內部控制質量是公司治理水平的重要決定因素，因此本文檢驗企業(yè)內部控制質量是否為夫妻共同持股影響家族企業(yè)社會責任水平的潛在途徑。表8中列(1)和列(2)的被解釋變量分別為企業(yè)內部控制指數(shù)(ICindex)和內部控制信息披露指數(shù)(IC1)，結果顯示Toge的回歸系數(shù)均為負，且分別在5%和1%的水平上顯著，這說明相對于丈夫單獨持股，夫妻共同持股的家族企業(yè)的公司治理水平更差、內部控制有效性更低。根據(jù)列(3)-(6)的回歸結果，內部控制質量與CSR表現(xiàn)顯著負相關。結合基準檢驗的結果，更低的內部控制質量，是夫妻共同持股模式降低CSR表現(xiàn)的可能途徑之一。

表8 夫妻共同持股、內部控制與企業(yè)社會責任

(三)大股東利益侵占與企業(yè)社會責任

夫妻控股家族企業(yè)的所有權高度集中、家族成員更多涉入，大股東更可能通過“掏空”侵占企業(yè)資金，進而減少可用于CSR的資源。因此，本文參考姜國華、岳衡(2005)、李增泉等(2004)的研究，分別以其他應收款占可流通股市值的比例(ORECMV)和其他應收款占總資產(chǎn)的比例(ORECMV2)來衡量大股東掏空行為。根據(jù)表9中列(1)和(2)的結果，Toge的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說明相比丈夫單獨持股的家族企業(yè)，夫妻共同持股時，大股東掏空行為更加嚴重。列(3)和(6)結果顯示，ORECMV和ORECMV2的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，說明大股東“掏空”行為確實負面影響企業(yè)的CSR水平。結合基準檢驗的結果，更多大股東利益侵占是夫妻共同持股模式降低CSR表現(xiàn)的可能途徑之一。

六、結論與啟示

當下我國很多家族企業(yè)都處于傳承換代的重要階段，積極承擔社會責任作為延長家族企業(yè)生命周期的重要一環(huán)，對于提升家族企業(yè)競爭力、增強可持續(xù)競爭優(yōu)勢具有舉足輕重的作用。現(xiàn)有家族企業(yè)社會責任研究局限于家族企業(yè)與非家族企業(yè)的對比，尚未關注到家族企業(yè)本身在社會責任表現(xiàn)上的異質性。作為家族企業(yè)重要的治理模式，夫妻共同持股型家族企業(yè)的公司治理和戰(zhàn)略決策具有

其獨特性。本文探究了夫妻共同持股家族企業(yè)的社會責任水平及其影響機制，結果發(fā)現(xiàn)：相對丈夫單獨持股企業(yè)，夫妻共同持股家族企業(yè)的社會責任水平顯著更低。機制檢驗表明：夫妻共同持股時，雙方家族成員會更多的參與公司經(jīng)營治理并擔任董監(jiān)高等職務，更多姻親關系的介入加劇了企業(yè)文化的裙帶色彩和庇蔭氛圍，企業(yè)內部關系治理的弊端及“雙核運轉”的治理風險等都更為明顯，較嚴重的大股東掏空和機會主義行為、較弱的內部控制和監(jiān)督能力等均導致了低效的家族企業(yè)內部控制，從而抑制了企業(yè)社會責任投入。

國外學術界發(fā)現(xiàn)女性具有更多的親社會行為和利他偏好，而婚姻和家庭生活也會帶來積極的社會效應、促使企業(yè)提供更大的社會收益并履行更多的企業(yè)社會責任。本文的研究表明，在中國本土情境下女性“她力量”并未在家族企業(yè)CSR領域起到?jīng)Q定性作用，反而由于親情裙帶關系惡化公司治理水平，導致企業(yè)社會責任水平更低。這表明在考察婚姻家庭、性別等因素在公司決策中的影響時，應充分考慮到不同國家和地區(qū)的制度、文化、習俗、家族和個體等多個層面的權變因素，從而多方位、系統(tǒng)性地探究家族企業(yè)社會責任問題，更好地推動家族企業(yè)社會責任研究的發(fā)展。