CEO贫困经历对上市公司盈余管理的影响

赵玉洁 黄华青

(1.中国人民大学商学院，北京 100872；2.江西财经大学金融学院，江西 南昌 330013)

引言

近年来，从党员干部到基层群众都积极践行艰苦朴素的优良作风。十九大召开期间，以习近平同志为核心的党中央率先垂范，带头执行勤俭节约的优良作风，厉行节约、艰苦奋斗的美德被提到了一个新的高度。从整体社会和谐角度而言，艰苦朴素的生活作风可以有效节约资源，共建节约型社会。但从公司个体角度而言，艰苦朴素的作风如何影响公司行为并未得到彻底研究，部分学者以高管贫困和饥荒经历作为艰苦作风的衡量，研究其对公司资本结构(赵民伟和晏艳阳，2015)[26]、投资政策(沈维涛和幸晓雨，2014)[18]和慈善捐赠(许年行和李哲，2016；王营和曹廷求，2017)[25][22]的影响，但如何影响公司的会计政策，更进一步地如何影响公司会计信息质量目前尚未有研究。

基于此，本文以盈余管理程度为衡量指标，以高管贫困经历为出发点，研究其对公司盈余管理的影响，并在此基础上分析行业竞争，高管个人能力和性别等截面差异的影响。研究结果发现，CEO贫困经历与公司盈余管理行为两者存在显著的负相关关系，出生贫困的CEO更担心盈余管理带来的声誉成本和违规成本，加上自身风险规避的性格特征导致其贫困经历能有效抑制公司的盈余管理活动。本文进一步区别产权性质和盈余管理方向不同是否会导致研究结果存在差异，并采用倾向分值匹配法(PSM)和以CEO变更衡量的外生冲击构造的双重差分模型(DID)控制研究中可能存在的内生性问题，发现结果依然稳健。进一步分析行业竞争的增量作用时发现，上述研究结果出现在行业竞争程度较低的公司中，行业竞争会弱化贫困经历对盈余管理的抑制作用。从CEO个人能力和性别角度进行的研究发现以CEO两职合一和外单位兼职衡量的CEO能力存在增量作用，CEO个人能力越强，其贫困经历对盈余管理的抑制作用越大；女性CEO自身的稳健特征强化了贫困经历和盈余管理的负向关系。

本文的主要贡献如下：(1)文章以盈余管理为研究视角，分析CEO贫困经历对公司会计信息质量的影响，并从盈余管理的事后成本和CEO风险规避特征两个角度研究贫困经历对盈余管理的作用路径，在此基础上进一步考察行业竞争、CEO个人能力和性别等截面特征差异的增量影响，相关研究结果既是对现有高管早期经历研究的传承和延续，也从会计信息质量这一维度充实和丰富了现有高管早期经历的研究；(2)文章研究发现高管贫困经历对盈余管理的抑制作用，这为贫困经历的正面效应提供了证据。中国经济过去近40年的高速增长缔造了而今繁荣昌盛的太平盛世，但是艰苦朴素和意志力锻炼等传统美德仍然有其存在的价值。本文的研究结果既为上市公司甄选高管提供了实证证据，也从微观的财务政策角度为当前中央自上而下践行艰苦朴素的作风提供了积极的政策支持；(3)本文在路径研究中发现盈余管理的事后成本有利于CEO减少盈余管理行为，这为监管机构加大力度查处上市公司盈余管理等信息披露违法违规行为，提高公司事后处罚成本，整顿资本市场信息披露不实之风提供了实证支持。

文献综述和研究假设

现有文献主要研究上市公司盈余管理的动机，并比较应计盈余管理与真实盈余管理的差异。研究结果发现，上市公司主要出于资本市场动机、契约动机和规避监管动机三种原因进行盈余管理，而资本市场动机又可细分为IPO动机、股权再融资动机和降低亏损动机。研究发现企业会通过盈余管理提高IPO过关率，风投加入可以降低公司盈余管理程度(胡志颖等，2012)[14]；王跃堂等(2009)[23]发现现有监管制度使得有融资需求的公司往往通过盈余管理达到平滑利润，实现增发配股的目的；吴联生等(2007)[24]研究发现上市公司与非上市公司都存在为了避免亏损而进行盈余管理的现象。在契约动机方面，企业管理层可能为了达到债务契约或薪酬契约规定而进行盈余管理，例如当企业负债较高时，管理层可能通过正向盈余管理避免债务违约，这类行为损害了会计信息的债务契约有用性(陆正飞等，2008)[16]；周泽将和杜兴强(2009)[29]发现薪酬激励增加了高管的盈余管理行为，而管理层权力增长进一步放大了盈余管理(权小峰和吴世农，2010)[17]。在监管动机方面，企业为了合理避税、规避政治风险和迎合监管部门的审查，通常会进行负向盈余管理。Hall和Stammerjohan(1997)[5]研究发现石油公司采用负向盈余管理规避政治风险；孙雪娇和盖地(2016)[20]发现盈余管理与避税行为的关系和会税差异相关，当会税差异较大时，盈余管理与避税行为正相关。

除上述公司特征的影响外，管理者的性别、年龄和教育背景等人口特征会影响其风险偏好，从而导致盈余管理程度存在差异。Wang和Demers(2010)[11]发现相对年轻CEO，年长CEO盈余管理的程度更高；万宇洵和肖秀芬(2012)[21]也发现高管年龄和学历与盈余质量显著正相关，而性别的影响不显著。杜兴强等(2017)[13]则研究发现女性高管比例与公司盈余管理存在倒U型关系。导致上述文献研究结论不一致的原因可能在于，人口特征不能很好地解释为什么相同人口特征的高管其财务决策存在较大的差异(赵民伟和晏艳阳，2015)[26]。为了解决这一问题，后续研究借助于心理学和遗传学的相关理论，从管理层的早年经历角度研究管理者的行为选择。Malmendier和Tate(2011)[8]首次将CEO早期经历引入到公司财务的研究中，Bernile等(2017)[2]研究发现CEO的早期经历与公司治理的风险偏好之间存在线性非单调的关系，经历过巨灾且幸存下来的CEO倾向于更激进的治理决策，而经历过普通灾难的CEO则更倾向于保守的公司治理态度。沈维涛和幸晓雨(2014)[18]研究发现，经历过三年困难时期的CEO会有更低的企业投资水平，其在企业治理上的策略选择更为保守；同时，经历过困难时期的CEO更有同情心，更加慷慨，从而使得企业慈善捐赠水平更高(许年行和李哲，2016；王营和曹廷求，2017)[25][22]。综上所述，在高管早期经历方面，上述研究主要从投资和慈善捐赠角度进行分析，较少从盈余管理的角度进行，这为本文提供了机会。

心理学研究表明，个体行为特征很大程度上受其出生以及成长环境的影响(Kendler等，2002)[6]，成长期所经历的贫穷艰苦的生活环境会对个体成年行为产生长期影响(李婷和朱熊兆，2009)[15]。生于贫困的个体幼年时期早早目睹生活的窘迫和生存的压力，相比于其出生富裕的同伴，出生贫困的个人几乎不存在家族财富传承的机会；所在地区教育水平的低下，教育成本的高昂和父母短浅的见识使得其利用教育实现社会阶层的跳跃这一希望更加渺茫；而周围高质量人脉资源的缺乏使得经历贫困的个人想要完成人生的“逆袭”需要付出更多的艰辛和努力。因此，在机遇和个人努力的综合作用下成为公司的CEO后，他们会更加珍惜现阶段的声誉和成就。这使得从其个人角度而言，盈余管理行为产生的声誉成本和违法成本等事后成本翻倍增加。因此，经历过贫困的CEO可能更加不愿意从事盈余管理行为。

此外，经济学模型假设个体风险偏好稳定，不会受到过往经历的影响。然而，现有文献研究表明，个人过往经历尤其是最近的经历，对其决策影响很大，个人成长时的文化和政治环境会影响其风险偏好和信念，从而影响其对金融机构的信任程度、股市参与度和对特定社会政策的偏好(Guiso等，2008)[4]。灾难心理学认为，长期经历恶劣的生活环境可能会增加个人的心理恐惧，从而改变个体对风险的认知(时勘等，2010)[19]。有过贫困经历的企业高管，其记忆中更多是关于食宿奔波等负面记忆，这些记忆会导致其对复杂宏观环境的恐惧和对预期不确定性的厌恶(Chen等，2018)[3]，呈现出风险规避的性格特征。这使得其在处理公司财务决策时更加偏好稳定的项目，对不确定的现金流量要求更高的风险补偿，风险承担能力较低。因此，在面对未来损失和负债估计时，其一脉相承的低风险承担能力使得CEO更为谨慎，从而促使其要求CFO等公司会计信息的参与人更为稳健地披露公司的财务信息，避免采用应计盈余管理等方式实现经济目标。基于此，从盈余管理的事后成本和CEO的风险规避角度提出本文的研究假设1：

H1：经历过贫困的CEO倾向于更低程度的盈余管理行为。

数据来源及研究设计

一、样本来源

本文选取沪深A股2003～2016年非金融类上市公司为研究样本。以2003年作为研究起点的原因在于，国泰安数据库(CSMAR)中最终控制人性质、公司治理和CEO特征数据均始于2003年。样本筛选过程如下：(1)剔除金融、保险行业的上市公司；(2)剔除CEO籍贯信息不能精确到县级的样本；(3)剔除数据缺失的上市公司。最终获得了4091个样本数据。CEO出生地信息是在CSMAR数据库原有信息的基础上进一步手工整理(通过新浪人物、百度百科以及公司官网，尽可能对CEO出生地信息进行补全)，公司特征和CEO个人特征等其他原始数据来源于CSMAR、WIND数据库，个别数据进行了手工收集(收集源为巨潮资讯信息披露平台)。所有结果采用Stata14.0进行处理和分析。

二、模型设计

根据研究假设，本文采用模型(1)检验CEO贫困经历对公司盈余管理的影响。

其中DA表示根据修正的Jones模型计算出来的盈余管理绝对值，Povertyi,t是CEO的贫困经历，Xi,t表示公司特征层面的控制变量，Zi,t是CEO个人特征层面的控制变量。在模型回归中，我们进一步控制了行业固定效应和年份固定效应，回归结果的标准差在公司层面进行了聚类(Cluster)处理和稳健性处理。α1反映了CEO贫困经历对盈余管理的影响，如果CEO贫困经历可以显著抑制上市公司的盈余管理活动，那么系数α1将显著为负。

三、变量定义

1.CEO贫困经历

参考许年行和李哲(2016)[25]的做法，我们借鉴国务院扶贫办公室审批认定的国家扶贫工作重点县(简称“国家贫困县”，下同)名单。该名单经过1994年、2001年和2012年三次审批，总数维持在592个县(包括县级行政单位区、旗、县级市)。我们将手工整理的CEO出生地信息与2012版国家贫困县名单进行比对，若CEO的出生地属于国家贫困县，Poverty取值1，否则为0。

2.控制变量

本文分别选择公司层面特征和CEO个人层面特征为控制变量。公司层面特征有公司规模(Size)、托宾Q(TobinQ)、财务杠杆(Lev)、盈利能力(ROA)、股权集中度(Share)、董事会规模(Board)和产权性质(SOE)。CEO个人层面特征有CEO年龄(Age)、性别(Gender)和政治关联(PC)。此外，研究进一步控制行业和年度差异的影响。具体变量定义参见表1。

实证结果与分析

一、描述性统计结果

表2列示了样本的描述性统计结果，可以看出，上市公司CEO普遍出生于非贫困县，CEO贫困经历(Poverty)变量的均值为0.080，仅有8%的公司CEO来自贫困县。公司特征方面，公司规模(Size)的均值与中位数分别为22.04，和全体上市公司差异不大，说明筛选后的样本分布和全体上市公司偏差不大；托宾Q(TobinQ)的均值与中位数比较显示存在左偏现象；财务杠杆(Lev)的均值为0.076，中位数为0.030；样本公司资产收益率(ROA)的均值为0.052，中位数为0.043，两者存在一定差距，样本公司的资产收益率存在一定程度的右偏；股权集中度(Share)的均值为0.377，中位数为0.363，第一大股东的平均持股比例较高；董事会规模(Board)方面，样本公司中董事会人数最多的有15人，最少的只有5人，均值和中位数差异较小；国有企业(SOE)的均值为0.532，说明53.2%的公司为国有企业，和上市公司整体分布相似；CEO平均年龄(Age)为48.28岁，年龄最大为65岁，最小为32岁，年龄跨度较大；CEO性别(Gender)主要以男性居多，其中女性CEO的比例只有2.9%；CEO政治关联(PC)的均值为0.193，即19.3%的公司CEO具有政府部门任职经历，或者曾经担任人大代表和政协委员。由于部分变量存在异常值，因此本文对所有连续变量上下缩尾1%。

表1 变量定义

表3列示了按照是否有贫困经历分组后，盈余管理的均值比较差异。可以看出，有贫困经历的CEO其所在公司的盈余管理均值为0.055，显著小于没有贫困经历的CEO所在公司的0.068，均值比较通过了1%的显著性水平检验，这初步验证了假设1。

二、CEO贫困经历对公司盈余管理的影响

表2 全样本描述性统计结果

表3 分组检验结果

本文采用普通最小二乘法检验CEO贫困经历对盈余管理的影响，并对回归系数的标准差在公司层面进行聚类处理(Cluster on code)和稳健性处理，结果如表4所示。表4第(1)列是只控制了公司特征变量的回归结果，第(2)列加入了CEO个人特征控制变量，包括CEO年龄、性别和政治关联；第(3)列则进一步控制了行业和年份的固定效应。三组回归结果均显示CEO贫困经历(Poverty)的符号均显著为负，说明CEO贫困经历与上市公司盈余管理呈现显著的负相关关系，有贫困经历的CEO会倾向于减少公司的盈余管理活动，从而提升了公司的会计盈余信息质量，假设1得到了验证。贫困经历的CEO对盈余管理的抑制作用不仅具有统计上的显著性，而且也具有经济意义上的显著性。以列(3)的结果为例，相当于雇佣没有贫困经历的CEO，拥有贫困经历的CEO其盈余管理程度下降了0.012，即减少了15.19%个单位的标准差。

控制变量方面，托宾Q(TobinQ)与盈余管理显著正相关，说明Q越大的公司盈余管理程度也越高；上市公司财务杠杆(Lev)和盈余管理负相关，资产收益率(ROA)和盈余管理正相关，但是结果并不显著。董事会规模(Board)和盈余管理显著负相关，说明董事会可以发挥监督治理作用，规模越大的董事会可以抑制CEO的盈余管理行为。企业性质方面国有企业的盈余管理更少，这是因为国有企业高管的绩效评级指标维度更多，除了经营业绩等会计指标外，税收和员工雇佣等指标可以减少高管面对会计绩效的压力，从而降低了盈余管理动机。

表4 CEO贫困经历对公司盈余管理程度的影响

三、贫困经历对盈余管理的影响路径

在得到了CEO贫困经历和上市公司盈余管理的负相关关系之后，一个接下来的问题是贫困经历通过什么传导机制影响公司的盈余管理？即影响路径问题。假设1从理论上分析了贫困经历可能会从盈余管理的事后成本和CEO的风险规避两条路径抑制上市公司的盈余管理，本部分我们将从实证上对上述两条路径进行检验，以进一步增强主回归的研究结论。

检验方法参考Baron和Kenny(1986)[1]、Sobel(1982)[10]中介效应检验方法，该方法作为中介效应和路径分析的主流方法，被许多文献采用，具体思路如下：

其中Path A分析的是贫困经历Poverty对盈余管理(DA)的总体影响，系数α1为Poverty对盈余管理(DA)影响的总效应；Path B和Path C分析的是贫困经历Poverty是否通过中介效应MV对盈余管理DA产生间接影响，如果系数α3和α6均显著，则说明间接效应存在，其大小等于α3×α6，此时Path C中系数α5衡量控制了间接效应之后，贫困经历Poverty对盈余管理(DA)的直接影响，如果系数α5仍然显著，说明除了间接通过中介效应MV影响盈余管理外，贫困经历Poverty对盈余管理还存在直接影响。

根据假设1，贫困经历可能通过盈余管理的事后成本和CEO的风险规避影响盈余管理。在事后成本的路径中，我们选择公司前期财务披露行为是否被证监会、交易所和其他政府机构公告行政处罚(Penalty)作为盈余管理事后成本的衡量1。在CEO的风险规避路径中参照Kim和Lu (2011)[7]等相关研究，采用毛利润波动(Sd)衡量CEO的风险偏好。具体定义如下，首先计算每家公司每年对应的前三年毛利润变异系数的绝对值，如果公司当年度的值大于等于同年度同行业公司的中值，Sd取值为1，如果小于中值，Sd取值为0。

表5列示了路径分析的回归结果2，列(1)、(2)为事后成本中介效应对应的Path B和Path C的结果，列(3)、(4)为风险规避中介效应对应的Path B和Path C的回归结果。可以看出，无论是在以盈余管理事后成本(Penalty)还是风险规避(Sd)为中介效应的回归中，对应Path B 贫困经历(Poverty)的系数均显著为负，Path C中中介变量(Penalty)和(Sd)的系数显著为正，这说明中介效应存在。但是即使在控制了中介效应之后，列2和4中贫困经历(Poverty)的回归系数仍然显著为负，这说明除了上述中介效应外，贫困经历还存在对盈余管理的直接影响。

表6进一步列示了中介效应的检验结果和中介效应大小。中介效应的Sobel、Aroian和Goodman三种检验在5%的显著性水平下均显著，说明中介效应存在。贫困经历(Poverty)对盈余管理影响的总效应为-0.0116(即为表4第3列中Poverty的回归系数α1)，以事后成本为中介效应的回归中，间接效应大小为-0.0010(即为表5第(1)列Poverty回归系数α3和第2列中介变量Penalty的系数α6的乘积)，占总效应的8.33%，说明贫困经历对盈余管理的抑制作用中有8.33%是由于CEO担心盈余管理产生的事后成本而减少了盈余管理行为。同理，风险规避路径对应的间接效应为-0.0011，占总效应的9.47%，说明在贫困经历对盈余管理影响的总体效应中有9.47%通过风险规避产生影响，其作用略大于事后成本的影响。

表5 CEO贫困经历与上市公司盈余管理：路径分析

表6 CEO贫困经历与上市公司盈余管理影响路径的效应分解3

四、稳健性检验

1.公司产权性质的影响

表7显示公司产权性质影响盈余管理行为，国企的盈余管理程度更低。一个潜在的样本选择问题是如果国企倾向于雇佣有贫困经历的CEO，那么CEO贫困经历和盈余管理的负相关关系可能并不是由CEO本身的个人经历导致，而是样本自选择(Sample selection)的结果。为了降低公司产权性质导致的样本自选择问题，本文将总样本分为国有企业和非国有企业两组，比较CEO贫困经历和盈余管理程度的关系是否存在差异，结果如表7所示。

可以看出，无论在国企组或者非国企组，CEO贫困经历(Poverty)的符号均显著为负，这说明CEO贫困经历和盈余管理的负相关关系在国企组和非国企组均显著存在，本文的研究结果并非由于国有企业雇佣贫困经历的CEO导致，这进一步证明了研究结论的稳健性。

2.区别盈余管理的方向

在得到了表4的结果之后，一个可能的顾虑是贫困经历的CEO出于事后成本和风险规避的考虑，会减少其盈余管理行为，那么CEO是否会过于谨慎，使得其在公司盈利较好的期间隐藏利润，以待盈利较差的期间将利润释放出来，从而导致在某些年份出现负向盈余管理的可能性呢？本部分将对此进行研究。我们首先根据修正的Jones模型得到的非正常应计利润的大小，将样本分为正向盈余管理(非正常应计利润大于0)和负向盈余管理(非正常应计利润小于0)两组，分别研究贫困经历对绝对盈余管理程度即DA的影响。回归结果如表8所示。

表7 产权性质、CEO贫困经历和公司盈余管理程度

可以看出，无论是在正向盈余管理组抑或是负向盈余管理组，贫困经历Poverty的回归系数都显著为负，这说明CEO的贫困经历不仅可以抑制正向盈余管理行为，对公司负向盈余管理行为也具有抑制作用。原因可能在于无论正向盈余管理或是负向盈余管理，两者作为公司操纵利润的手段一旦被监管机构发现都会查处，存在较高的事后成本，因此年幼经历过贫困的CEO会更少进行此类操作。此外负向盈余管理的结果是低估利润，由于CEO激励性的薪酬大多与利润正相关，加上市场投资者和分析师对公司会计业绩的压力，以及CEO出于自身职业生涯的声誉考虑，CEO可能不会以自身利益为代价去低估利润，因此负向盈余管理的抑制作用也十分显著。贫困经历对正向和负向盈余管理的显著性结果进一步说明了主回归结果的稳健性。

3.倾向得分匹配方法(PSM)

为了降低控制变量差异产生的内生性问题，本文采用倾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)进行控制。具体过程如下：首先以CEO贫困经历(Poverty)为因变量，采用Logit回归方法选择模型(1)中的控制变量为匹配标准，估计各公司CEO贫困经历的概率得分；其次，按照邻近匹配方法对最临近概率得分进行1：1匹配，即从没有CEO贫困经历的公司中挑选一个得分最接近值与有CEO贫困经历的公司进行配对，匹配后共得到652个样本；最后基于匹配后的样本重新按照模型(1)进行回归。

表8 盈余管理方向、CEO贫困经历和公司盈余管理程度

表9 PSM配对样本前后控制变量的差异对比

表9报告了匹配前后按照控制组和处理组的控制变量均值差异。可以看出，匹配前除了资产收益率(ROA)、董事会规模(Board)和CEO性别(Gender)外，处理组和控制组的其他控制变量均存在显著差异，而且偏差较大。经过PSM方法匹配后，处理组和控制组中所有控制变量的差异均不显著，而且偏差出现了大幅减小，这说明样本匹配效果理想，匹配后的样本在上述特征方面不存在显著差异。

表10列示了样本匹配前后处理组和控制组的盈余管理程度(DA)的均值差异，可以看出，匹配之前控制组盈余管理程度(DA)的均值为0.0690，对应处理组的均值为0.0554，两者的差异即处置效应为-0.0136，对应T值为-2.93，匹配后控制组的均值为0.0715，处置效应为-0.0162，T值为-2.99。因此，匹配后处理组和控制组的盈余管理程度差异并未消失，1%的显著性水平上仍然存在，这从侧面降低了遗漏变量的影响。

4.外生冲击检验

为了降低研究中遗漏变量产生的内生性问题，本文参考事件研究法的思想，以CEO变更为外生冲击事件，采用双重差分模型检验CEO变更前后导致的贫困经历变化(例如从有贫困经历变为无贫困经历的CEO，或者从无贫困经历的CEO变为有贫困经历的CEO)对公司盈余管理程度的影响。为了避免变更后CEO任期太短导致其作用不能发挥出来，我们要求CEO变更前后有2年的任期样本，即事件窗口期为4年。对此，样本做如下处理：(1)首先剔除研究期间从未发生过CEO变更的样本，或者变更前后任期不足2年的样本，保留CEO变更前后2年共4年的数据。同时构建变量After，如果样本属于CEO变更前，After值为0，如果样本是在CEO变更后，After值为1。(2)根据变更前后CEO是否有贫困经历将变更分为三组，分别定义为：High=0组(作为控制组)为变更前后CEO贫困经历并无差异；High=1组(命名为Up组)表示从无贫困经历的CEO变更为有贫困经历的CEO；High=2组(命名为Down组)表示从有贫困经历的CEO变更为无贫困经历的CEO。同时定义Up和Down变量：如果样本属于High=1组的变更，Up值为1，否则Up值为0；同理，如果样本属于High=2组的变更，Down值为1，否则Down值为0。

表10 PSM配对样本前后盈余管理程度的均值差异

表11列示了按照变更前后CEO贫困经历的变化分组后的样本分布，研究期间样本一共发生了101次变更，即404个样本。其中High=0组的样本量最大，为328个，这说明发生了82次变更，占总样本的81.19%；High=1组有36个样本，对应9次从无贫困经历的CEO变更为有贫困经历的CEO；High=2组有40个样本，对应10次从有贫困经历的CEO变更为无贫困经历的CEO。

表12报告了双重差分模型下CEO变更前后盈余管理程度的影响。第(1)-(3)栏分别是控制组与Up组，控制组与Down组，控制组、Up组与Down组的回归结果。第(2)栏和第(3)栏中After×Down的系数显著为正，这说明当公司从有贫困经历的CEO变更为无贫困经历的CEO后，盈余管理程度增加。表12的结果从CEO变更这一外生冲击的角度提高了本文研究结果的稳健性。

表11 按CEO变更前后贫其困经历的变化分组后样本分布情况

表12 CEO变更前后贫困经历变化对盈余管理程度的影响

5.更换衡量指标和研究方法

除上述稳健性检验外，本文还做了以下稳健性检验：(1)采用Kothari模型计算公司的盈余管理程度，代替主回归中的修正Jones模型；(2)采用真实盈余管理衡量盈余管理程度；(3)用董事长的贫困经历代替CEO的贫困经历进行研究；(4)采用面板数据的固定效应模型和随机效应模型进行检验，在PSM中采用Probit模型进行第一阶段回归。回归发现除部分变量的结果不显著之外，上述主要结果均存在4。

进一步研究与分析

一、公司所处行业竞争的增量影响

行业竞争对盈余管理也发挥着重要作用，周夏飞和周强龙(2014)[28]研究均发现竞争越激烈的行业，其总体盈余管理水平也越高。这是因为行业竞争压缩了企业的利润空间，从而使得高管在面临内部股东的业绩要求，外部分析师的盈余预测压力，以及自身与业绩挂钩的激励薪酬时会铤而走险，通过盈余管理的手段达到业绩目标。因此，即使贫困经历使得高管更加稳健保守，但在面对行业激烈的竞争和压力时，公司管理人员也可能通过盈余管理方法来保证公司在行业竞争中屹立不倒，从而维护个人利益和职业发展(Shleifer，2004)[9]。因此，本文进一步分析行业竞争对贫困经历和盈余管理的增量作用。

本文参考周夏飞和周强龙(2014)[28]，根据公司年销售收入计算得到行业勒纳指数。若样本公司当年的行业勒纳指数位于前20%，说明该公司所属行业竞争程度非常激烈，定义High值等于1；若行业勒纳指数处在后20%，则认为所属行业的竞争程度较低，定义Low值等于1。若勒纳指数位于20～80%，则认为行业竞争程度一般，定义Middle值为1。为了区别不同行业竞争程度的影响，在模型(1)的基础上分别加入行业竞争程度与贫困经历的交互项Poverty×High、Poverty×Middle、Poverty×Low。

表13列式了考虑公司所处行业的竞争状况的结果。结果显示，Poverty×High的交互性系数为正，虽然不显著，而Poverty×Middle和Poverty×Low的系数显著为负，说明在相对垄断性的行业中，CEO贫困经历和盈余管理程度的负相关关系更加显著。这是因为竞争越激烈的行业，公司利润等会计业绩更容易受到竞争对手的影响，竞争对手的比较和衬托增加了CEO的压力，即使贫困经历使得CEO更加倾向于保守的会计政策，但在外界的巨大压力下也不得不违背本心，从事盈余管理行为推高利润，保障自身在劳动力市场上的竞争力和声誉。而在相对垄断性的行业中CEO受到的约束和压力更小，更加可以遵从本心，因此其谨慎性行为的作用得到放大，从而导致盈余管理的可能性更小。

二、CEO个人能力的增量影响

本文进一步从CEO能力和性别角度研究CEO个人特征对贫困经历和盈余管理的增量影响。参考权小锋和吴世农(2010)[17]、周冬华和赵玉洁(2013)[27]，本文以CEO和董事长的两职合一(Duality)以及CEO是否在其他单位兼职(Part_Time)这两个变量作为CEO个人能力(Power)的衡量指标；若CEO兼任董事长，Power取1，否则取0；若CEO在本企业之外还有兼职，Power取1，否则取0。将CEO贫困经历(Poverty)变量和个人能力的交互项Poverty×Power加入到模型(1)中进行回归，结果如表14所示。

表13 行业竞争程度、CEO贫困经历和公司盈余管理程度

表14 CEO个人能力、CEO贫困经历和公司盈余管理程度

结果显示在10%的显著性水平下，以CEO两职合一(Duality)以及是否兼职(Part_Time)衡量的个人能力(Power)的交互性系数Poverty×Power均显著为负，这说明CEO个人能力增强了贫困经历和盈余管理之间的负相关关系，CEO个人能力越强，其贫困经历对公司盈余管理的负向作用越大。这是因为当CEO兼任董事长时，CEO一人独大，从而CEO个人特征的作用得到增强，因此对公司盈余管理的抑制作用越大。此外，如果CEO在外单位有兼职，当CEO由于业绩绩效差而被解雇时兼职单位的工作缓解了CEO的后顾之忧，因此其面临更小的业绩压力和威胁，盈余管理的动机下降，因此更加不愿意从事盈余管理活动。

三、CEO性别的增量影响

杜兴强和冯文滔(2012)[12]指出，女性高管影响公司的领导风格和决策过程，女性高管更保守的风险特征会降低公司的盈余管理行为。那么CEO性别是否会对贫困经历和盈余管理的关系产生增量影响呢？为了验证这点，我们将CEO贫困经历(Poverty)变量和性别(Gender)的交互项Poverty×Gender加入到模型(1)中进行回归，结果如表15所示。

可以看出，CEO贫困经历(Poverty)变量和性别(Gender)的交互项Poverty×Gender系数显著为负，这说明女性CEO本身稳健保守的性格特征会进一步加强对盈余管理的抑制作用，相对于经历过贫困经历的男性CEO，女性CEO天然的保守特征会进一步抑制公司的盈余管理行为，女性CEO对贫困经历和盈余管理之间的负向关系有进一步的加强作用。

表15 CEO性别、CEO贫困经历和公司盈余管理程度

研究结论与启示

本文选取2003～2016年中国上市公司数据，研究CEO的贫困经历对盈余管理行为的影响，并从事后成本和风险规避两个角度分析贫困经历对盈余管理的作用路径。研究发现：相比出生于非贫困地区的CEO，出生于贫困地区的CEO其所在公司的盈余管理程度更低，说明CEO的贫困经历使得其在公司财务决策时更为谨慎，从事盈余管理活动的意愿更低；(2)路径分析显示出生贫困的CEO一方面更加珍惜现阶段的声誉和成就，从而盈余管理带来的声誉成本和处罚成本更高；另一方面过往的贫困经历让CEO更加谨慎，从而呈现出风险规避的性格特征，这两者都导致其盈余管理行为的减少。采用产权性质检验、盈余管理分组检验、倾向得分匹配法(PSM)和双重差分外生冲击检验等稳健性检验后上述结论依然成立。本文进一步研究发现行业垄断性会强化CEO贫困经历对盈余管理行为的抑制作用，CEO的个人能力如CEO的两职合一和兼任外单位职务可以加强贫困经历对盈余管理的抑制作用，女性CEO对贫困经历和盈余管理的负相关关系也具有强化作用。

本文的研究结论具有一定现实价值，研究发现艰苦的经历能塑造人的品格，CEO谨慎的心理可以有效抑制公司的盈余管理行为，提升公司的会计信息质量，这一结果首先为上市公司股东甄选高管提供了新的筛选指标，同时也为外部投资者分析公司的财务信息质量提供了一个新维度和参考。投资者可以通过上市公司高管简历信息了解高管的早期经历，能够为投资者在进行投资决策时更加准确地分析高管风险决策行为背后的心理动因，从而有利于提高其投资决策质量。最后，我国自十八大以来提倡党员干部勤俭节约和艰苦朴素的优良作风，不忘过去苦难。恰好与此呼应，本文研究结果发现CEO的贫困经历的正面效应证据也从公司金融这一微观角度为当前中央自上而下践行艰苦朴素的作风提供了实证依据和政策支持。

注释

1.行政处罚(Penalty)为一个0-1虚拟变量，如果公司当年度的财务披露活动在未来被各类监管机构查处，Penalty取值为1，否则为0。值得注意的是我们的年份匹配的是实际违规年份。在此一个可能的疑虑是未来查处在现在是否有威慑力的问题。我们也用行政处罚公告年份作为年份匹配，而不是匹配实际违规年份，结果显示中介效应仍然存在，限于篇幅不再列示，留案备索。

2.由于PathA的结果在表4第(3)列中已经列示，限于篇幅不再重复列示。

3.表6列示的总效应为-0.0116，和表4第(3)列回归系数略有差异，这是由于四舍五入的影响。同理表6中间接效应应该分别等于表5第1列Poverty的回归系数和第2列、第4列中介变量Penalty、Sd的回归系数的乘积，略有差异也是由于四舍五入的影响。

4.为了节省篇幅，此处不再列式所有稳健性结果，留案备索。