CEO貧困經(jīng)歷對上市公司盈余管理的影響

趙玉潔 黃華青

(1.中國人民大學商學院，北京 100872；2.江西財經(jīng)大學金融學院，江西 南昌 330013)

引言

近年來，從黨員干部到基層群眾都積極踐行艱苦樸素的優(yōu)良作風。十九大召開期間，以習近平同志為核心的黨中央率先垂范，帶頭執(zhí)行勤儉節(jié)約的優(yōu)良作風，厲行節(jié)約、艱苦奮斗的美德被提到了一個新的高度。從整體社會和諧角度而言，艱苦樸素的生活作風可以有效節(jié)約資源，共建節(jié)約型社會。但從公司個體角度而言，艱苦樸素的作風如何影響公司行為并未得到徹底研究，部分學者以高管貧困和饑荒經(jīng)歷作為艱苦作風的衡量，研究其對公司資本結(jié)構(gòu)(趙民偉和晏艷陽，2015)[26]、投資政策(沈維濤和幸曉雨，2014)[18]和慈善捐贈(許年行和李哲，2016；王營和曹廷求，2017)[25][22]的影響，但如何影響公司的會計政策，更進一步地如何影響公司會計信息質(zhì)量目前尚未有研究。

基于此，本文以盈余管理程度為衡量指標，以高管貧困經(jīng)歷為出發(fā)點，研究其對公司盈余管理的影響，并在此基礎(chǔ)上分析行業(yè)競爭，高管個人能力和性別等截面差異的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，CEO貧困經(jīng)歷與公司盈余管理行為兩者存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，出生貧困的CEO更擔心盈余管理帶來的聲譽成本和違規(guī)成本，加上自身風險規(guī)避的性格特征導致其貧困經(jīng)歷能有效抑制公司的盈余管理活動。本文進一步區(qū)別產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和盈余管理方向不同是否會導致研究結(jié)果存在差異，并采用傾向分值匹配法(PSM)和以CEO變更衡量的外生沖擊構(gòu)造的雙重差分模型(DID)控制研究中可能存在的內(nèi)生性問題，發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然穩(wěn)健。進一步分析行業(yè)競爭的增量作用時發(fā)現(xiàn)，上述研究結(jié)果出現(xiàn)在行業(yè)競爭程度較低的公司中，行業(yè)競爭會弱化貧困經(jīng)歷對盈余管理的抑制作用。從CEO個人能力和性別角度進行的研究發(fā)現(xiàn)以CEO兩職合一和外單位兼職衡量的CEO能力存在增量作用，CEO個人能力越強，其貧困經(jīng)歷對盈余管理的抑制作用越大；女性CEO自身的穩(wěn)健特征強化了貧困經(jīng)歷和盈余管理的負向關(guān)系。

本文的主要貢獻如下：(1)文章以盈余管理為研究視角，分析CEO貧困經(jīng)歷對公司會計信息質(zhì)量的影響，并從盈余管理的事后成本和CEO風險規(guī)避特征兩個角度研究貧困經(jīng)歷對盈余管理的作用路徑，在此基礎(chǔ)上進一步考察行業(yè)競爭、CEO個人能力和性別等截面特征差異的增量影響，相關(guān)研究結(jié)果既是對現(xiàn)有高管早期經(jīng)歷研究的傳承和延續(xù)，也從會計信息質(zhì)量這一維度充實和豐富了現(xiàn)有高管早期經(jīng)歷的研究；(2)文章研究發(fā)現(xiàn)高管貧困經(jīng)歷對盈余管理的抑制作用，這為貧困經(jīng)歷的正面效應提供了證據(jù)。中國經(jīng)濟過去近40年的高速增長締造了而今繁榮昌盛的太平盛世，但是艱苦樸素和意志力鍛煉等傳統(tǒng)美德仍然有其存在的價值。本文的研究結(jié)果既為上市公司甄選高管提供了實證證據(jù)，也從微觀的財務(wù)政策角度為當前中央自上而下踐行艱苦樸素的作風提供了積極的政策支持；(3)本文在路徑研究中發(fā)現(xiàn)盈余管理的事后成本有利于CEO減少盈余管理行為，這為監(jiān)管機構(gòu)加大力度查處上市公司盈余管理等信息披露違法違規(guī)行為，提高公司事后處罰成本，整頓資本市場信息披露不實之風提供了實證支持。

文獻綜述和研究假設(shè)

現(xiàn)有文獻主要研究上市公司盈余管理的動機，并比較應計盈余管理與真實盈余管理的差異。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，上市公司主要出于資本市場動機、契約動機和規(guī)避監(jiān)管動機三種原因進行盈余管理，而資本市場動機又可細分為IPO動機、股權(quán)再融資動機和降低虧損動機。研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)會通過盈余管理提高IPO過關(guān)率，風投加入可以降低公司盈余管理程度(胡志穎等，2012)[14]；王躍堂等(2009)[23]發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有監(jiān)管制度使得有融資需求的公司往往通過盈余管理達到平滑利潤，實現(xiàn)增發(fā)配股的目的；吳聯(lián)生等(2007)[24]研究發(fā)現(xiàn)上市公司與非上市公司都存在為了避免虧損而進行盈余管理的現(xiàn)象。在契約動機方面，企業(yè)管理層可能為了達到債務(wù)契約或薪酬契約規(guī)定而進行盈余管理，例如當企業(yè)負債較高時，管理層可能通過正向盈余管理避免債務(wù)違約，這類行為損害了會計信息的債務(wù)契約有用性(陸正飛等，2008)[16]；周澤將和杜興強(2009)[29]發(fā)現(xiàn)薪酬激勵增加了高管的盈余管理行為，而管理層權(quán)力增長進一步放大了盈余管理(權(quán)小峰和吳世農(nóng)，2010)[17]。在監(jiān)管動機方面，企業(yè)為了合理避稅、規(guī)避政治風險和迎合監(jiān)管部門的審查，通常會進行負向盈余管理。Hall和Stammerjohan(1997)[5]研究發(fā)現(xiàn)石油公司采用負向盈余管理規(guī)避政治風險；孫雪嬌和蓋地(2016)[20]發(fā)現(xiàn)盈余管理與避稅行為的關(guān)系和會稅差異相關(guān)，當會稅差異較大時，盈余管理與避稅行為正相關(guān)。

除上述公司特征的影響外，管理者的性別、年齡和教育背景等人口特征會影響其風險偏好，從而導致盈余管理程度存在差異。Wang和Demers(2010)[11]發(fā)現(xiàn)相對年輕CEO，年長CEO盈余管理的程度更高；萬宇洵和肖秀芬(2012)[21]也發(fā)現(xiàn)高管年齡和學歷與盈余質(zhì)量顯著正相關(guān)，而性別的影響不顯著。杜興強等(2017)[13]則研究發(fā)現(xiàn)女性高管比例與公司盈余管理存在倒U型關(guān)系。導致上述文獻研究結(jié)論不一致的原因可能在于，人口特征不能很好地解釋為什么相同人口特征的高管其財務(wù)決策存在較大的差異(趙民偉和晏艷陽，2015)[26]。為了解決這一問題，后續(xù)研究借助于心理學和遺傳學的相關(guān)理論，從管理層的早年經(jīng)歷角度研究管理者的行為選擇。Malmendier和Tate(2011)[8]首次將CEO早期經(jīng)歷引入到公司財務(wù)的研究中，Bernile等(2017)[2]研究發(fā)現(xiàn)CEO的早期經(jīng)歷與公司治理的風險偏好之間存在線性非單調(diào)的關(guān)系，經(jīng)歷過巨災且幸存下來的CEO傾向于更激進的治理決策，而經(jīng)歷過普通災難的CEO則更傾向于保守的公司治理態(tài)度。沈維濤和幸曉雨(2014)[18]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)歷過三年困難時期的CEO會有更低的企業(yè)投資水平，其在企業(yè)治理上的策略選擇更為保守；同時，經(jīng)歷過困難時期的CEO更有同情心，更加慷慨，從而使得企業(yè)慈善捐贈水平更高(許年行和李哲，2016；王營和曹廷求，2017)[25][22]。綜上所述，在高管早期經(jīng)歷方面，上述研究主要從投資和慈善捐贈角度進行分析，較少從盈余管理的角度進行，這為本文提供了機會。

心理學研究表明，個體行為特征很大程度上受其出生以及成長環(huán)境的影響(Kendler等，2002)[6]，成長期所經(jīng)歷的貧窮艱苦的生活環(huán)境會對個體成年行為產(chǎn)生長期影響(李婷和朱熊兆，2009)[15]。生于貧困的個體幼年時期早早目睹生活的窘迫和生存的壓力，相比于其出生富裕的同伴，出生貧困的個人幾乎不存在家族財富傳承的機會；所在地區(qū)教育水平的低下，教育成本的高昂和父母短淺的見識使得其利用教育實現(xiàn)社會階層的跳躍這一希望更加渺茫；而周圍高質(zhì)量人脈資源的缺乏使得經(jīng)歷貧困的個人想要完成人生的“逆襲”需要付出更多的艱辛和努力。因此，在機遇和個人努力的綜合作用下成為公司的CEO后，他們會更加珍惜現(xiàn)階段的聲譽和成就。這使得從其個人角度而言，盈余管理行為產(chǎn)生的聲譽成本和違法成本等事后成本翻倍增加。因此，經(jīng)歷過貧困的CEO可能更加不愿意從事盈余管理行為。

此外，經(jīng)濟學模型假設(shè)個體風險偏好穩(wěn)定，不會受到過往經(jīng)歷的影響。然而，現(xiàn)有文獻研究表明，個人過往經(jīng)歷尤其是最近的經(jīng)歷，對其決策影響很大，個人成長時的文化和政治環(huán)境會影響其風險偏好和信念，從而影響其對金融機構(gòu)的信任程度、股市參與度和對特定社會政策的偏好(Guiso等，2008)[4]。災難心理學認為，長期經(jīng)歷惡劣的生活環(huán)境可能會增加個人的心理恐懼，從而改變個體對風險的認知(時勘等，2010)[19]。有過貧困經(jīng)歷的企業(yè)高管，其記憶中更多是關(guān)于食宿奔波等負面記憶，這些記憶會導致其對復雜宏觀環(huán)境的恐懼和對預期不確定性的厭惡(Chen等，2018)[3]，呈現(xiàn)出風險規(guī)避的性格特征。這使得其在處理公司財務(wù)決策時更加偏好穩(wěn)定的項目，對不確定的現(xiàn)金流量要求更高的風險補償，風險承擔能力較低。因此，在面對未來損失和負債估計時，其一脈相承的低風險承擔能力使得CEO更為謹慎，從而促使其要求CFO等公司會計信息的參與人更為穩(wěn)健地披露公司的財務(wù)信息，避免采用應計盈余管理等方式實現(xiàn)經(jīng)濟目標。基于此，從盈余管理的事后成本和CEO的風險規(guī)避角度提出本文的研究假設(shè)1：

H1：經(jīng)歷過貧困的CEO傾向于更低程度的盈余管理行為。

數(shù)據(jù)來源及研究設(shè)計

一、樣本來源

本文選取滬深A股2003～2016年非金融類上市公司為研究樣本。以2003年作為研究起點的原因在于，國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)中最終控制人性質(zhì)、公司治理和CEO特征數(shù)據(jù)均始于2003年。樣本篩選過程如下：(1)剔除金融、保險行業(yè)的上市公司；(2)剔除CEO籍貫信息不能精確到縣級的樣本；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終獲得了4091個樣本數(shù)據(jù)。CEO出生地信息是在CSMAR數(shù)據(jù)庫原有信息的基礎(chǔ)上進一步手工整理(通過新浪人物、百度百科以及公司官網(wǎng)，盡可能對CEO出生地信息進行補全)，公司特征和CEO個人特征等其他原始數(shù)據(jù)來源于CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫，個別數(shù)據(jù)進行了手工收集(收集源為巨潮資訊信息披露平臺)。所有結(jié)果采用Stata14.0進行處理和分析。

二、模型設(shè)計

根據(jù)研究假設(shè)，本文采用模型(1)檢驗CEO貧困經(jīng)歷對公司盈余管理的影響。

其中DA表示根據(jù)修正的Jones模型計算出來的盈余管理絕對值，Povertyi,t是CEO的貧困經(jīng)歷，Xi,t表示公司特征層面的控制變量，Zi,t是CEO個人特征層面的控制變量。在模型回歸中，我們進一步控制了行業(yè)固定效應和年份固定效應，回歸結(jié)果的標準差在公司層面進行了聚類(Cluster)處理和穩(wěn)健性處理。α1反映了CEO貧困經(jīng)歷對盈余管理的影響，如果CEO貧困經(jīng)歷可以顯著抑制上市公司的盈余管理活動，那么系數(shù)α1將顯著為負。

三、變量定義

1.CEO貧困經(jīng)歷

參考許年行和李哲(2016)[25]的做法，我們借鑒國務(wù)院扶貧辦公室審批認定的國家扶貧工作重點縣(簡稱“國家貧困縣”，下同)名單。該名單經(jīng)過1994年、2001年和2012年三次審批，總數(shù)維持在592個縣(包括縣級行政單位區(qū)、旗、縣級市)。我們將手工整理的CEO出生地信息與2012版國家貧困縣名單進行比對，若CEO的出生地屬于國家貧困縣，Poverty取值1，否則為0。

2.控制變量

本文分別選擇公司層面特征和CEO個人層面特征為控制變量。公司層面特征有公司規(guī)模(Size)、托賓Q(TobinQ)、財務(wù)杠桿(Lev)、盈利能力(ROA)、股權(quán)集中度(Share)、董事會規(guī)模(Board)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)。CEO個人層面特征有CEO年齡(Age)、性別(Gender)和政治關(guān)聯(lián)(PC)。此外，研究進一步控制行業(yè)和年度差異的影響。具體變量定義參見表1。

實證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2列示了樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看出，上市公司CEO普遍出生于非貧困縣，CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)變量的均值為0.080，僅有8%的公司CEO來自貧困縣。公司特征方面，公司規(guī)模(Size)的均值與中位數(shù)分別為22.04，和全體上市公司差異不大，說明篩選后的樣本分布和全體上市公司偏差不大；托賓Q(TobinQ)的均值與中位數(shù)比較顯示存在左偏現(xiàn)象；財務(wù)杠桿(Lev)的均值為0.076，中位數(shù)為0.030；樣本公司資產(chǎn)收益率(ROA)的均值為0.052，中位數(shù)為0.043，兩者存在一定差距，樣本公司的資產(chǎn)收益率存在一定程度的右偏；股權(quán)集中度(Share)的均值為0.377，中位數(shù)為0.363，第一大股東的平均持股比例較高；董事會規(guī)模(Board)方面，樣本公司中董事會人數(shù)最多的有15人，最少的只有5人，均值和中位數(shù)差異較?。粐衅髽I(yè)(SOE)的均值為0.532，說明53.2%的公司為國有企業(yè)，和上市公司整體分布相似；CEO平均年齡(Age)為48.28歲，年齡最大為65歲，最小為32歲，年齡跨度較大；CEO性別(Gender)主要以男性居多，其中女性CEO的比例只有2.9%；CEO政治關(guān)聯(lián)(PC)的均值為0.193，即19.3%的公司CEO具有政府部門任職經(jīng)歷，或者曾經(jīng)擔任人大代表和政協(xié)委員。由于部分變量存在異常值，因此本文對所有連續(xù)變量上下縮尾1%。

表1 變量定義

表3列示了按照是否有貧困經(jīng)歷分組后，盈余管理的均值比較差異?？梢钥闯?，有貧困經(jīng)歷的CEO其所在公司的盈余管理均值為0.055，顯著小于沒有貧困經(jīng)歷的CEO所在公司的0.068，均值比較通過了1%的顯著性水平檢驗，這初步驗證了假設(shè)1。

二、CEO貧困經(jīng)歷對公司盈余管理的影響

表2 全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3 分組檢驗結(jié)果

本文采用普通最小二乘法檢驗CEO貧困經(jīng)歷對盈余管理的影響，并對回歸系數(shù)的標準差在公司層面進行聚類處理(Cluster on code)和穩(wěn)健性處理，結(jié)果如表4所示。表4第(1)列是只控制了公司特征變量的回歸結(jié)果，第(2)列加入了CEO個人特征控制變量，包括CEO年齡、性別和政治關(guān)聯(lián)；第(3)列則進一步控制了行業(yè)和年份的固定效應。三組回歸結(jié)果均顯示CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)的符號均顯著為負，說明CEO貧困經(jīng)歷與上市公司盈余管理呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，有貧困經(jīng)歷的CEO會傾向于減少公司的盈余管理活動，從而提升了公司的會計盈余信息質(zhì)量，假設(shè)1得到了驗證。貧困經(jīng)歷的CEO對盈余管理的抑制作用不僅具有統(tǒng)計上的顯著性，而且也具有經(jīng)濟意義上的顯著性。以列(3)的結(jié)果為例，相當于雇傭沒有貧困經(jīng)歷的CEO，擁有貧困經(jīng)歷的CEO其盈余管理程度下降了0.012，即減少了15.19%個單位的標準差。

控制變量方面，托賓Q(TobinQ)與盈余管理顯著正相關(guān)，說明Q越大的公司盈余管理程度也越高；上市公司財務(wù)杠桿(Lev)和盈余管理負相關(guān)，資產(chǎn)收益率(ROA)和盈余管理正相關(guān)，但是結(jié)果并不顯著。董事會規(guī)模(Board)和盈余管理顯著負相關(guān)，說明董事會可以發(fā)揮監(jiān)督治理作用，規(guī)模越大的董事會可以抑制CEO的盈余管理行為。企業(yè)性質(zhì)方面國有企業(yè)的盈余管理更少，這是因為國有企業(yè)高管的績效評級指標維度更多，除了經(jīng)營業(yè)績等會計指標外，稅收和員工雇傭等指標可以減少高管面對會計績效的壓力，從而降低了盈余管理動機。

表4 CEO貧困經(jīng)歷對公司盈余管理程度的影響

三、貧困經(jīng)歷對盈余管理的影響路徑

在得到了CEO貧困經(jīng)歷和上市公司盈余管理的負相關(guān)關(guān)系之后，一個接下來的問題是貧困經(jīng)歷通過什么傳導機制影響公司的盈余管理？即影響路徑問題。假設(shè)1從理論上分析了貧困經(jīng)歷可能會從盈余管理的事后成本和CEO的風險規(guī)避兩條路徑抑制上市公司的盈余管理，本部分我們將從實證上對上述兩條路徑進行檢驗，以進一步增強主回歸的研究結(jié)論。

檢驗方法參考Baron和Kenny(1986)[1]、Sobel(1982)[10]中介效應檢驗方法，該方法作為中介效應和路徑分析的主流方法，被許多文獻采用，具體思路如下：

其中Path A分析的是貧困經(jīng)歷Poverty對盈余管理(DA)的總體影響，系數(shù)α1為Poverty對盈余管理(DA)影響的總效應；Path B和Path C分析的是貧困經(jīng)歷Poverty是否通過中介效應MV對盈余管理DA產(chǎn)生間接影響，如果系數(shù)α3和α6均顯著，則說明間接效應存在，其大小等于α3×α6，此時Path C中系數(shù)α5衡量控制了間接效應之后，貧困經(jīng)歷Poverty對盈余管理(DA)的直接影響，如果系數(shù)α5仍然顯著，說明除了間接通過中介效應MV影響盈余管理外，貧困經(jīng)歷Poverty對盈余管理還存在直接影響。

根據(jù)假設(shè)1，貧困經(jīng)歷可能通過盈余管理的事后成本和CEO的風險規(guī)避影響盈余管理。在事后成本的路徑中，我們選擇公司前期財務(wù)披露行為是否被證監(jiān)會、交易所和其他政府機構(gòu)公告行政處罰(Penalty)作為盈余管理事后成本的衡量1。在CEO的風險規(guī)避路徑中參照Kim和Lu (2011)[7]等相關(guān)研究，采用毛利潤波動(Sd)衡量CEO的風險偏好。具體定義如下，首先計算每家公司每年對應的前三年毛利潤變異系數(shù)的絕對值，如果公司當年度的值大于等于同年度同行業(yè)公司的中值，Sd取值為1，如果小于中值，Sd取值為0。

表5列示了路徑分析的回歸結(jié)果2，列(1)、(2)為事后成本中介效應對應的Path B和Path C的結(jié)果，列(3)、(4)為風險規(guī)避中介效應對應的Path B和Path C的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，無論是在以盈余管理事后成本(Penalty)還是風險規(guī)避(Sd)為中介效應的回歸中，對應Path B 貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)均顯著為負，Path C中中介變量(Penalty)和(Sd)的系數(shù)顯著為正，這說明中介效應存在。但是即使在控制了中介效應之后，列2和4中貧困經(jīng)歷(Poverty)的回歸系數(shù)仍然顯著為負，這說明除了上述中介效應外，貧困經(jīng)歷還存在對盈余管理的直接影響。

表6進一步列示了中介效應的檢驗結(jié)果和中介效應大小。中介效應的Sobel、Aroian和Goodman三種檢驗在5%的顯著性水平下均顯著，說明中介效應存在。貧困經(jīng)歷(Poverty)對盈余管理影響的總效應為-0.0116(即為表4第3列中Poverty的回歸系數(shù)α1)，以事后成本為中介效應的回歸中，間接效應大小為-0.0010(即為表5第(1)列Poverty回歸系數(shù)α3和第2列中介變量Penalty的系數(shù)α6的乘積)，占總效應的8.33%，說明貧困經(jīng)歷對盈余管理的抑制作用中有8.33%是由于CEO擔心盈余管理產(chǎn)生的事后成本而減少了盈余管理行為。同理，風險規(guī)避路徑對應的間接效應為-0.0011，占總效應的9.47%，說明在貧困經(jīng)歷對盈余管理影響的總體效應中有9.47%通過風險規(guī)避產(chǎn)生影響，其作用略大于事后成本的影響。

表5 CEO貧困經(jīng)歷與上市公司盈余管理：路徑分析

表6 CEO貧困經(jīng)歷與上市公司盈余管理影響路徑的效應分解3

四、穩(wěn)健性檢驗

1.公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

表7顯示公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響盈余管理行為，國企的盈余管理程度更低。一個潛在的樣本選擇問題是如果國企傾向于雇傭有貧困經(jīng)歷的CEO，那么CEO貧困經(jīng)歷和盈余管理的負相關(guān)關(guān)系可能并不是由CEO本身的個人經(jīng)歷導致，而是樣本自選擇(Sample selection)的結(jié)果。為了降低公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)導致的樣本自選擇問題，本文將總樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，比較CEO貧困經(jīng)歷和盈余管理程度的關(guān)系是否存在差異，結(jié)果如表7所示。

可以看出，無論在國企組或者非國企組，CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)的符號均顯著為負，這說明CEO貧困經(jīng)歷和盈余管理的負相關(guān)關(guān)系在國企組和非國企組均顯著存在，本文的研究結(jié)果并非由于國有企業(yè)雇傭貧困經(jīng)歷的CEO導致，這進一步證明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.區(qū)別盈余管理的方向

在得到了表4的結(jié)果之后，一個可能的顧慮是貧困經(jīng)歷的CEO出于事后成本和風險規(guī)避的考慮，會減少其盈余管理行為，那么CEO是否會過于謹慎，使得其在公司盈利較好的期間隱藏利潤，以待盈利較差的期間將利潤釋放出來，從而導致在某些年份出現(xiàn)負向盈余管理的可能性呢？本部分將對此進行研究。我們首先根據(jù)修正的Jones模型得到的非正常應計利潤的大小，將樣本分為正向盈余管理(非正常應計利潤大于0)和負向盈余管理(非正常應計利潤小于0)兩組，分別研究貧困經(jīng)歷對絕對盈余管理程度即DA的影響。回歸結(jié)果如表8所示。

表7 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、CEO貧困經(jīng)歷和公司盈余管理程度

可以看出，無論是在正向盈余管理組抑或是負向盈余管理組，貧困經(jīng)歷Poverty的回歸系數(shù)都顯著為負，這說明CEO的貧困經(jīng)歷不僅可以抑制正向盈余管理行為，對公司負向盈余管理行為也具有抑制作用。原因可能在于無論正向盈余管理或是負向盈余管理，兩者作為公司操縱利潤的手段一旦被監(jiān)管機構(gòu)發(fā)現(xiàn)都會查處，存在較高的事后成本，因此年幼經(jīng)歷過貧困的CEO會更少進行此類操作。此外負向盈余管理的結(jié)果是低估利潤，由于CEO激勵性的薪酬大多與利潤正相關(guān)，加上市場投資者和分析師對公司會計業(yè)績的壓力，以及CEO出于自身職業(yè)生涯的聲譽考慮，CEO可能不會以自身利益為代價去低估利潤，因此負向盈余管理的抑制作用也十分顯著。貧困經(jīng)歷對正向和負向盈余管理的顯著性結(jié)果進一步說明了主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.傾向得分匹配方法(PSM)

為了降低控制變量差異產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)進行控制。具體過程如下：首先以CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)為因變量，采用Logit回歸方法選擇模型(1)中的控制變量為匹配標準，估計各公司CEO貧困經(jīng)歷的概率得分；其次，按照鄰近匹配方法對最臨近概率得分進行1：1匹配，即從沒有CEO貧困經(jīng)歷的公司中挑選一個得分最接近值與有CEO貧困經(jīng)歷的公司進行配對，匹配后共得到652個樣本；最后基于匹配后的樣本重新按照模型(1)進行回歸。

表8 盈余管理方向、CEO貧困經(jīng)歷和公司盈余管理程度

表9 PSM配對樣本前后控制變量的差異對比

表9報告了匹配前后按照控制組和處理組的控制變量均值差異。可以看出，匹配前除了資產(chǎn)收益率(ROA)、董事會規(guī)模(Board)和CEO性別(Gender)外，處理組和控制組的其他控制變量均存在顯著差異，而且偏差較大。經(jīng)過PSM方法匹配后，處理組和控制組中所有控制變量的差異均不顯著，而且偏差出現(xiàn)了大幅減小，這說明樣本匹配效果理想，匹配后的樣本在上述特征方面不存在顯著差異。

表10列示了樣本匹配前后處理組和控制組的盈余管理程度(DA)的均值差異，可以看出，匹配之前控制組盈余管理程度(DA)的均值為0.0690，對應處理組的均值為0.0554，兩者的差異即處置效應為-0.0136，對應T值為-2.93，匹配后控制組的均值為0.0715，處置效應為-0.0162，T值為-2.99。因此，匹配后處理組和控制組的盈余管理程度差異并未消失，1%的顯著性水平上仍然存在，這從側(cè)面降低了遺漏變量的影響。

4.外生沖擊檢驗

為了降低研究中遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文參考事件研究法的思想，以CEO變更為外生沖擊事件，采用雙重差分模型檢驗CEO變更前后導致的貧困經(jīng)歷變化(例如從有貧困經(jīng)歷變?yōu)闊o貧困經(jīng)歷的CEO，或者從無貧困經(jīng)歷的CEO變?yōu)橛胸毨Ы?jīng)歷的CEO)對公司盈余管理程度的影響。為了避免變更后CEO任期太短導致其作用不能發(fā)揮出來，我們要求CEO變更前后有2年的任期樣本，即事件窗口期為4年。對此，樣本做如下處理：(1)首先剔除研究期間從未發(fā)生過CEO變更的樣本，或者變更前后任期不足2年的樣本，保留CEO變更前后2年共4年的數(shù)據(jù)。同時構(gòu)建變量After，如果樣本屬于CEO變更前，After值為0，如果樣本是在CEO變更后，After值為1。(2)根據(jù)變更前后CEO是否有貧困經(jīng)歷將變更分為三組，分別定義為：High=0組(作為控制組)為變更前后CEO貧困經(jīng)歷并無差異；High=1組(命名為Up組)表示從無貧困經(jīng)歷的CEO變更為有貧困經(jīng)歷的CEO；High=2組(命名為Down組)表示從有貧困經(jīng)歷的CEO變更為無貧困經(jīng)歷的CEO。同時定義Up和Down變量：如果樣本屬于High=1組的變更，Up值為1，否則Up值為0；同理，如果樣本屬于High=2組的變更，Down值為1，否則Down值為0。

表10 PSM配對樣本前后盈余管理程度的均值差異

表11列示了按照變更前后CEO貧困經(jīng)歷的變化分組后的樣本分布，研究期間樣本一共發(fā)生了101次變更，即404個樣本。其中High=0組的樣本量最大，為328個，這說明發(fā)生了82次變更，占總樣本的81.19%；High=1組有36個樣本，對應9次從無貧困經(jīng)歷的CEO變更為有貧困經(jīng)歷的CEO；High=2組有40個樣本，對應10次從有貧困經(jīng)歷的CEO變更為無貧困經(jīng)歷的CEO。

表12報告了雙重差分模型下CEO變更前后盈余管理程度的影響。第(1)-(3)欄分別是控制組與Up組，控制組與Down組，控制組、Up組與Down組的回歸結(jié)果。第(2)欄和第(3)欄中After×Down的系數(shù)顯著為正，這說明當公司從有貧困經(jīng)歷的CEO變更為無貧困經(jīng)歷的CEO后，盈余管理程度增加。表12的結(jié)果從CEO變更這一外生沖擊的角度提高了本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表11 按CEO變更前后貧其困經(jīng)歷的變化分組后樣本分布情況

表12 CEO變更前后貧困經(jīng)歷變化對盈余管理程度的影響

5.更換衡量指標和研究方法

除上述穩(wěn)健性檢驗外，本文還做了以下穩(wěn)健性檢驗：(1)采用Kothari模型計算公司的盈余管理程度，代替主回歸中的修正Jones模型；(2)采用真實盈余管理衡量盈余管理程度；(3)用董事長的貧困經(jīng)歷代替CEO的貧困經(jīng)歷進行研究；(4)采用面板數(shù)據(jù)的固定效應模型和隨機效應模型進行檢驗，在PSM中采用Probit模型進行第一階段回歸?；貧w發(fā)現(xiàn)除部分變量的結(jié)果不顯著之外，上述主要結(jié)果均存在4。

進一步研究與分析

一、公司所處行業(yè)競爭的增量影響

行業(yè)競爭對盈余管理也發(fā)揮著重要作用，周夏飛和周強龍(2014)[28]研究均發(fā)現(xiàn)競爭越激烈的行業(yè)，其總體盈余管理水平也越高。這是因為行業(yè)競爭壓縮了企業(yè)的利潤空間，從而使得高管在面臨內(nèi)部股東的業(yè)績要求，外部分析師的盈余預測壓力，以及自身與業(yè)績掛鉤的激勵薪酬時會鋌而走險，通過盈余管理的手段達到業(yè)績目標。因此，即使貧困經(jīng)歷使得高管更加穩(wěn)健保守，但在面對行業(yè)激烈的競爭和壓力時，公司管理人員也可能通過盈余管理方法來保證公司在行業(yè)競爭中屹立不倒，從而維護個人利益和職業(yè)發(fā)展(Shleifer，2004)[9]。因此，本文進一步分析行業(yè)競爭對貧困經(jīng)歷和盈余管理的增量作用。

本文參考周夏飛和周強龍(2014)[28]，根據(jù)公司年銷售收入計算得到行業(yè)勒納指數(shù)。若樣本公司當年的行業(yè)勒納指數(shù)位于前20%，說明該公司所屬行業(yè)競爭程度非常激烈，定義High值等于1；若行業(yè)勒納指數(shù)處在后20%，則認為所屬行業(yè)的競爭程度較低，定義Low值等于1。若勒納指數(shù)位于20～80%，則認為行業(yè)競爭程度一般，定義Middle值為1。為了區(qū)別不同行業(yè)競爭程度的影響，在模型(1)的基礎(chǔ)上分別加入行業(yè)競爭程度與貧困經(jīng)歷的交互項Poverty×High、Poverty×Middle、Poverty×Low。

表13列式了考慮公司所處行業(yè)的競爭狀況的結(jié)果。結(jié)果顯示，Poverty×High的交互性系數(shù)為正，雖然不顯著，而Poverty×Middle和Poverty×Low的系數(shù)顯著為負，說明在相對壟斷性的行業(yè)中，CEO貧困經(jīng)歷和盈余管理程度的負相關(guān)關(guān)系更加顯著。這是因為競爭越激烈的行業(yè)，公司利潤等會計業(yè)績更容易受到競爭對手的影響，競爭對手的比較和襯托增加了CEO的壓力，即使貧困經(jīng)歷使得CEO更加傾向于保守的會計政策，但在外界的巨大壓力下也不得不違背本心，從事盈余管理行為推高利潤，保障自身在勞動力市場上的競爭力和聲譽。而在相對壟斷性的行業(yè)中CEO受到的約束和壓力更小，更加可以遵從本心，因此其謹慎性行為的作用得到放大，從而導致盈余管理的可能性更小。

二、CEO個人能力的增量影響

本文進一步從CEO能力和性別角度研究CEO個人特征對貧困經(jīng)歷和盈余管理的增量影響。參考權(quán)小鋒和吳世農(nóng)(2010)[17]、周冬華和趙玉潔(2013)[27]，本文以CEO和董事長的兩職合一(Duality)以及CEO是否在其他單位兼職(Part_Time)這兩個變量作為CEO個人能力(Power)的衡量指標；若CEO兼任董事長，Power取1，否則取0；若CEO在本企業(yè)之外還有兼職，Power取1，否則取0。將CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)變量和個人能力的交互項Poverty×Power加入到模型(1)中進行回歸，結(jié)果如表14所示。

表13 行業(yè)競爭程度、CEO貧困經(jīng)歷和公司盈余管理程度

表14 CEO個人能力、CEO貧困經(jīng)歷和公司盈余管理程度

結(jié)果顯示在10%的顯著性水平下，以CEO兩職合一(Duality)以及是否兼職(Part_Time)衡量的個人能力(Power)的交互性系數(shù)Poverty×Power均顯著為負，這說明CEO個人能力增強了貧困經(jīng)歷和盈余管理之間的負相關(guān)關(guān)系，CEO個人能力越強，其貧困經(jīng)歷對公司盈余管理的負向作用越大。這是因為當CEO兼任董事長時，CEO一人獨大，從而CEO個人特征的作用得到增強，因此對公司盈余管理的抑制作用越大。此外，如果CEO在外單位有兼職，當CEO由于業(yè)績績效差而被解雇時兼職單位的工作緩解了CEO的后顧之憂，因此其面臨更小的業(yè)績壓力和威脅，盈余管理的動機下降，因此更加不愿意從事盈余管理活動。

三、CEO性別的增量影響

杜興強和馮文滔(2012)[12]指出，女性高管影響公司的領(lǐng)導風格和決策過程，女性高管更保守的風險特征會降低公司的盈余管理行為。那么CEO性別是否會對貧困經(jīng)歷和盈余管理的關(guān)系產(chǎn)生增量影響呢？為了驗證這點，我們將CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)變量和性別(Gender)的交互項Poverty×Gender加入到模型(1)中進行回歸，結(jié)果如表15所示。

可以看出，CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)變量和性別(Gender)的交互項Poverty×Gender系數(shù)顯著為負，這說明女性CEO本身穩(wěn)健保守的性格特征會進一步加強對盈余管理的抑制作用，相對于經(jīng)歷過貧困經(jīng)歷的男性CEO，女性CEO天然的保守特征會進一步抑制公司的盈余管理行為，女性CEO對貧困經(jīng)歷和盈余管理之間的負向關(guān)系有進一步的加強作用。

表15 CEO性別、CEO貧困經(jīng)歷和公司盈余管理程度

研究結(jié)論與啟示

本文選取2003～2016年中國上市公司數(shù)據(jù)，研究CEO的貧困經(jīng)歷對盈余管理行為的影響，并從事后成本和風險規(guī)避兩個角度分析貧困經(jīng)歷對盈余管理的作用路徑。研究發(fā)現(xiàn)：相比出生于非貧困地區(qū)的CEO，出生于貧困地區(qū)的CEO其所在公司的盈余管理程度更低，說明CEO的貧困經(jīng)歷使得其在公司財務(wù)決策時更為謹慎，從事盈余管理活動的意愿更低；(2)路徑分析顯示出生貧困的CEO一方面更加珍惜現(xiàn)階段的聲譽和成就，從而盈余管理帶來的聲譽成本和處罰成本更高；另一方面過往的貧困經(jīng)歷讓CEO更加謹慎，從而呈現(xiàn)出風險規(guī)避的性格特征，這兩者都導致其盈余管理行為的減少。采用產(chǎn)權(quán)性質(zhì)檢驗、盈余管理分組檢驗、傾向得分匹配法(PSM)和雙重差分外生沖擊檢驗等穩(wěn)健性檢驗后上述結(jié)論依然成立。本文進一步研究發(fā)現(xiàn)行業(yè)壟斷性會強化CEO貧困經(jīng)歷對盈余管理行為的抑制作用，CEO的個人能力如CEO的兩職合一和兼任外單位職務(wù)可以加強貧困經(jīng)歷對盈余管理的抑制作用，女性CEO對貧困經(jīng)歷和盈余管理的負相關(guān)關(guān)系也具有強化作用。

本文的研究結(jié)論具有一定現(xiàn)實價值，研究發(fā)現(xiàn)艱苦的經(jīng)歷能塑造人的品格，CEO謹慎的心理可以有效抑制公司的盈余管理行為，提升公司的會計信息質(zhì)量，這一結(jié)果首先為上市公司股東甄選高管提供了新的篩選指標，同時也為外部投資者分析公司的財務(wù)信息質(zhì)量提供了一個新維度和參考。投資者可以通過上市公司高管簡歷信息了解高管的早期經(jīng)歷，能夠為投資者在進行投資決策時更加準確地分析高管風險決策行為背后的心理動因，從而有利于提高其投資決策質(zhì)量。最后，我國自十八大以來提倡黨員干部勤儉節(jié)約和艱苦樸素的優(yōu)良作風，不忘過去苦難。恰好與此呼應，本文研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)CEO的貧困經(jīng)歷的正面效應證據(jù)也從公司金融這一微觀角度為當前中央自上而下踐行艱苦樸素的作風提供了實證依據(jù)和政策支持。

注釋

1.行政處罰(Penalty)為一個0-1虛擬變量，如果公司當年度的財務(wù)披露活動在未來被各類監(jiān)管機構(gòu)查處，Penalty取值為1，否則為0。值得注意的是我們的年份匹配的是實際違規(guī)年份。在此一個可能的疑慮是未來查處在現(xiàn)在是否有威懾力的問題。我們也用行政處罰公告年份作為年份匹配，而不是匹配實際違規(guī)年份，結(jié)果顯示中介效應仍然存在，限于篇幅不再列示，留案備索。

2.由于PathA的結(jié)果在表4第(3)列中已經(jīng)列示，限于篇幅不再重復列示。

3.表6列示的總效應為-0.0116，和表4第(3)列回歸系數(shù)略有差異，這是由于四舍五入的影響。同理表6中間接效應應該分別等于表5第1列Poverty的回歸系數(shù)和第2列、第4列中介變量Penalty、Sd的回歸系數(shù)的乘積，略有差異也是由于四舍五入的影響。

4.為了節(jié)省篇幅，此處不再列式所有穩(wěn)健性結(jié)果，留案備索。