趙玉潔 黃華青

(1.中國(guó)人民大學(xué)商學(xué)院，北京 100872；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，江西 南昌 330013)

引言

近年來(lái)，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(fēng)。十九大召開(kāi)期間，以習(xí)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(fēng)，厲行節(jié)約、艱苦奮斗的美德被提到了一個(gè)新的高度。從整體社會(huì)和諧角度而言，艱苦樸素的生活作風(fēng)可以有效節(jié)約資源，共建節(jié)約型社會(huì)。但從公司個(gè)體角度而言，艱苦樸素的作風(fēng)如何影響公司行為并未得到徹底研究，部分學(xué)者以高管貧困和饑荒經(jīng)歷作為艱苦作風(fēng)的衡量，研究其對(duì)公司資本結(jié)構(gòu)(趙民偉和晏艷陽(yáng)，2015)[26]、投資政策(沈維濤和幸曉雨，2014)[18]和慈善捐贈(zèng)(許年行和李哲，2016；王營(yíng)和曹廷求，2017)[25][22]的影響，但如何影響公司的會(huì)計(jì)政策，更進(jìn)一步地如何影響公司會(huì)計(jì)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(biāo)，以高管貧困經(jīng)歷為出發(fā)點(diǎn)，研究其對(duì)公司盈余管理的影響，并在此基礎(chǔ)上分析行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)，高管個(gè)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(fù)相關(guān)關(guān)系，出生貧困的CEO更擔(dān)心盈余管理帶來(lái)的聲譽(yù)成本和違規(guī)成本，加上自身風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的性格特征導(dǎo)致其貧困經(jīng)歷能有效抑制公司的盈余管理活動(dòng)。本文進(jìn)一步區(qū)別產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和盈余管理方向不同是否會(huì)導(dǎo)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(wèn)題，發(fā)現(xiàn)結(jié)果依然穩(wěn)健。進(jìn)一步分析行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的增量作用時(shí)發(fā)現(xiàn)，上述研究結(jié)果出現(xiàn)在行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較低的公司中，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)弱化貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理的抑制作用。從CEO個(gè)人能力和性別角度進(jìn)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(gè)人能力越強(qiáng)，其貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理的抑制作用越大；女性CEO自身的穩(wěn)健特征強(qiáng)化了貧困經(jīng)歷和盈余管理的負(fù)向關(guān)系。

本文的主要貢獻(xiàn)如下：(1)文章以盈余管理為研究視角，分析CEO貧困經(jīng)歷對(duì)公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，并從盈余管理的事后成本和CEO風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避特征兩個(gè)角度研究貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理的作用路徑，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、CEO個(gè)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(duì)現(xiàn)有高管早期經(jīng)歷研究的傳承和延續(xù)，也從會(huì)計(jì)信息質(zhì)量這一維度充實(shí)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(duì)盈余管理的抑制作用，這為貧困經(jīng)歷的正面效應(yīng)提供了證據(jù)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)過(guò)去近40年的高速增長(zhǎng)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(jià)值。本文的研究結(jié)果既為上市公司甄選高管提供了實(shí)證證據(jù)，也從微觀(guān)的財(cái)務(wù)政策角度為當(dāng)前中央自上而下踐行艱苦樸素的作風(fēng)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(jī)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(chǎng)信息披露不實(shí)之風(fēng)提供了實(shí)證支持。

文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究上市公司盈余管理的動(dòng)機(jī)，并比較應(yīng)計(jì)盈余管理與真實(shí)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(chǎng)動(dòng)機(jī)、契約動(dòng)機(jī)和規(guī)避監(jiān)管動(dòng)機(jī)三種原因進(jìn)行盈余管理，而資本市場(chǎng)動(dòng)機(jī)又可細(xì)分為IPO動(dòng)機(jī)、股權(quán)再融資動(dòng)機(jī)和降低虧損動(dòng)機(jī)。研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)會(huì)通過(guò)盈余管理提高IPO過(guò)關(guān)率，風(fēng)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(guò)盈余管理達(dá)到平滑利潤(rùn)，實(shí)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(jìn)行盈余管理的現(xiàn)象。在契約動(dòng)機(jī)方面，企業(yè)管理層可能為了達(dá)到債務(wù)契約或薪酬契約規(guī)定而進(jìn)行盈余管理，例如當(dāng)企業(yè)負(fù)債較高時(shí)，管理層可能通過(guò)正向盈余管理避免債務(wù)違約，這類(lèi)行為損害了會(huì)計(jì)信息的債務(wù)契約有用性(陸正飛等，2008)[16]；周澤將和杜興強(qiáng)(2009)[29]發(fā)現(xiàn)薪酬激勵(lì)增加了高管的盈余管理行為，而管理層權(quán)力增長(zhǎng)進(jìn)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(dòng)機(jī)方面，企業(yè)為了合理避稅、規(guī)避政治風(fēng)險(xiǎn)和迎合監(jiān)管部門(mén)的審查，通常會(huì)進(jìn)行負(fù)向盈余管理。Hall和Stammerjohan(1997)[5]研究發(fā)現(xiàn)石油公司采用負(fù)向盈余管理規(guī)避政治風(fēng)險(xiǎn)；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(huì)稅差異相關(guān)，當(dāng)會(huì)稅差異較大時(shí)，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(huì)影響其風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而導(dǎo)致盈余管理程度存在差異。Wang和Demers(2010)[11]發(fā)現(xiàn)相對(duì)年輕CEO，年長(zhǎng)CEO盈余管理的程度更高；萬(wàn)宇洵和肖秀芬(2012)[21]也發(fā)現(xiàn)高管年齡和學(xué)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(qiáng)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(dǎo)致上述文獻(xiàn)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(cái)務(wù)決策存在較大的差異(趙民偉和晏艷陽(yáng)，2015)[26]。為了解決這一問(wèn)題，后續(xù)研究借助于心理學(xué)和遺傳學(xué)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(cái)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(fēng)險(xiǎn)偏好之間存在線(xiàn)性非單調(diào)的關(guān)系，經(jīng)歷過(guò)巨災(zāi)且幸存下來(lái)的CEO傾向于更激進(jìn)的治理決策，而經(jīng)歷過(guò)普通災(zāi)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(guò)三年困難時(shí)期的CEO會(huì)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(shí)，經(jīng)歷過(guò)困難時(shí)期的CEO更有同情心，更加慷慨，從而使得企業(yè)慈善捐贈(zèng)水平更高(許年行和李哲，2016；王營(yíng)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(zèng)角度進(jìn)行分析，較少?gòu)挠喙芾淼慕嵌冗M(jìn)行，這為本文提供了機(jī)會(huì)。

心理學(xué)研究表明，個(gè)體行為特征很大程度上受其出生以及成長(zhǎng)環(huán)境的影響(Kendler等，2002)[6]，成長(zhǎng)期所經(jīng)歷的貧窮艱苦的生活環(huán)境會(huì)對(duì)個(gè)體成年行為產(chǎn)生長(zhǎng)期影響(李婷和朱熊兆，2009)[15]。生于貧困的個(gè)體幼年時(shí)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(gè)人幾乎不存在家族財(cái)富傳承的機(jī)會(huì)；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(jiàn)識(shí)使得其利用教育實(shí)現(xiàn)社會(huì)階層的跳躍這一希望更加渺茫；而周?chē)哔|(zhì)量人脈資源的缺乏使得經(jīng)歷貧困的個(gè)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(jī)遇和個(gè)人努力的綜合作用下成為公司的CEO后，他們會(huì)更加珍惜現(xiàn)階段的聲譽(yù)和成就。這使得從其個(gè)人角度而言，盈余管理行為產(chǎn)生的聲譽(yù)成本和違法成本等事后成本翻倍增加。因此，經(jīng)歷過(guò)貧困的CEO可能更加不愿意從事盈余管理行為。

此外，經(jīng)濟(jì)學(xué)模型假設(shè)個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)偏好穩(wěn)定，不會(huì)受到過(guò)往經(jīng)歷的影響。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)研究表明，個(gè)人過(guò)往經(jīng)歷尤其是最近的經(jīng)歷，對(duì)其決策影響很大，個(gè)人成長(zhǎng)時(shí)的文化和政治環(huán)境會(huì)影響其風(fēng)險(xiǎn)偏好和信念，從而影響其對(duì)金融機(jī)構(gòu)的信任程度、股市參與度和對(duì)特定社會(huì)政策的偏好(Guiso等，2008)[4]。災(zāi)難心理學(xué)認(rèn)為，長(zhǎng)期經(jīng)歷惡劣的生活環(huán)境可能會(huì)增加個(gè)人的心理恐懼，從而改變個(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知(時(shí)勘等，2010)[19]。有過(guò)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(fù)面記憶，這些記憶會(huì)導(dǎo)致其對(duì)復(fù)雜宏觀(guān)環(huán)境的恐懼和對(duì)預(yù)期不確定性的厭惡(Chen等，2018)[3]，呈現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的性格特征。這使得其在處理公司財(cái)務(wù)決策時(shí)更加偏好穩(wěn)定的項(xiàng)目，對(duì)不確定的現(xiàn)金流量要求更高的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較低。因此，在面對(duì)未來(lái)?yè)p失和負(fù)債估計(jì)時(shí)，其一脈相承的低風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力使得CEO更為謹(jǐn)慎，從而促使其要求CFO等公司會(huì)計(jì)信息的參與人更為穩(wěn)健地披露公司的財(cái)務(wù)信息，避免采用應(yīng)計(jì)盈余管理等方式實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)目標(biāo)?；诖?，從盈余管理的事后成本和CEO的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避角度提出本文的研究假設(shè)1：

H1：經(jīng)歷過(guò)貧困的CEO傾向于更低程度的盈余管理行為。

數(shù)據(jù)來(lái)源及研究設(shè)計(jì)

一、樣本來(lái)源

本文選取滬深A(yù)股2003～2016年非金融類(lèi)上市公司為研究樣本。以2003年作為研究起點(diǎn)的原因在于，國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(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(guò)程如下：(1)剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司；(2)剔除CEO籍貫信息不能精確到縣級(jí)的樣本；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終獲得了4091個(gè)樣本數(shù)據(jù)。CEO出生地信息是在CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)原有信息的基礎(chǔ)上進(jìn)一步手工整理(通過(guò)新浪人物、百度百科以及公司官網(wǎng)，盡可能對(duì)CEO出生地信息進(jìn)行補(bǔ)全)，公司特征和CEO個(gè)人特征等其他原始數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，個(gè)別數(shù)據(jù)進(jìn)行了手工收集(收集源為巨潮資訊信息披露平臺(tái))。所有結(jié)果采用Stata14.0進(jìn)行處理和分析。

二、模型設(shè)計(jì)

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

其中DA表示根據(jù)修正的Jones模型計(jì)算出來(lái)的盈余管理絕對(duì)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(gè)人特征層面的控制變量。在模型回歸中，我們進(jìn)一步控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，回歸結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)差在公司層面進(jìn)行了聚類(lèi)(Cluster)處理和穩(wěn)健性處理。α1反映了CEO貧困經(jīng)歷對(duì)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(dòng)，那么系數(shù)α1將顯著為負(fù)。

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(guó)務(wù)院扶貧辦公室審批認(rèn)定的國(guó)家扶貧工作重點(diǎn)縣(簡(jiǎn)稱(chēng)“國(guó)家貧困縣”，下同)名單。該名單經(jīng)過(guò)1994年、2001年和2012年三次審批，總數(shù)維持在592個(gè)縣(包括縣級(jí)行政單位區(qū)、旗、縣級(jí)市)。我們將手工整理的CEO出生地信息與2012版國(guó)家貧困縣名單進(jìn)行比對(duì)，若CEO的出生地屬于國(guó)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(gè)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(cái)務(wù)杠桿(Lev)、盈利能力(ROA)、股權(quán)集中度(Share)、董事會(huì)規(guī)模(Board)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)。CEO個(gè)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(jìn)一步控制行業(yè)和年度差異的影響。具體變量定義參見(jiàn)表1。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2列示了樣本的描述性統(tǒng)計(jì)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(lái)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(shuō)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(cái)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(huì)規(guī)模(Board)方面，樣本公司中董事會(huì)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??；國(guó)有企業(yè)(SOE)的均值為0.532，說(shuō)明53.2%的公司為國(guó)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(mén)任職經(jīng)歷，或者曾經(jīng)擔(dān)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(duì)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。可以看出，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(méi)有貧困經(jīng)歷的CEO所在公司的0.068，均值比較通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這初步驗(yàn)證了假設(shè)1。

二、CEO貧困經(jīng)歷對(duì)公司盈余管理的影響

表2 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 分組檢驗(yàn)結(jié)果

本文采用普通最小二乘法檢驗(yàn)CEO貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理的影響，并對(duì)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差在公司層面進(jìn)行聚類(lèi)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(gè)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(jìn)一步控制了行業(yè)和年份的固定效應(yīng)。三組回歸結(jié)果均顯示CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)的符號(hào)均顯著為負(fù)，說(shuō)明CEO貧困經(jīng)歷與上市公司盈余管理呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，有貧困經(jīng)歷的CEO會(huì)傾向于減少公司的盈余管理活動(dòng)，從而提升了公司的會(huì)計(jì)盈余信息質(zhì)量，假設(shè)1得到了驗(yàn)證。貧困經(jīng)歷的CEO對(duì)盈余管理的抑制作用不僅具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，而且也具有經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性。以列(3)的結(jié)果為例，相當(dāng)于雇傭沒(méi)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(gè)單位的標(biāo)準(zhǔn)差。

控制變量方面，托賓Q(TobinQ)與盈余管理顯著正相關(guān)，說(shuō)明Q越大的公司盈余管理程度也越高；上市公司財(cái)務(wù)杠桿(Lev)和盈余管理負(fù)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(huì)規(guī)模(Board)和盈余管理顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明董事會(huì)可以發(fā)揮監(jiān)督治理作用，規(guī)模越大的董事會(huì)可以抑制CEO的盈余管理行為。企業(yè)性質(zhì)方面國(guó)有企業(yè)的盈余管理更少，這是因?yàn)閲?guó)有企業(yè)高管的績(jī)效評(píng)級(jí)指標(biāo)維度更多，除了經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)等會(huì)計(jì)指標(biāo)外，稅收和員工雇傭等指標(biāo)可以減少高管面對(duì)會(huì)計(jì)績(jī)效的壓力，從而降低了盈余管理動(dòng)機(jī)。

表4 CEO貧困經(jīng)歷對(duì)公司盈余管理程度的影響

三、貧困經(jīng)歷對(duì)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(fù)相關(guān)關(guān)系之后，一個(gè)接下來(lái)的問(wèn)題是貧困經(jīng)歷通過(guò)什么傳導(dǎo)機(jī)制影響公司的盈余管理？即影響路徑問(wèn)題。假設(shè)1從理論上分析了貧困經(jīng)歷可能會(huì)從盈余管理的事后成本和CEO的風(fēng)險(xiǎn)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(shí)證上對(duì)上述兩條路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，以進(jìn)一步增強(qiáng)主回歸的研究結(jié)論。

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

其中Path A分析的是貧困經(jīng)歷Poverty對(duì)盈余管理(DA)的總體影響，系數(shù)α1為Poverty對(duì)盈余管理(DA)影響的總效應(yīng)；Path B和Path C分析的是貧困經(jīng)歷Poverty是否通過(guò)中介效應(yīng)MV對(duì)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(shuō)明間接效應(yīng)存在，其大小等于α3×α6，此時(shí)Path C中系數(shù)α5衡量控制了間接效應(yīng)之后，貧困經(jīng)歷Poverty對(duì)盈余管理(DA)的直接影響，如果系數(shù)α5仍然顯著，說(shuō)明除了間接通過(guò)中介效應(yīng)MV影響盈余管理外，貧困經(jīng)歷Poverty對(duì)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(guò)盈余管理的事后成本和CEO的風(fēng)險(xiǎn)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(cái)務(wù)披露行為是否被證監(jiān)會(huì)、交易所和其他政府機(jī)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(fēng)險(xiǎn)規(guī)避路徑中參照Kim和Lu (2011)[7]等相關(guān)研究，采用毛利潤(rùn)波動(dòng)(Sd)衡量CEO的風(fēng)險(xiǎn)偏好。具體定義如下，首先計(jì)算每家公司每年對(duì)應(yīng)的前三年毛利潤(rùn)變異系數(shù)的絕對(duì)值，如果公司當(dāng)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(yīng)對(duì)應(yīng)的Path B和Path C的結(jié)果，列(3)、(4)為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避中介效應(yīng)對(duì)應(yīng)的Path B和Path C的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯瑹o(wú)論是在以盈余管理事后成本(Penalty)還是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避(Sd)為中介效應(yīng)的回歸中，對(duì)應(yīng)Path B 貧困經(jīng)歷(Poverty)的系數(shù)均顯著為負(fù)，Path C中中介變量(Penalty)和(Sd)的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明中介效應(yīng)存在。但是即使在控制了中介效應(yīng)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(fù)，這說(shuō)明除了上述中介效應(yīng)外，貧困經(jīng)歷還存在對(duì)盈余管理的直接影響。

表6進(jìn)一步列示了中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果和中介效應(yīng)大小。中介效應(yīng)的Sobel、Aroian和Goodman三種檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下均顯著，說(shuō)明中介效應(yīng)存在。貧困經(jīng)歷(Poverty)對(duì)盈余管理影響的總效應(yīng)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(yīng)的回歸中，間接效應(yīng)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(yīng)的8.33%，說(shuō)明貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理的抑制作用中有8.33%是由于CEO擔(dān)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(fēng)險(xiǎn)規(guī)避路徑對(duì)應(yīng)的間接效應(yīng)為-0.0011，占總效應(yīng)的9.47%，說(shuō)明在貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理影響的總體效應(yīng)中有9.47%通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)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(yīng)分解3

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(guó)企的盈余管理程度更低。一個(gè)潛在的樣本選擇問(wèn)題是如果國(guó)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(fù)相關(guān)關(guān)系可能并不是由CEO本身的個(gè)人經(jīng)歷導(dǎo)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(dǎo)致的樣本自選擇問(wèn)題，本文將總樣本分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)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(wú)論在國(guó)企組或者非國(guó)企組，CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)的符號(hào)均顯著為負(fù)，這說(shuō)明CEO貧困經(jīng)歷和盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系在國(guó)企組和非國(guó)企組均顯著存在，本文的研究結(jié)果并非由于國(guó)有企業(yè)雇傭貧困經(jīng)歷的CEO導(dǎo)致，這進(jìn)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(gè)可能的顧慮是貧困經(jīng)歷的CEO出于事后成本和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的考慮，會(huì)減少其盈余管理行為，那么CEO是否會(huì)過(guò)于謹(jǐn)慎，使得其在公司盈利較好的期間隱藏利潤(rùn)，以待盈利較差的期間將利潤(rùn)釋放出來(lái)，從而導(dǎo)致在某些年份出現(xiàn)負(fù)向盈余管理的可能性呢？本部分將對(duì)此進(jìn)行研究。我們首先根據(jù)修正的Jones模型得到的非正常應(yīng)計(jì)利潤(rùn)的大小，將樣本分為正向盈余管理(非正常應(yīng)計(jì)利潤(rùn)大于0)和負(fù)向盈余管理(非正常應(yīng)計(jì)利潤(rùn)小于0)兩組，分別研究貧困經(jīng)歷對(duì)絕對(duì)盈余管理程度即DA的影響?；貧w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(wú)論是在正向盈余管理組抑或是負(fù)向盈余管理組，貧困經(jīng)歷Poverty的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，這說(shuō)明CEO的貧困經(jīng)歷不僅可以抑制正向盈余管理行為，對(duì)公司負(fù)向盈余管理行為也具有抑制作用。原因可能在于無(wú)論正向盈余管理或是負(fù)向盈余管理，兩者作為公司操縱利潤(rùn)的手段一旦被監(jiān)管機(jī)構(gòu)發(fā)現(xiàn)都會(huì)查處，存在較高的事后成本，因此年幼經(jīng)歷過(guò)貧困的CEO會(huì)更少進(jìn)行此類(lèi)操作。此外負(fù)向盈余管理的結(jié)果是低估利潤(rùn)，由于CEO激勵(lì)性的薪酬大多與利潤(rùn)正相關(guān)，加上市場(chǎng)投資者和分析師對(duì)公司會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)的壓力，以及CEO出于自身職業(yè)生涯的聲譽(yù)考慮，CEO可能不會(huì)以自身利益為代價(jià)去低估利潤(rùn)，因此負(fù)向盈余管理的抑制作用也十分顯著。貧困經(jīng)歷對(duì)正向和負(fù)向盈余管理的顯著性結(jié)果進(jìn)一步說(shuō)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(wèn)題，本文采用傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)進(jìn)行控制。具體過(guò)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(biāo)準(zhǔn)，估計(jì)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(duì)最臨近概率得分進(jìn)行1：1匹配，即從沒(méi)有CEO貧困經(jīng)歷的公司中挑選一個(gè)得分最接近值與有CEO貧困經(jīng)歷的公司進(jìn)行配對(duì)，匹配后共得到652個(gè)樣本；最后基于匹配后的樣本重新按照模型(1)進(jìn)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(duì)樣本前后控制變量的差異對(duì)比

表9報(bào)告了匹配前后按照控制組和處理組的控制變量均值差異?？梢钥闯觯ヅ淝俺速Y產(chǎn)收益率(ROA)、董事會(huì)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(guò)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(shuō)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(duì)應(yīng)處理組的均值為0.0554，兩者的差異即處置效應(yīng)為-0.0136，對(duì)應(yīng)T值為-2.93，匹配后控制組的均值為0.0715，處置效應(yīng)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(yàn)

為了降低研究中遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)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(yàn)CEO變更前后導(dǎo)致的貧困經(jīng)歷變化(例如從有貧困經(jīng)歷變?yōu)闊o(wú)貧困經(jīng)歷的CEO，或者從無(wú)貧困經(jīng)歷的CEO變?yōu)橛胸毨Ы?jīng)歷的CEO)對(duì)公司盈余管理程度的影響。為了避免變更后CEO任期太短導(dǎo)致其作用不能發(fā)揮出來(lái)，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(duì)此，樣本做如下處理：(1)首先剔除研究期間從未發(fā)生過(guò)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(shí)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(wú)差異；High=1組(命名為Up組)表示從無(wú)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(wú)貧困經(jīng)歷的CEO。同時(shí)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(duì)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(gè)樣本。其中High=0組的樣本量最大，為328個(gè)，這說(shuō)明發(fā)生了82次變更，占總樣本的81.19%；High=1組有36個(gè)樣本，對(duì)應(yīng)9次從無(wú)貧困經(jīng)歷的CEO變更為有貧困經(jīng)歷的CEO；High=2組有40個(gè)樣本，對(duì)應(yīng)10次從有貧困經(jīng)歷的CEO變更為無(wú)貧困經(jīng)歷的CEO。

表12報(bào)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(shuō)明當(dāng)公司從有貧困經(jīng)歷的CEO變更為無(wú)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(duì)盈余管理程度的影響

5.更換衡量指標(biāo)和研究方法

除上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)外，本文還做了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)采用Kothari模型計(jì)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(shí)盈余管理衡量盈余管理程度；(3)用董事長(zhǎng)的貧困經(jīng)歷代替CEO的貧困經(jīng)歷進(jìn)行研究；(4)采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，在PSM中采用Probit模型進(jìn)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(jìn)一步研究與分析

一、公司所處行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的增量影響

行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)盈余管理也發(fā)揮著重要作用，周夏飛和周強(qiáng)龍(2014)[28]研究均發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)越激烈的行業(yè)，其總體盈余管理水平也越高。這是因?yàn)樾袠I(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓縮了企業(yè)的利潤(rùn)空間，從而使得高管在面臨內(nèi)部股東的業(yè)績(jī)要求，外部分析師的盈余預(yù)測(cè)壓力，以及自身與業(yè)績(jī)掛鉤的激勵(lì)薪酬時(shí)會(huì)鋌而走險(xiǎn)，通過(guò)盈余管理的手段達(dá)到業(yè)績(jī)目標(biāo)。因此，即使貧困經(jīng)歷使得高管更加穩(wěn)健保守，但在面對(duì)行業(yè)激烈的競(jìng)爭(zhēng)和壓力時(shí)，公司管理人員也可能通過(guò)盈余管理方法來(lái)保證公司在行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)中屹立不倒，從而維護(hù)個(gè)人利益和職業(yè)發(fā)展(Shleifer，2004)[9]。因此，本文進(jìn)一步分析行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)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(qiáng)龍(2014)[28]，根據(jù)公司年銷(xiāo)售收入計(jì)算得到行業(yè)勒納指數(shù)。若樣本公司當(dāng)年的行業(yè)勒納指數(shù)位于前20%，說(shuō)明該公司所屬行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(rèn)為所屬行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度較低，定義Low值等于1。若勒納指數(shù)位于20～80%，則認(rèn)為行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度一般，定義Middle值為1。為了區(qū)別不同行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的影響，在模型(1)的基礎(chǔ)上分別加入行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與貧困經(jīng)歷的交互項(xiàng)Poverty×High、Poverty×Middle、Poverty×Low。

表13列式了考慮公司所處行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)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(fù)，說(shuō)明在相對(duì)壟斷性的行業(yè)中，CEO貧困經(jīng)歷和盈余管理程度的負(fù)相關(guān)關(guān)系更加顯著。這是因?yàn)楦?jìng)爭(zhēng)越激烈的行業(yè)，公司利潤(rùn)等會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)更容易受到競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的影響，競(jìng)爭(zhēng)對(duì)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(huì)計(jì)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(rùn)，保障自身在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力和聲譽(yù)。而在相對(duì)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(jǐn)慎性行為的作用得到放大，從而導(dǎo)致盈余管理的可能性更小。

二、CEO個(gè)人能力的增量影響

本文進(jìn)一步從CEO能力和性別角度研究CEO個(gè)人特征對(duì)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(zhǎng)的兩職合一(Duality)以及CEO是否在其他單位兼職(Part_Time)這兩個(gè)變量作為CEO個(gè)人能力(Power)的衡量指標(biāo)；若CEO兼任董事長(zhǎng)，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(gè)人能力的交互項(xiàng)Poverty×Power加入到模型(1)中進(jìn)行回歸，結(jié)果如表14所示。

表13 行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度、CEO貧困經(jīng)歷和公司盈余管理程度

表14 CEO個(gè)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(gè)人能力(Power)的交互性系數(shù)Poverty×Power均顯著為負(fù)，這說(shuō)明CEO個(gè)人能力增強(qiáng)了貧困經(jīng)歷和盈余管理之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系，CEO個(gè)人能力越強(qiáng)，其貧困經(jīng)歷對(duì)公司盈余管理的負(fù)向作用越大。這是因?yàn)楫?dāng)CEO兼任董事長(zhǎng)時(shí)，CEO一人獨(dú)大，從而CEO個(gè)人特征的作用得到增強(qiáng)，因此對(duì)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(dāng)CEO由于業(yè)績(jī)績(jī)效差而被解雇時(shí)兼職單位的工作緩解了CEO的后顧之憂(yōu)，因此其面臨更小的業(yè)績(jī)壓力和威脅，盈余管理的動(dòng)機(jī)下降，因此更加不愿意從事盈余管理活動(dòng)。

三、CEO性別的增量影響

杜興強(qiáng)和馮文滔(2012)[12]指出，女性高管影響公司的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和決策過(guò)程，女性高管更保守的風(fēng)險(xiǎn)特征會(huì)降低公司的盈余管理行為。那么CEO性別是否會(huì)對(duì)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(yàn)證這點(diǎn)，我們將CEO貧困經(jīng)歷(Poverty)變量和性別(Gender)的交互項(xiàng)Poverty×Gender加入到模型(1)中進(jìn)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(xiàng)Poverty×Gender系數(shù)顯著為負(fù)，這說(shuō)明女性CEO本身穩(wěn)健保守的性格特征會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)盈余管理的抑制作用，相對(duì)于經(jīng)歷過(guò)貧困經(jīng)歷的男性CEO，女性CEO天然的保守特征會(huì)進(jìn)一步抑制公司的盈余管理行為，女性CEO對(duì)貧困經(jīng)歷和盈余管理之間的負(fù)向關(guān)系有進(jìn)一步的加強(qiáng)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(guó)上市公司數(shù)據(jù)，研究CEO的貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理行為的影響，并從事后成本和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避兩個(gè)角度分析貧困經(jīng)歷對(duì)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(shuō)明CEO的貧困經(jīng)歷使得其在公司財(cái)務(wù)決策時(shí)更為謹(jǐn)慎，從事盈余管理活動(dòng)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(yù)和成就，從而盈余管理帶來(lái)的聲譽(yù)成本和處罰成本更高；另一方面過(guò)往的貧困經(jīng)歷讓CEO更加謹(jǐn)慎，從而呈現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的性格特征，這兩者都導(dǎo)致其盈余管理行為的減少。采用產(chǎn)權(quán)性質(zhì)檢驗(yàn)、盈余管理分組檢驗(yàn)、傾向得分匹配法(PSM)和雙重差分外生沖擊檢驗(yàn)等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后上述結(jié)論依然成立。本文進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)行業(yè)壟斷性會(huì)強(qiáng)化CEO貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理行為的抑制作用，CEO的個(gè)人能力如CEO的兩職合一和兼任外單位職務(wù)可以加強(qiáng)貧困經(jīng)歷對(duì)盈余管理的抑制作用，女性CEO對(duì)貧困經(jīng)歷和盈余管理的負(fù)相關(guān)關(guān)系也具有強(qiáng)化作用。

本文的研究結(jié)論具有一定現(xiàn)實(shí)價(jià)值，研究發(fā)現(xiàn)艱苦的經(jīng)歷能塑造人的品格，CEO謹(jǐn)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(huì)計(jì)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(biāo)，同時(shí)也為外部投資者分析公司的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量提供了一個(gè)新維度和參考。投資者可以通過(guò)上市公司高管簡(jiǎn)歷信息了解高管的早期經(jīng)歷，能夠?yàn)橥顿Y者在進(jìn)行投資決策時(shí)更加準(zhǔn)確地分析高管風(fēng)險(xiǎn)決策行為背后的心理動(dòng)因，從而有利于提高其投資決策質(zhì)量。最后，我國(guó)自十八大以來(lái)提倡黨員干部勤儉節(jié)約和艱苦樸素的優(yōu)良作風(fēng)，不忘過(guò)去苦難。恰好與此呼應(yīng)，本文研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)CEO的貧困經(jīng)歷的正面效應(yīng)證據(jù)也從公司金融這一微觀(guān)角度為當(dāng)前中央自上而下踐行艱苦樸素的作風(fēng)提供了實(shí)證依據(jù)和政策支持。

注釋

1.行政處罰(Penalty)為一個(gè)0-1虛擬變量，如果公司當(dāng)年度的財(cái)務(wù)披露活動(dòng)在未來(lái)被各類(lèi)監(jiān)管機(jī)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(shí)際違規(guī)年份。在此一個(gè)可能的疑慮是未來(lái)查處在現(xiàn)在是否有威懾力的問(wèn)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(shí)際違規(guī)年份，結(jié)果顯示中介效應(yīng)仍然存在，限于篇幅不再列示，留案?jìng)渌鳌?/p>

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(fù)列示。

3.表6列示的總效應(yīng)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(yīng)應(yīng)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?jìng)渌鳌?/p>