家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東與企業(yè)違規(guī)行為

【中圖分類號(hào)】F276.5 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A 【文章編號(hào)】1004-0994（2025）14-0062-7

一、引言

國(guó)家市場(chǎng)監(jiān)督管理總局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，我國(guó) 90% 以上的企業(yè)為民營(yíng)企業(yè)，而民營(yíng)企業(yè)中家族企業(yè)占比超過 80% 可見家族企業(yè)是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不可或缺的力量。家族企業(yè)因所有權(quán)與管理權(quán)高度統(tǒng)一，控股股東能夠深入掌控企業(yè)運(yùn)營(yíng)并嚴(yán)格監(jiān)督管理層，有效緩解因所有者與管理層分離而產(chǎn)生的第一類代理問題。但家族企業(yè)普遍存在金字塔持股、交叉持股或雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)等現(xiàn)象，從而加劇了第二類代理沖突（李維安和李曉琳，2017；田利輝等，2022）。家族成員的深度參與使得家族企業(yè)在所有權(quán)結(jié)構(gòu)和管理權(quán)配置上獨(dú)具特性，這也導(dǎo)致其決策機(jī)制更加復(fù)雜。

根據(jù) 2007～2022 年的企業(yè)違規(guī)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，家族企業(yè)的違規(guī)數(shù)量顯著高于非家族企業(yè)。以江西奇信集團(tuán)股份有限公司（簡(jiǎn)稱“奇信股份”）為例，其在 2012～2019 年通過虛增收人、少計(jì)成本等手段虛增利潤(rùn)約26億元。根據(jù)奇信股份自查公告，在2020年新余市投資控股集團(tuán)有限公司借殼奇信股份上市后，奇信股份原控股股東葉家豪及其關(guān)聯(lián)方成功轉(zhuǎn)走了奇信股份約1.31億元資金，導(dǎo)致公司經(jīng)營(yíng)狀況嚴(yán)重惡化，財(cái)務(wù)指標(biāo)顯著下滑，股價(jià)大幅下跌，嚴(yán)重?fù)p害了中小股東權(quán)益。鑒于此，探討家族企業(yè)違規(guī)的治理問題意義重大。

在家族企業(yè)中，除控股股東具有重大影響外，部分非控股大股東通過產(chǎn)權(quán)、親緣、任職等關(guān)系與控股股東形成關(guān)聯(lián)，成為控股股東的關(guān)聯(lián)大股東（魏明海等，2013）。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示， 63.4% 的家族企業(yè)存在關(guān)聯(lián)大股東。家族企業(yè)控股股東掌握高度集中的控制權(quán)，享有絕對(duì)決策權(quán)，關(guān)聯(lián)大股東與控股股東之間關(guān)系密切，溝通順暢，信息不對(duì)稱程度較低（李文文和黃世忠，2020）。關(guān)聯(lián)大股東通過股東大會(huì)投票權(quán)和董事會(huì)提名等途徑影響企業(yè)重大決策，對(duì)企業(yè)運(yùn)作產(chǎn)生復(fù)雜影響（魏明海等，2011）。

關(guān)于關(guān)聯(lián)大股東對(duì)家族企業(yè)治理的影響，部分研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)聯(lián)大股東通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)加強(qiáng)對(duì)企業(yè)的內(nèi)部監(jiān)督，緩解代理問題，降低第一類代理成本，并通過聲譽(yù)機(jī)制約束企業(yè)行為，減少道德風(fēng)險(xiǎn)（馬德芳和邱保印，2016；馬連福和杜博，2019；曲吉林和于亞潔，2019；黃燦和蔣青嬉，2021；余怒濤等，2021）。也有研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)聯(lián)大股東與控股股東存在“天然”的利益同盟關(guān)系，他們可能通過合謀侵占企業(yè)資源，降低公司治理效率，從而加劇第二類代理問題并引發(fā)隧道效應(yīng)（蔡寧和魏明海，2011；呂懷立和李婉麗，2015；潘越等，2020；梁日新和李英，2022）。可見，在治理結(jié)構(gòu)復(fù)雜的家族企業(yè)中，關(guān)聯(lián)大股東存在治理和合謀兩種截然相反的目的。為探討關(guān)聯(lián)大股東在家族企業(yè)違規(guī)決策中所發(fā)揮的作用，本文選取 2007～2022 年我國(guó)A股上市家族企業(yè)樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文的增量貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：第一，為家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東發(fā)揮治理作用提供了新證據(jù)。目前關(guān)于家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東作用的研究，已得到治理和合謀兩種截然不同的結(jié)論。本文基于企業(yè)違規(guī)行為觀測(cè)家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東的作用，發(fā)現(xiàn)關(guān)聯(lián)大股東能夠發(fā)揮治理作用，抑制企業(yè)違規(guī)行為。第二，從家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東的角度豐富了對(duì)企業(yè)違規(guī)治理效應(yīng)的研究。現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)違規(guī)的研究多聚焦于股權(quán)結(jié)構(gòu)（Shi等，2020）、董事會(huì)特征（梁上坤等，2020）及外部環(huán)境（曹春方等，2017；Ji-ang等，2022）等方面。本文針對(duì)家族企業(yè)，考慮控股股東與關(guān)聯(lián)大股東相組合的模式，發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東能夠通過降低企業(yè)的兩類代理成本和增強(qiáng)對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)意愿，抑制企業(yè)的違規(guī)傾向。本研究為理解關(guān)聯(lián)大股東在家族企業(yè)治理中的作用提供了新視角，豐富了家族企業(yè)治理與違規(guī)行為的理論研究框架。

二、理論分析與假設(shè)提出

在家族企業(yè)中，家族治理深刻影響著企業(yè)結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致“關(guān)聯(lián)大股東\"現(xiàn)象普遍存在（魏明海等，2013；李文文和黃世忠，2020）。1993年實(shí)施的《公司法》要求股份公司至少具備5名發(fā)起人，從而推動(dòng)了關(guān)聯(lián)大股東的形成。由于投資者保護(hù)不足，民營(yíng)企業(yè)控股股東通常與親緣、血緣及地緣關(guān)系密切的個(gè)人結(jié)盟，以增強(qiáng)控制力并緩解代理問題。產(chǎn)權(quán)融資歧視使得資本市場(chǎng)和銀行更傾向于為國(guó)有企業(yè)提供資金支持，家族企業(yè)控股股東由此更傾向于通過家族成員持股形成網(wǎng)狀股權(quán)結(jié)構(gòu)，以獲得融資優(yōu)勢(shì)（程敏英和魏明海，2013）。較高的合同執(zhí)行成本使得家族企業(yè)選擇通過非正式制度（如儒家文化的“關(guān)系治理”）來彌補(bǔ)正式制度的不足，例如以親緣、血緣與地緣關(guān)系網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)化信任機(jī)制（魏明海等，2013）。在制度壓力較大、投資者保護(hù)不足、產(chǎn)權(quán)融資歧視和儒家文化的共同影響下，控股股東會(huì)優(yōu)先選擇利益一致且關(guān)系密切的關(guān)聯(lián)大股東分配剩余控制權(quán)（程敏英和魏明海，2013）。

（一）家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東發(fā)揮治理作用抑制企業(yè)違規(guī)行為

基于公司治理理論，關(guān)聯(lián)大股東雖無法直接干預(yù)董事會(huì)事務(wù)，但可通過委派董事、監(jiān)事和高管來安排更多家族成員參與企業(yè)管理（魏明海等，2011；DeMassis等，2013），從而將控制權(quán)和管理權(quán)集中于家族成員手中。家族成員的利益一致性降低了股東間的信任壁壘，減少了董事會(huì)內(nèi)部溝通障礙，優(yōu)化了信息溝通渠道，提升了內(nèi)部透明度（嚴(yán)若森和張志健，2016），抑制了機(jī)會(huì)主義行為。關(guān)聯(lián)大股東與控股股東間的契約性關(guān)聯(lián)增強(qiáng)了對(duì)管理層的監(jiān)督，顯著提升了監(jiān)督效率（李文文和黃世忠，2020）。當(dāng)管理層發(fā)現(xiàn)尋租成本高于管理成本時(shí)，其尋租動(dòng)力大幅減弱（Scharfstein和Stein，200O）。控股股東與關(guān)聯(lián)大股東構(gòu)建的雙重監(jiān)督機(jī)制可有效降低第一類代理成本，抑制管理層尋租行為，從而減少企業(yè)違規(guī)行為。

基于社會(huì)情感財(cái)富理論，家族企業(yè)對(duì)情感財(cái)富的考量可能優(yōu)先于經(jīng)濟(jì)目標(biāo)（Gómez-Mejia等，2007）。家族企業(yè)對(duì)情感的依戀通常會(huì)超越經(jīng)濟(jì)理性（Zellweger和De-hlen，2012）。家族企業(yè)更注重維持家族控制權(quán)、保護(hù)社會(huì)資本、提升家族與企業(yè)聲譽(yù)，以確保企業(yè)的長(zhǎng)期傳承。Miller和Lebreton-Miller（2014）將社會(huì)情感財(cái)富分為兩類：約束型，即短期非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，強(qiáng)調(diào)控制權(quán)穩(wěn)定；延伸型，即長(zhǎng)期導(dǎo)向，強(qiáng)調(diào)推動(dòng)戰(zhàn)略布局。當(dāng)股權(quán)集中于控股股東與關(guān)聯(lián)大股東手中時(shí)，家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東的身份、形象和聲譽(yù)與企業(yè)緊密相連，其會(huì)更關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展和代際傳承（譚美慶等，2024）。企業(yè)違規(guī)行為雖可能在短期內(nèi)提升股價(jià)，但長(zhǎng)期稽查風(fēng)險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致股價(jià)下跌，損害家族聲譽(yù)和延伸型社會(huì)情感財(cái)富（余怒濤等，2021）。因此，關(guān)聯(lián)大股東更重視對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)，會(huì)積極完善治理機(jī)制，避免短視行為，減少如資金占用、資源轉(zhuǎn)移等掏空行為，從而有效緩解第二類代理問題。擁有關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè)更專注于長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，保護(hù)中小股東的利益，從而抑制違規(guī)傾向。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1a：與沒有關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè)相比，有關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè)違規(guī)行為更少。

（二）家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東與控股股東合謀助長(zhǎng)企業(yè)違規(guī)行為

家族企業(yè)常常通過金字塔持股、交叉持股與雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)引入關(guān)聯(lián)大股東，以低成本實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè)的全面控制（李大鵬和周兵，2014）。Bharath等（2013）與余怒濤等（2021）的研究顯示，在多個(gè)大股東結(jié)構(gòu)下，非控股大股東可通過退出威脅影響決策，從而提升治理效能。然而，家族企業(yè)的股權(quán)不易轉(zhuǎn)讓，關(guān)聯(lián)大股東與企業(yè)利益緊密綁定（Ye和Li，2020），關(guān)聯(lián)大股東無法發(fā)揮退出威脅的治理效應(yīng)。關(guān)聯(lián)大股東與控股股東的利益高度一致（魏明海等，2011），他們可能通過隧道效應(yīng)合謀獲取私利，從而侵犯中小股東權(quán)益（李文文和黃世忠，2020）。因此，在家族企業(yè)中，關(guān)聯(lián)大股東削弱了非控股股東對(duì)控股股東的監(jiān)督能力，增加了合謀的可能性，加劇了第二類代理問題。關(guān)聯(lián)大股東通過委派董事、監(jiān)事和高管間接控制公司（魏明海等，2011），隨著關(guān)聯(lián)董事席位增加，董事會(huì)獨(dú)立性不斷下降，監(jiān)督能力隨之減弱，關(guān)聯(lián)大股東可能選擇與控股股東合謀（Prencipe和Bar-Yosef，2011）。當(dāng)關(guān)聯(lián)大股東與控股股東共同控制董事會(huì)時(shí)，企業(yè)決策更傾向于最大化控股股東利益，從而加劇了控股股東集團(tuán)的利益攫取行為（Villalonga等，2006；陳德球等，2013）。綜上，關(guān)聯(lián)大股東削弱了監(jiān)督制衡，降低了控股股東違規(guī)難度，加劇了掏空行為，增加了家族企業(yè)違規(guī)可能性。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H1b：與沒有關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè)相比，有關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè)違規(guī)行為更多。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取 2007～2022 年我國(guó)A股上市家族企業(yè)作為研究樣本，家族企業(yè)上市公司的初始數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。選擇2007年為起始年度，是因?yàn)樽栽撃昶鹕鲜泄灸陥?bào)披露均遵循新發(fā)布的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，會(huì)計(jì)核算方法統(tǒng)一，數(shù)據(jù)口徑一致。

在篩選家族企業(yè)樣本時(shí)，參照黃海杰等（2018）的方法，將實(shí)際控制人為自然人或以血緣、姻緣為聯(lián)結(jié)的企業(yè)定義為家族企業(yè)。家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東及其持股比例信息通過手工整理公司年報(bào)獲得，以此識(shí)別第2至第10大股東與控股股東或?qū)嶋H控制人的關(guān)聯(lián)關(guān)系。參考魏明海等（2013）的研究，關(guān)聯(lián)關(guān)系分為以下四種： ① 產(chǎn)權(quán)關(guān)聯(lián)，即股東與控股股東同屬一個(gè)最終控制人或存在單向/雙向持股關(guān)系； ② 親緣關(guān)聯(lián)，即股東與控股股東或?qū)嶋H控制人存在親屬關(guān)系，或?qū)嶋H控制人為控股股東親屬； ③ 職務(wù)關(guān)聯(lián)，即股東擔(dān)任控股股東所在公司的高管或共享法定代表人或高管職務(wù)； ④ 一致行動(dòng)關(guān)聯(lián)，即股東與控股股東簽署一致行動(dòng)協(xié)議。

企業(yè)違規(guī)數(shù)據(jù)源自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。企業(yè)違規(guī)行為受到中國(guó)證監(jiān)會(huì)、證券交易所及財(cái)政部等監(jiān)管機(jī)構(gòu)的處罰（魏芳和耿修林，2018）。本文借鑒陳冬華等（2013）的研究，將違規(guī)年份界定為公司實(shí)際發(fā)生違規(guī)行為的年份，以此評(píng)估上市公司當(dāng)年是否違規(guī)，確保合規(guī)評(píng)估的精確性和有效性。

在此基礎(chǔ)上對(duì)樣本數(shù)據(jù)做如下篩選處理： ① 剔除ST或 ^*ST 樣本； ② 剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)樣本； ③ 剔除無控股股東和實(shí)際控制人的樣本； ④ 剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。為降低極端值的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下 1% 的縮尾處理。最終得到3123家上市家族企業(yè)的20085個(gè)有效樣本，其中存在關(guān)聯(lián)大股東的企業(yè)有2580家（12733個(gè)樣本），不存在關(guān)聯(lián)大股東的企業(yè)有1346家（7352個(gè)樣本）。值得注意的是，其中803家企業(yè)的關(guān)聯(lián)大股東隨時(shí)間發(fā)生變化（某些年份存在，某些年份不存在），導(dǎo)致數(shù)據(jù)分類時(shí)出現(xiàn)跨年度的公司重復(fù)統(tǒng)計(jì)現(xiàn)象。回歸分析時(shí)在公司層面進(jìn)行了Cluster處理，以避免聚類效應(yīng)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤產(chǎn)生影響。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)違規(guī)。參考Khanna等（2015）和魯春洋（2023）的做法，設(shè)置了Fraud和Freq兩個(gè)指標(biāo)來表征企業(yè)違規(guī)：若公司該年度發(fā)生違規(guī)行為則Fraud為1，否則為0；Freq表示該年度公司發(fā)生違規(guī)行為的次數(shù)。

2.解釋變量：家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東（RS_proxy）。具體用兩個(gè)指標(biāo)來衡量： ① 虛擬變量 ，如果家族企業(yè)的第2至第10大股東與控股股東或?qū)嶋H控制人存在關(guān)聯(lián)關(guān)系，RS_dum賦值為1，否則為0; ② RS_pert，表示家族企業(yè)中關(guān)聯(lián)大股東持股比例。

3.控制變量。借鑒梁上坤等（2020）和魯春洋（2023）的研究，控制以下變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、獨(dú)立董事比例（INdep）、應(yīng)收賬款占比（REC）、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（ROA）、營(yíng)業(yè)收人增長(zhǎng)率（Growth）、是否“四大\"（Big4）、換手率（Turnover）、行業(yè)違規(guī)情況（Ndu-lit）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INST）。此外，模型中還加入了行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)以控制行業(yè)和年份因素的影響。

變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)關(guān)聯(lián)大股東對(duì)家族企業(yè)違規(guī)行為的影響，借鑒Khanna等（2015）的研究，構(gòu)建Probit回歸模型（1）；由于Freq為非負(fù)整數(shù)，構(gòu)建負(fù)二項(xiàng)回歸模型（2）。

Fraud_i，t=β₀+β₁RS-proxy_i，t+β₂Controls_i，t+ β₃Industry_i，t+β₄Year+ε_i，t （204號(hào)

其中：Fraudi，t和Freqi，t為被解釋變量，分別表示家族企業(yè)i在t年的違規(guī)行為和違規(guī)次數(shù)；解釋變量RS_proxyi，t包括 和RS_perti，t兩個(gè)指標(biāo)，分別表示家族企業(yè)i在t年是否存在關(guān)聯(lián)大股東，以及關(guān)聯(lián)大股東的持股比例；Controlsi，t為一組控制變量。此外，還控制了行業(yè)（Industry）和年份（Year）固定效應(yīng)。

四、實(shí)證研究

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Fraud均值為0.177，標(biāo)準(zhǔn)差為0.381，表示有 17.7% 的家族企業(yè)存在違規(guī)行為，且差異較大。Freq取值范圍為 0～10 ，反映了樣本中部分公司違規(guī)次數(shù)為零，部分公司高達(dá)10次。RS_dum均值為0.634，中位數(shù)為1，說明關(guān)聯(lián)大股東在家族企業(yè)中普遍存在。RS_pert的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，關(guān)聯(lián)大股東平均持股比例為 8.8% ，最高達(dá) 67.7% ，表明其持股水平差異顯著。其他控制變量分布合理，不再贅述。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3的回歸結(jié)果顯示，列（1）、（3）中RS_dum的系數(shù)均在 1% 的水平上顯著為負(fù) （-0.123 和-0.235），表明存在關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè)，其違規(guī)概率降低 12.3% 、違規(guī)次數(shù)減少0.235次。列（2）、（4）中RS_pert的系數(shù)亦在 1% 的水平上顯著為負(fù)，說明關(guān)聯(lián)大股東的持股比例與違規(guī)概率和違規(guī)次數(shù)負(fù)相關(guān)。以上結(jié)論支持H1a而非H1b，表明家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東發(fā)揮治理效應(yīng)。

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)。 ① 將解釋變量滯后一期。為緩解反向因果及滯后性影響，參考陸瑤等（2012）的方法將解釋變量滯后一期，樣本期間調(diào)整為 2008～2022 年，樣本量減少。 ② 采用傾向得分匹配法和熵平衡匹配法。為避免模型偏誤，采用傾向得分匹配法進(jìn)行檢驗(yàn)。以存在關(guān)聯(lián)大股東及持股比例高于年度70分位數(shù)的樣本作為處理組，以其余控制變量為協(xié)變量進(jìn)行1：1最近鄰匹配。針對(duì)樣本減少問題，借鑒張博等（2024）的研究，采用熵平衡匹配法來構(gòu)建匹配樣本。在匹配過程中，先將樣本進(jìn)行分組，然后對(duì)所有變量的一、二、三階矩進(jìn)行調(diào)整，平衡組間分布。經(jīng)過以上內(nèi)生性檢驗(yàn)后，結(jié)論均未發(fā)生變化。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 ① 改變解釋變量的度量方式。參考Edmans等（2013）對(duì)大股東的界定標(biāo)準(zhǔn)，將關(guān)聯(lián)大股東的持股比例界定為 5% 以上，重新構(gòu)建變量RS_dum1和RS_pert1。回歸結(jié)果表明，RS_dum1和RS_pert1回歸系數(shù)的方向和顯著性仍與主回歸一致，增強(qiáng)了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。 ② 改變計(jì)量模型。首先，本文使用的企業(yè)違規(guī)數(shù)據(jù)可能遺漏未被察覺的違規(guī)行為，從而導(dǎo)致系統(tǒng)性偏差。為此，使用部分可觀測(cè)的BivariateProbit模型（Khanna等，2015），引入違規(guī)傾向（Fraud*）和違規(guī)稽查（Detect*）兩個(gè)潛變量，并分別設(shè)置差異化的控制變量進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)回歸。結(jié)果顯示，RS_dum與RS_pert對(duì)Fraud*的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，對(duì)Detect*估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明關(guān)聯(lián)大股東對(duì)家族企業(yè)違規(guī)行為具有顯著抑制作用，且監(jiān)管部門對(duì)有關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè)稽查更嚴(yán)格。其次，基準(zhǔn)回歸模型采用控制行業(yè)和年份的Probit和負(fù)二項(xiàng)回歸模型，穩(wěn)健性檢驗(yàn)則改用Logit和泊松模型（孟慶斌等，2019；魯春洋，2023）。經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論均未發(fā)生變化。

限于篇幅，內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未予列示，留存?zhèn)渌鳌?/p>

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

1.第一類代理成本和第二類代理成本。代理問題源于所有權(quán)與管理權(quán)分離引發(fā)的利益沖突，企業(yè)違規(guī)常表現(xiàn)為大股東自利或管理層尋租行為（Chen等，2016）。家族企業(yè)中，關(guān)聯(lián)大股東通過泛家族化治理，一方面強(qiáng)化管理層監(jiān)督，降低第一類代理成本，減少違規(guī)行為（Scharfs-tein和Stein，2000;李文文和黃世忠，2020）；一方面提升內(nèi)部信息透明度，遏制大股東機(jī)會(huì)主義行為以降低第二類代理成本（嚴(yán)若森和張志健，2016），減少違規(guī)行為。這里采用Sobel中介檢驗(yàn)，從兩類代理成本視角，檢驗(yàn)關(guān)聯(lián)大股東對(duì)家族企業(yè)違規(guī)的作用機(jī)制。參考高鳳蓮和王志強(qiáng)（2016）的研究，以管理費(fèi)用率（管理費(fèi)用/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入）衡量第一類代理成本（Acost1），以其他應(yīng)收款占比（其他應(yīng)收款/總資產(chǎn)）衡量第二類代理成本（Acost2）。剔除存在缺失值的樣本后，共獲得20064個(gè)有效樣本。表4列（1）、（4）中，RS_dum和RS_pert對(duì)Acost1的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明關(guān)聯(lián)大股東可以降低第一類代理成本。列（2）、（3）、（5）、（6）中，第一類代理成本對(duì)Fraud和Freq有顯著正向影響，且RS_dum和RS_pert對(duì)Fraud和Freq仍具有顯著負(fù)向影響，Sobel檢驗(yàn)Z值顯著。上述結(jié)果表明，第一類代理成本在關(guān)聯(lián)大股東與企業(yè)違規(guī)的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。

表5列（1）、（4）中，RS_dum和RS_pert對(duì)Acost2的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明關(guān)聯(lián)大股東可以有效緩解第二類代理問題。列（2）、（3）、（5）、（6）中，第二類代理成本對(duì)Fraud和Freq有顯著正向影響，且RS_dum和RS_pert對(duì)Fraud和Freq仍具有顯著負(fù)向影響，Sobel檢驗(yàn)Z值顯著。上述結(jié)果表明，第二類代理成本在關(guān)聯(lián)大股東與企業(yè)違規(guī)的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用。

2.延伸型社會(huì)情感財(cái)富。長(zhǎng)期來看，企業(yè)違規(guī)行為可能引發(fā)股價(jià)下跌，損害家族聲譽(yù)及延伸型社會(huì)情感財(cái)富（余怒濤等，2021）。家族企業(yè)關(guān)聯(lián)大股東在身份、形象和聲譽(yù)上與企業(yè)緊密相連（譚美慶等，2024），其持股比例越高，家族企業(yè)對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)意愿越強(qiáng)，從而抑制違規(guī)行為。本文通過Sobel中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停治龃祟惔蠊蓶|如何通過增強(qiáng)對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)意愿影響企業(yè)違規(guī)。

Miller和Lebreton-Miller（2014）將延伸型情感財(cái)富劃分為長(zhǎng)期導(dǎo)向、社會(huì)資本及聲譽(yù)三個(gè)維度。二代成員參與企業(yè)管理被視為家族企業(yè)強(qiáng)化家族屬性的關(guān)鍵策略，體現(xiàn)了其長(zhǎng)期穩(wěn)健發(fā)展的決心（黃海杰等，2018）。本文參考譚美慶等（2024）的研究，從二代涉人（Gen2）、社會(huì)資本（Social）和聲譽(yù)（Fame）三個(gè)方面度量延伸型社會(huì)情感財(cái)富（Sew），該數(shù)值越大，表明強(qiáng)化程度越高。具體而言，當(dāng)二代成員擔(dān)任董、監(jiān)、高職務(wù)時(shí)Gen2賦值為1，否則為0 社會(huì)資本（Social）由企業(yè)高管的政治關(guān)聯(lián)、金融背景、其他企業(yè)兼職和學(xué)術(shù)背景四個(gè)維度構(gòu)成，以衡量高管團(tuán)隊(duì)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（馬曉璇和魯虹，2019）。借鑒管考磊和張蕊（2019）的研究，企業(yè)聲譽(yù)（Fame）則基于12項(xiàng)企業(yè)聲譽(yù)評(píng)價(jià)指標(biāo)，通過因子分析法計(jì)算得分。剔除存在缺失值的樣本后，共獲得14657個(gè)有效樣本。表6列（1）、（4）中，RS_dum和RS_pert與Sew顯著正相關(guān)，表明關(guān)聯(lián)大股東可增強(qiáng)對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)意愿。列（2）、（3）、（5）、（6）中，Sew對(duì)Fraud和Freq均具有顯著負(fù)向影響，表明家族企業(yè)對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的重視程度增加，有助于抑制家族企業(yè)的違規(guī)行為，Sobel檢驗(yàn)Z值在 1% 的水平上顯著。上述結(jié)果表明，延伸型社會(huì)情感財(cái)富在關(guān)聯(lián)大股東與企業(yè)違規(guī)的關(guān)系中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

（五）異質(zhì)性分析

1.關(guān)聯(lián)大股東類型。關(guān)聯(lián)大股東按照關(guān)聯(lián)關(guān)系的類型可分為產(chǎn)權(quán)、親緣、職務(wù)和一致行動(dòng)四種（程敏英和魏明海，2013），家族企業(yè)的核心特征在于擁有存在親緣關(guān)系的關(guān)聯(lián)大股東（Tan等，2021）。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示， 33.6% 的家族企業(yè)有親緣關(guān)聯(lián)大股東，占整體存在關(guān)聯(lián)大股東的家族企業(yè) 63.4% 半數(shù)以上。親緣關(guān)系強(qiáng)化了家族股東間的利他主義與凝聚力（賀小剛等，2010），增強(qiáng)了社會(huì)情感財(cái)富保護(hù)動(dòng)機(jī)。以是否包含親緣關(guān)系關(guān)聯(lián)大股東（QYRS）為分組標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)家族企業(yè)第2至第10大股東與控股股東或?qū)嶋H控制人存在親緣關(guān)系時(shí)，賦值為1，否則為0。由分組結(jié)果表7可知，可知親緣關(guān)聯(lián)大股東對(duì)企業(yè)違規(guī)行為的抑制作用更顯著。

2.控股股東持股比例。我國(guó)家族企業(yè)股權(quán)集中度較高，控股股東在公司治理中占主導(dǎo)地位。已有研究表明，控股股東為最大化自身利益可能損害中小股東權(quán)益，且控制權(quán)越強(qiáng)，違規(guī)傾向越顯著（王敏和何杰，2020）。根據(jù)《公司法》規(guī)定，持股 10% 以上的股東有權(quán)召集股東大會(huì)，控股股東持股超過 50% 時(shí)可控制公司。持股比例在 30% ＼～50% 之間，尤其在股權(quán)分散時(shí)，控股股東也能有效控制公司（李維安和李漢軍，2006）。因此，將控股股東持股比例（Top1）劃分為小于 40% 和大于 40% （含 40% 兩個(gè)組別，探討關(guān)聯(lián)大股東對(duì)家族企業(yè)違規(guī)行為影響的差異。回歸結(jié)果如表8所示。當(dāng)控股股東持股比例低于 40% 時(shí)，關(guān)聯(lián)大股東對(duì)企業(yè)違規(guī)行為的治理作用更為顯著，此時(shí)控股股東具有較強(qiáng)控制力，但尚未完全主導(dǎo)股東大會(huì)或董事會(huì)，需要依賴關(guān)聯(lián)大股東協(xié)同監(jiān)督以降低代理成本，共同治理違規(guī)行為。而當(dāng)控股股東持股比例超過 40% 后，其可以形成絕對(duì)控制權(quán)，此時(shí)可能通過信息操縱弱化監(jiān)管效力，降低違規(guī)稽查風(fēng)險(xiǎn)。

3.企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。企業(yè)合規(guī)經(jīng)營(yíng)依賴于內(nèi)部控制與治理機(jī)制的有效協(xié)同。高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制通過風(fēng)險(xiǎn)防控與權(quán)力制衡抑制違規(guī)（楊道廣和陳漢文，2015），而低質(zhì)量?jī)?nèi)部控制下管理層私利侵占風(fēng)險(xiǎn)加劇（張勇，2024），此時(shí)關(guān)聯(lián)大股東可能成為彌補(bǔ)治理缺陷的有效途徑。借鑒周澤將等（2019）的做法，采用迪博數(shù)據(jù)庫(kù)中內(nèi)部控制指數(shù)，將內(nèi)部控制指數(shù)高于中位數(shù)的公司歸為內(nèi)部控制質(zhì)量較高的組別 （ICQ=1） ），其余公司則歸為內(nèi)部控制質(zhì)量較低的組別 （ICQ=0 ）。表9的回歸結(jié)果顯示，在低內(nèi)部控制質(zhì)量組，RS_dum 和RS_pert的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明對(duì)違規(guī)行為的抑制效應(yīng)顯著。這表明當(dāng)家族企業(yè)內(nèi)部控制體系較為薄弱時(shí)，關(guān)聯(lián)大股東能有效彌補(bǔ)治理缺陷，從而印證了內(nèi)部控制質(zhì)量與關(guān)聯(lián)股東治理存在替代效應(yīng)。

五、研究結(jié)論與啟示

本文研究了家族企業(yè)中

基于以上結(jié)論，本文得到如下啟示：其一，家族企業(yè)應(yīng)重視關(guān)聯(lián)大股東在企業(yè)治理中的作用。家族企業(yè)應(yīng)充分利用關(guān)聯(lián)大股東的治理優(yōu)勢(shì)，提升治理效率，并增強(qiáng)家族成員對(duì)社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)意識(shí)，減少機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)一步抑制違規(guī)行為。其二，控股股東無法全面控制的家族企業(yè)應(yīng)引入關(guān)聯(lián)大股東參與泛家族化治理。當(dāng)控股股東無法全面控制企業(yè)時(shí)，關(guān)聯(lián)大股東的治理作用更為顯著。因此，應(yīng)引入關(guān)聯(lián)大股東參與泛家族化治理，與內(nèi)部控制機(jī)制互補(bǔ)，共同提高公司關(guān)聯(lián)大股東對(duì)企業(yè)違規(guī)行為的影響及作用機(jī)制。研究表明：關(guān)聯(lián)大股東顯著抑制了家族企業(yè)的違規(guī)行為，且隨著其持股比例的增加，違規(guī)行為進(jìn)一步減少；關(guān)聯(lián)大股東主要通過降低兩類代理成本和增強(qiáng)家族企業(yè)對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)意愿來抑制違規(guī)行為。研究還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)存在親緣關(guān)聯(lián)大股東、控股股東持股比例不足 40% 或內(nèi)部控制質(zhì)量較差時(shí)，關(guān)聯(lián)大股東對(duì)違規(guī)行為的抑制作用更為顯著。

治理水平，維護(hù)企業(yè)的聲譽(yù)和穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)。其三，建立差異化、針對(duì)性和動(dòng)態(tài)化的監(jiān)管體系。根據(jù)家族企業(yè)是否存在關(guān)聯(lián)大股東及關(guān)聯(lián)大股東的持股比例，制定差異化監(jiān)管措施；同時(shí)，考慮家族企業(yè)特性，設(shè)計(jì)針對(duì)性的處罰手段。對(duì)家族企業(yè)而言，名譽(yù)和地位等非經(jīng)濟(jì)利益的損失更為重要。因此，應(yīng)在處罰制度中增加針對(duì)企業(yè)名譽(yù)和地位的處罰措施，通過處罰公告形成顯性與隱性相結(jié)合的約束，進(jìn)一步增強(qiáng)警示效果。

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（責(zé)任編輯·校對(duì)：李小艷 黃艷晶）