環境之痛，企業之傷：高管早期環境污染經歷對企業盈余管理影響研究*

? 曾春影 卜令通 和 欣 茅 寧

(1 廣西師范大學經濟管理學院 桂林 541004；2 中華人民共和國審計署人事教育司 北京 100037；3 南京財經大學管理學院 南京 210023；4 南京大學商學院 南京 210008)

1.引言

作為會計理論和公司治理研究的重要內容，企業盈余管理行為一直是實務界和理論界持續關注的熱點問題。盈余管理是管理層有目的地干預對外財務報告，以誤導利益相關者對企業基本業績評價的披露管理行為(Healy&Wahlen，1999)，其目的在于獲取某些私人利益，因此盈余管理被學者普遍認為是一種不道德行為 (Choi&Pae，2011)。為了降低或者抑制企業的盈余管理行為，企業設計并執行各種治理機制和監督機制，但企業盈余管理行為仍然無法完全被制度抑制。其原因在于，盈余管理行為的實施主體是企業CEO，該行為受其個人心理特質影響，而且具有一定程度的慣性，較難被外在制度化的因素影響和改變(陳冬華等，2017)。

微觀心理層面，學者從CEO的心理特質，如過度自信、自大、自戀和道德品性等角度探討其對企業盈余管理的影響(何威風等，2011；Buchholz et al.，2020)。鑒于直接衡量CEO隱性心理特質的難度，部分學者將生物學和心理學的研究成果引入財務領域，探討CEO的過往經歷對其心理特質進而對企業財務行為的影響?，F有文獻中學者關注到CEO的從軍經歷、財務工作經歷、學術經歷、海外經歷、貧困經歷等對企業盈余管理的影響(權小鋒等，2019；林晚發等，2019；徐鐵祥和郭文倩，2020)。值得注意的是，CEO在其過往經歷中受到環境的影響是多方面的，因而某一經歷可能塑造CEO多種心理特質，進而對企業的盈余管理行為產生綜合影響(曾春影等，2020)。

自然生態環境是對人的心理特質有決定性塑造作用的最早期、最直接的因素(Allen et al.，2019)。 環境心理學研究領域的學者從自然連接視角，開展了環境污染對個體的心理狀態和行為的廣泛研究，這尚未引起財務研究領域學者的廣泛關注。心理學研究發現，環境污染會影響個體的荷爾蒙水平，進而影響其跨期決策模式，使其更加關注短期而忽略長遠利益 (Li et al.，2017)。同時，環境污染也會增加個體的焦慮水平、激進程度和對外在制度的忽略等心理特質(Burkhardt et al.，2019)，以上心理特質都與盈余管理行為密切相關。烙印理論進一步指出，如果環境污染經歷發生在個體的敏感時期，該心理特質具有持續性和穩定性 (Riis-Vestergaard et al.，2018)。將環境心理學領域的以上研究成果引入財務研究領域，我們推斷，如果CEO在敏感時期受到環境污染影響，其所在的企業的盈余管理水平可能更高。如果以上推斷成立，作為對CEO監督的典型公司治理結構，董事會能否有效抑制企業的盈余管理行為？

基于上述理論和現實分析，本研究手工整理了2003—2021年中國 A 股上市企業CEO早年環境污染經歷數據集，詳細分析了CEO早年環境污染經歷對其所在企業的盈余管理水平影響的機制。同時，沿著董事會內部結構特征—董事會治理效力的邏輯思路，關注董事會的內部結構并測量董事會規模、董事會成員的任期和平均年齡，探究其對企業盈余管理行為的治理效應。相比以往研究，本研究的貢獻主要體現在以下三個方面：第一，拓展了企業盈余管理影響因素領域的文獻。本文建立了獨特的數據集，從CEO的心理與行為特征因素方面，探究CEO環境污染經歷對企業盈余管理行為的影響。第二，豐富了環境污染相關領域的研究成果?，F有研究多關注環境污染對個體身體和心理健康、勞動供給和社會犯罪率的影響，本文研究結論表明，環境污染亦會影響微觀企業的行為。第三，為公司治理實踐提供一定的借鑒。本文研究了董事會內部結構特征對企業盈余管理行為的治理效應，有助于增進監管部門和實務界對董事會這一核心治理機制如何發揮監督約束作用的理解，也為公司利益相關者以及治理機制的制定者提供參考和數據支持。

2.文獻回顧

2.1 盈余管理影響因素研究

目前，學術界研究盈余管理影響因素的文獻可歸納為兩方面：理性視角的經濟性激勵因素和非理性視角的CEO特質因素。

(1)理性視角：經濟性激勵因素與盈余管理。已有文獻研究認為，企業的業績、債務水平等財務狀況會影響盈余管理行為。企業為了獲得上市資格、提高發行價格和增加融資額，可能會在上市前進行盈余管理(逯東等，2015)。當企業績效較差時，管理層為緩解來自股東和其他利益相關者的壓力，將更有動機操縱會計信息(溫日光和汪劍鋒，2018)。融資能力的差異以及債務契約條款的約束也可能使得企業通過盈余管理粉飾財務狀況(徐朝輝和周宗放，2016)。企業薪酬激勵制度也被認為會影響CEO盈余管理行為。CEO會出于自身利益最大化的目的根據企業的薪酬、獎金、分紅計劃以及股權激勵計劃去管理各期盈余。CEO會通過盈余管理以獲取更高的薪酬，來緩解薪酬的不公平性對其帶來的不安或者緊張情緒(羅宏等，2016)。而當企業的留存收益不能達到預期的股利目標時，企業更有可能采用盈余管理調增利潤來避免現金股利下降(賈巧玉和周嘉南，2020)。是否可以達到行權業績條件對CEO的個人財富增長有重要影響，CEO會有強烈的動機通過盈余管理的手段以獲取股權激勵的行使權(謝德仁等，2019)。

(2)非理性視角：CEO心理特質與盈余管理。CEO的既有認知和隱性心理特質影響其對相關信息的理解和解釋，進而影響企業的行為(Hambrick &Mason，1984)?！斑^度自信”或“過度樂觀”的CEO會高估企業成功的概率，低估財務風險，產生控制虛幻認知偏差，所在企業的盈余管理水平更高(何威風等，2011)。而自戀的CEO更有可能進行盈余管理，通過操控企業的盈余指標來獲取他人贊美和肯定以支持其膨脹的自我意識(Buchholz et al.，2020)。還有學者指出盈余管理實質上是CEO在現有收益和未來潛在風險之間進行權衡，因此偏好未來決策導向的CEO所在企業盈余管理水平更低(Kim et al.，2017)。受到CEO內在心理特質影響的企業盈余管理行為具有一定程度的慣性，這種行為慣性不容易被外在制度化的因素影響和改變(陳冬華等，2017)。這也在一定程度上解釋了外在制度對CEO盈余管理行為約束作用有限的原因。

本文將引用環境心理學的研究成果，探究CEO敏感時期的環境污染經歷對其心理特質進而對企業盈余管理行為的影響。病理學和心理學的學者對于環境污染對個體生理和心理的影響進行了詳盡的研究。

2.2 環境污染對個體影響相關研究

世界衛生組織認定空氣污染為目前人類健康的最大環境威脅。生理方面，空氣污染與呼吸系統疾病、糖尿病和動脈粥樣硬化的風險增加以及神經發育和認知功能不良等有關(Bowatte et al.，2017)。心理方面，長期接觸污染的個體，其情緒調節能力變差，增大了其罹患抑郁、焦慮等心理疾病的風險(Mather，2016)。同時，環境污染還會使得個體的認知能力受損(Rotton，1983)。

還有部分學者深入研究環境污染對個體行為的具體影響。研究表明，環境污染降低了個體的勞動生產率，如降低打包工人的包裝速度和客服人員的接聽電話數量(Chang et al.，2019)。環境污染還會降低分析師對于企業業績的預測精準程度，導致投資者資源的錯配程度增加。Lu等(2018)認為環境污染使得個體的不道德行為增加，甚至引致犯罪率的提高。

2.3 環境污染對個體隱性心理特質影響的過程

環境污染是一種慢性的應激源，其對個體的影響是一個緩慢的、累積性的過程(Bernstein et al.，2003)。當個體受到環境污染的短暫影響，或者是環境污染強度低于對人體造成生理、心理危害的閾值時，個體會通過適應機制適應環境，表現出冷漠、麻木、煩惱等輕度消極情緒，以緩解個體因無法解決現實問題而產生的主觀痛苦(Xu et al.，2017)。如果個體長期生活在存在污染源的環境中，頻繁地受到環境中污染物的刺激，這些消極情緒會反復出現并逐漸固化為個體情緒特質的一部分(和欣等，2021)。

此外，環境污染對個體心理特質影響并非在任何時期都是相同的。烙印理論指出，當環境污染對個體的影響發生在其成長和發展的敏感期時，該影響具有持續性和穩定性(Marquis &Tilcsik，2013)。個體青少年時期是其大腦和應激反應系統生物編程的“敏感期”，在這一時期應激壓力會對身心健康產生終生影響，尤其是像環境污染這種可能威脅到生命安全的應激壓力源(Osofsky et al.，2015)。

3. 理論分析與研究假設

3.1 CEO環境污染經歷與企業盈余管理

CEO在敏感時期的環境污染經歷有可能會通過直接機制和間接機制影響CEO所在企業的盈余管理水平，具體而言，環境污染經歷對CEO心理特質可能帶來的影響分析如下：

3.1.1 環境污染經歷與短視

盈余管理行為是CEO在即期收益和未來風險之間權衡的結果(Armstrong et al.，2013)，與跨期決策的內涵一致。CEO通過盈余管理實現預期收益，而該行為潛在的如罰金、訴訟等成本可能需要很長時間才發生甚至根本不會發生(Karpoff et al.，2008)?，F有研究認為，環境污染經歷會影響個體的跨期決策行為。一方面，環境污染會導致個體的壓力荷爾蒙水平提高，使其進行跨期決策時更加偏重當下，而忽略對未來的影響(Riis-Vestergaard et al.，2018)。另一方面，個體的跨期決策過程受到熱系統和冷系統兩個子系統的影響 (Roebers，2017)。熱系統主要指以杏仁核為基礎的情緒系統，冷系統指的是以海馬和額葉為基礎的認知系統，兩種系統是共同發揮作用的。但是，環境污染會使得個體的杏仁核活動異常，熱系統開始占據支配地位，而做出近期選擇往往與熱系統活動有關(Fareri &Tottenham，2016)。

3.1.2 環境污染經歷與激進

有文獻指出，個體長期處于被嚴重污染的環境中，其社會功能會受到嚴重損害，極容易陷入焦慮、暴躁、沖動、激進等負面情緒狀態或行為反應(Lu et al.，2018)。個體頻繁受到環境污染物的刺激，其情緒無法得到有效調節，情緒負荷不斷累積，從而使其情緒調節能力受損，激進等負面情緒穩定為個體的特質(Chen &Baram，2016)?，F有研究成果表明，激進的個體更有可能忽略外在制度和約束，不道德行為增加(Burkhardt et al.，2019)。

3.1.3 環境污染經歷與認知能力

現有研究表明，長期受到環境污染影響的個體，其認知能力和工作效率會受到損害(Dong et al.，2021)。認知能力涉及思考與分析信息和情況的能力，對于從過去的經歷中學習、識別反復出現的情況和理解因果關系極其重要。此外，認知能力與個體在學習中進行信息處理的效率和決策質量密切相關(Gioia &Sims，1986)。

基于以上分析，筆者推斷，CEO的環境污染經歷可能會導致所在企業的盈余管理水平提高。直接機制方面，CEO敏感時期的環境污染經歷塑造了其短視和激進的心理特質，從而其決策導向更加重視當前利益，忽略其行為可能帶來的未來損失。而激進的特質使其行為更加有冒險性，更重要的是，有該特質的CEO更易不顧及制度的約束作用。盈余管理是典型的以短期利益為先，未來可能會導致企業利益受損的非道德行為。間接機制方面，CEO受到環境污染的長期影響，認知能力和工作效率降低。在企業決策的復雜環境中，其識別有用信息、做出切實可行決策的概率下降，從而企業績效水平相對較低(Graham et al.，2005)。此外，如果CEO受到環境污染的影響，情緒調節能力受損，其情緒會更加不穩定，對外在的利益相關者的負面評價更加敏感(Chen &Baram，2016)。此種情況下，CEO可能會選擇盈余管理粉飾報表緩解利益相關者施加的壓力，圖1匯報了CEO環境污染經歷對企業盈余管理影響的機制?；诖?，提出假設：

圖1 CEO環境污染經歷對企業盈余管理影響機制

H1：早期有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理水平更高。

3.2 董事會對盈余管理行為的監督約束作用

董事會作為公司治理的核心，負責降低投資者與管理層之間的信息不對稱程度，對財務報告質量負有重要責任?，F有文獻對于董事會對企業盈余管理等不道德行為的監督治理作用進行了深入研究，但是得出的結論存在不一致性。其原因在于，董事會有多種屬性，現有學者多從單一屬性視角探究其對CEO行為的監督作用?；诖?，本研究從董事會規模、董事會成員任期和平均年齡三個屬性分別探討董事會對有環境污染經歷的CEO所在企業盈余管理行為的監督控制作用，即對CEO的環境污染經歷與盈余管理行為關系的調節作用。

3.2.1 董事會規模的調節作用

董事會規模影響董事的關系動態性、信息處理能力以及決策質量，最終影響董事會監督職能的發揮。當董事會規模較小時，董事間可以更好地進行溝通，監督和戰略決策參與程度更高，其發揮的治理效應更有效 (Walls &Hoffman，2013)。相比而言，隨著董事會規模的擴大，其對CEO的監督和約束作用減弱。董事會規模較大時，董事的背景異質性更強，董事間的溝通成本更大，難以達成一致性結論，其對CEO的監督作用被削弱(Desai，2016)。同時，過大的董事會規模容易滋生一些董事的搭便車行為，“不求有功但求無過”的意識使得董事期待其他董事承擔責任，減少了對CEO的諸如盈余管理行為的監督(楊清香等，2008)。較大規模的董事會還可能導致派系問題，影響了董事會成員監督職能的發揮，從而降低董事會對盈余管理行為的治理效果(呂景勝和趙玉梅，2016)。因此，較大的董事會規模給有環境污染經歷的CEO更多的“發揮空間”，其對企業盈余管理行為影響加劇?；诖?，提出假設：

H2：董事會規模越大，有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理水平越高。

3.2.2 董事會成員任期的調節作用

董事會成員的任期是另一個影響董事會的監督治理效應的因素。一些學者認為，隨著董事會成員的任期的延長，對企業和產業的深入了解以及董事個人知識、經驗和技能的積累等均會提高對董事會決策的參與程度，不僅有利于董事咨詢與監督職能的行使，還會提高其對CEO業績和激勵的監督質量(陳冬華和相加鳳，2017)。但是，越來越多的學者意識到董事任期延長對董事監督效應的損害作用。相關研究指出，任期較長的董事會與CEO建立情感聯系，甚至形成利益團體，降低董事的獨立性(Huang &Hilary，2018)。同時，為了維護董事與CEO之間建立的情感聯系或者利益團體，有較長任期的董事往往會對CEO的非道德行為“視而不見”(郭放等，2019)。一旦董事對CEO盈余管理行為的容忍程度逐漸擴大，CEO會更加膽大妄為，董事會的監督效應也會隨之下降?？梢?，隨著董事會成員的任期延長，董事發揮的咨詢職能和監督職能之間不停博弈，最終可能以犧牲董事會的治理效應收場?；诖?，提出假設：

H3：董事會成員任期越長，有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理水平越高。

3.2.3 董事會成員年齡的調節作用

作為重要的人口統計學特征之一，年齡可以反映董事會成員的能力積累、態度和職業憂慮等(Goergen et al.，2015)，這些都可以進一步影響董事會對CEO不道德行為的治理效應。一方面，隨著董事會成員的年齡的增長，董事會成員的社會閱歷增加，其工作經驗也得以積累，充分監督一個大而復雜的公司需要知識、技能和經驗等方面的能力做支撐(Baran &Forst，2015)。同時，這種經驗的積累與沉淀使得董事可以在復雜、動態的企業經營環境中更加審慎地評價CEO決策，進而提高董事會對CEO盈余管理行為的監督有效性(Xu et al.，2017)。另一方面，董事的年齡增大，其會更加注重聲譽和職業安全性。企業的盈余管理行為，向外在的利益相關者提供了低質量的會計信息，其結果是企業聲譽的受損。董事會成員的職業聲譽與企業的聲譽是高度綁定的，企業盈余管理行為有可能會對董事的聲譽帶來不利影響。同時，如果分析師和媒體等對企業的會計信息質量給予負面報道，企業股價和市值會下跌，企業投資者可能也會因董事會成員監督不力解雇董事，而年紀大的董事面臨的風險更高(Xu et al.，2017)。因此，本研究認為董事會成員的平均年齡越大，其對CEO盈余管理行為監督的動機越強，提出假設：

H4：董事會成員平均年齡越大，有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理水平越低。

4.研究設計

4.1 樣本選取及數據來源

以 2003—2021 年中國滬深 A 股上市公司數據作為初始研究樣本。研究數據主要來源于公開的企業數據庫和財經網站。具體而言，環境污染數據來自于中國氣象信息中心霧霾天氣歷史數據集，CEO的個人特征數據來自 CSMAR 數據庫和 CNRDS 數據庫(中國研究數據服務平臺)，對于部分缺失的出生地和學歷信息，通過新浪財經、必應搜索、維基百科以及各官方網站的公開信息手工搜集和補充，企業財務數據來源于 CSMAR 數據庫和 Wind 數據庫。

4.2 變量定義

(1)因變量：企業盈余管理行為(EM)。學者對于盈余管理的研究大多采用Dechow 等(1995)的修正Jones模型計算盈余管理變量。具體計算步驟為：分行業、分年度對模型1進行OLS ，得到系數β1、β2、β3，將該系數代入模型2，計算獲得企業的非操縱應計盈余，最后將估計得到的非操縱應計盈余代入模型3，計算出企業的操縱性應計盈余(EM)。

TAt/At-1=β1(1/At-1)+β2(ΔREVt/At-1)+β3(PPEt/At-1)+εt

(模型1)

NEMt=α1(1/At-1)+α2(ΔREVt/At-1-ΔARt/At-1)+α3(PPEt/At-1)

(模型2)

EMt=TAt/At-1-NEMt

(模型3)

以上模型中，TAt為第t期企業的總應計利潤，是企業經營利潤與經營性活動的現金流之差；At-1為企業第t-1期期末總資產數值；NEMt表示根據企業第t-1 期期末總資產調整后第t期非操控應計盈余數值；ΔREVt為企業當期和上一期主營業務收入的差額；ΔARt為企業當期和上一期應收賬款的差額；PPEt為企業第t期期末固定資產原值。

(2)自變量：CEO環境污染經歷(pollu_exp)?；谖覈髽I公司治理的實際情況，參考已有研究的普遍做法(許年行和李哲，2016)，將CEO定義為在企業中實際負責日常經營管理的最高級管理人員。環境污染方面，鑒于空氣污染指標被最廣泛地用來衡量環境污染程度，而霧霾被認為是最具代表性的用以衡量空氣污染的指標(祁毓和盧洪友，2015)，參考和欣等(2021)的研究，利用中國氣象信息中心霧霾天氣歷史數據集中包含的中國國家級地面氣象站的霧霾數據，與CEO出生地進行地域精準匹配，衡量CEO出生地的環境污染情況。該數據集中包含中國 2400多個國家級地面氣象站的霧霾觀測數據，氣象站每日4次定時觀測當地霧霾數據，年份從1951年持續到2010年。同時，環境污染對于個體的影響是緩慢的過程，根據烙印理論，青少年時期(5～15歲)處于個體身心發育的關鍵階段，對環境污染的負面刺激更加敏感。最終，以企業CEO 5～15歲期間，其出生地行政區域年度霧霾天數占全年觀測天數比例的10年累積之和衡量CEO的環境污染經歷。指標數值越大，說明CEO受到環境污染影響越嚴重。

(3)控制變量。分別從CEO、企業和行業層面對企業盈余管理的影響因素進行控制，具體包括CEO年齡、性別、學歷、董事長和總經理兩職合一情況、企業規模、盈利能力、財務杠桿、成長性、經營活動現金流量、獨立董事比例、產權性質、股權制衡度、行業競爭度。此外，模型加入年度啞變量和行業啞變量，以控制年度和行業固定效應。

(4)調節變量。綜合考察董事會規模、成員任期、成員年齡多個結構特征對CEO的環境污染的經歷與企業盈余管理行為關系的調節作用，具體變量的定義和測量如表1所示。

表1 主要變量的定義和測量

4.3 實證模型構建

首先，以模型4檢驗文中假設H1，其中CVi，t為控制變量組，如果β1顯著為正，則說明有環境污染經歷的CEO所在的企業的盈余管理水平更高。

EMi，t=β0+β1×pollu_expi，t+γ×CVi，t+yeart+indusj+εi，t

(模型4)

EMi，t=β0+β1×pollu_expi，t+β2×boardsizei，t+β3×boardsizei，t×pollu_expi，t+

γ×CVi，t+yeart+indusj+εi，t

(模型5)

EMi，t=β0+β1×pollu_expi，t+β2×tenurei，t+β3×tenurei，t×pollu_expi，t+

γ×CVi，t+yeart+indusj+εi，t

(模型6)

EMi，t=β0+β1×pollu_expi，t+β2×boa_agei，t+β3×boa_agei，t×pollu_expi，t+

γ×CVi，t+yeart+indusj+εi，t

(模型7)

以模型5、6、7檢驗文中假設H2、H3、H4，即董事會的結構對CEO的環境污染經歷與企業的盈余管理行為之間的關系的調節作用，依據交叉項的系數β3分別檢驗董事會的規模、董事會成員的任期和董事會成員的年齡對以上關系的調節作用。

其次，決定是用面板數據方法還是使用混合OLS方法。當數據在跨年度的同一單位上(比如企業)包含了重復的觀測值，并且這些觀測值之間是相關的時候，宜使用面板方法。對于面板模型來說，還有一個重要的選擇就是確定到底是用固定效應方法還是隨機效應的方法。區分這兩個模型關鍵在于無法觀測的個體效應是否和模型中觀測的解釋變量相關，如果不相關，那么就選用隨機效應，否則，用固定效應模型就更為合適。本研究進行了Hausman 檢驗，檢驗結果顯示解釋變量和非觀測的個體效應之間是相關的，因此使用固定效應模型進行數據分析以驗證文中假設。

5.實證結果分析

5.1 描述性統計

表2匯報了主要變量的描述性統計分析結果。由表2 可以看出，上市企業的盈余管理EM均值為0.648，最大值為22.16，最小值為-0.685，標準差為0.994，上市企業的盈余管理行為存在一定的差異性。CEO環境污染經歷pollu_exp 的均值為0.903，最小值和最大值分別0和8.299，標準差為1.481，說明CEO受到環境污染影響的水平差異較大，探討 CEO 的環境污染經歷對企業盈余管理行為的影響具有較強的現實基礎。

表2 變量的描述性統計

5.2 相關性分析

表3匯報了主要變量的 Pearson 相關系數矩陣，相關系數檢驗顯示，CEO的環境污染經歷(pollu_exp)與企業盈余管理行為(EM)的相關系數為0.205，在1%水平上顯著，表明有環境污染經歷的CEO所在的企業盈余管理水平更高。相關系數的結果初步支持了假設H1的論斷。此外，企業業績、資產負債率、企業成長性、現金流、產權性質和股權制衡程度與企業盈余管理行為呈正相關關系，而CEO年齡、學歷、托賓q、獨立董事比例與企業盈余管理行為呈負相關關系。

表3 主要變量的相關系數表

此外，CEO的環境污染經歷(pollu_exp)與控制變量的相關系數較小(VIF 值為1.27，遠低于 10 的警戒線)，說明回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。限于篇幅，VIF檢驗并未匯報。

5.3 回歸分析

(1)CEO 環境污染經歷與企業盈余管理的關系。表4 列示了 CEO 環境污染經歷對企業盈余管理影響的回歸結果。表4第(1)列僅加入控制變量，第(2)列加入CEO 環境污染經歷變量，CEO 環境污染經歷(pollu_exp)的回歸系數為5.431，且在1%水平上顯著，假設H1得到了支持?？刂谱兞糠矫?，企業盈余管理與企業績效水平、資產負債率、企業成長性顯著正相關，而企業規模和企業現金流水平顯著抑制企業的盈余管理水平。

表4 CEO的環境污染經歷對盈余管理影響的回歸結果

(2)董事會結構特征的調節作用。表4第(3)列加入了董事會規模以及CEO的環境污染經歷與董事會規模的交乘項，回歸結果顯示，董事會規模的系數在1%水平上顯著為正，說明大規模的董事會并未對企業的盈余管理行為發揮有效的抑制作用。董事會規模與CEO的環境污染經歷的交乘項系數在1%水平上顯著為正，說明董事會規模越大，CEO的環境污染經歷與企業盈余管理行為的正向關系越明顯，假設H2得到了支持。

表4第(4)列加入了董事會成員任期以及CEO的環境污染經歷與董事會成員任期的交乘項，回歸結果顯示，董事會成員任期的系數在1%水平上顯著為正，董事會成員的任期越長，其與CEO建立的職業聯系和情感聯系越會降低董事會對盈余管理行為的監督效應。董事會成員任期與CEO的環境污染經歷的交乘項系數在1%水平上顯著為正，說明董事會成員的任期越長，CEO的環境污染經歷對企業盈余管理行為影響越大，假設H3得到了支持。

表4第(5)列加入了董事會成員年齡以及CEO的環境污染經歷與董事會成員年齡的交乘項，回歸結果顯示，董事會成員年齡的系數在1%水平上顯著為負，董事會成員的平均年齡越大，越可以直接抑制CEO的盈余管理行為。董事會成員年齡與CEO的環境污染經歷的交乘項系數在1%水平上顯著為負，說明董事會成員的平均年齡增大，其技能和經驗的積累提高了董事會的監督作用，同時，其對職業安全和聲譽的考慮使其既有動機又有能力去抑制有環境污染經歷的CEO的盈余管理行為。董事會成員的年齡負向調節CEO的環境污染經歷與企業盈余管理行為的關系，假設H4得到了支持。

6.內生性、穩健性和進一步研究

6.1 內生性分析

本研究探究了CEO的環境污染經歷對其所在企業的盈余管理行為的影響，但是研究結論仍然可能受到內生性結論的影響。對研究結果的另一個解釋是有高水平盈余管理的企業吸引了有環境污染經歷的CEO，即企業的盈余管理水平與有環境污染經歷的CEO之間可能有內生性。這種內生性可能會造成本文的結果偏誤。同時，盡管我們在回歸設計中加入了很多控制變量，但仍存在遺漏變量的問題，這些無法觀測的企業特征可能同時影響本文的回歸結果。因此，借鑒已有研究的策略，本文使用了PSM法、Heckman 二階段模型以及CEO 變更的差分模型來解決這一內生性問題。

6.1.1 傾向得分匹配法(PSM法)

本文采用傾向得分匹配方法(PSM法)解決可能存在的內生性問題。研究對文中樣本進行配對處理，主要考慮影響企業選聘何種類型的CEO的變量，包括企業成立年限(cor_age)、CEO年齡(age)、CEO性別(gender)、CEO學歷(degree)、企業的現金流量水平(cashflow)、資產規模(size)、資產收益率(roa)、資產負債率(lev)、董事會規模(boardsize)、獨立董事比例(inderatio)、托賓q(tobinq)、企業的成長性(growth)和企業產權性質(SOE)，根據模型中傾向性得分最接近但是CEO受到環境污染影響低于均值的企業作為配對樣本。進行PSM匹配后，大多數變量的標準化偏差小于5%，匹配后變量的t檢驗的p值不拒絕兩個配對組之間無差異的假設，處理組和對照組的控制變量在分布上是一致的，匹配效果良好。

均衡性檢驗結果顯示，各變量匹配后在實驗組和對照組間是均衡的，但是企業的現金流(cashflow)、資產負債率(lev)和獨立董事比例(inderatio)三個變量匹配前后實驗組較對照組p值無變化，說明匹配前該變量實驗組和對照組無差別，因此在建模的時候將cashflow、lev和inderatio三個變量排除重新對樣本進行匹配，匹配結果顯示，排除三個變量后匹配結果更為理想，囿于篇幅限制，未匯報變量的匹配結果。

在樣本匹配基礎上對模型進行重新回歸，回歸結果如表5所示。由表5的列(1)和(2)可知，在控制了行業變量、年度變量、企業特征變量、公司治理層面變量以及CEO個人特征變量后，CEO的環境污染經歷的系數為4.819，在1%水平上顯著為正。董事會規模、董事會成員的平均年齡與CEO環境污染經歷的交互項的系數分別在1%水平上顯著，董事會成員的任期與CEO環境污染經歷的交互系數不顯著。

表5 基于樣本的PSM匹配的CEO環境污染經歷對盈余管理影響回歸結果

6.1.2 Heckman 二階段模型

本文將CEO早期受到環境污染大于均值的CEO定義為CEO環境污染經歷，被解釋變量 employ 定義為企業是否聘請早期受到環境污染經歷影響的CEO，第一階段將其與可能會影響企業聘任決策的變量進行回歸，估算出逆米爾斯比率λ(Invers Mill’s ratio)。接著，在第二階段將逆米爾斯比率λ作為控制變量分別代入公式模型，檢驗CEO環境污染經歷對企業盈余管理的影響。表6匯報了主效應和調節效應的回歸結果，CEO環境污染經歷的回歸系數在1%水平上顯著為正。調節效應方面，董事會規模、董事會成員任期和董事會成員年齡與CEO環境污染經歷的交互項系數在1%水平上顯著?？梢?，在考慮了自選擇偏誤后，本文的結論依然成立。

表6 Heckman 二階段模型回歸結果

6.1.3 基于 CEO 變更事件的雙重差分檢驗

針對可能存在的樣本自選擇偏誤(self-selection bias)問題，本文采用基于 CEO 變更事件的雙重差分檢驗。根據CEO早期受到環境污染影響的均值為界生成對應的 dummy 變量，大于樣本均值的 CEO 界定為有環境污染經歷的CEO，反之則為不具備環境污染經歷CEO。

以企業 CEO 變更作為時點，將自變量分成處理組(Treat=1)和控制組(Treat=0)。具體而言，以公司 CEO 變更作為時點，由不具備環境污染經歷CEO變更為有環境污染經歷CEO的企業作為處理組，設置 Treat=1，并將變更前后均為不具備環境污染經歷CEO的企業作為控制組，設置 Treat=0。選取 CEO 變更前后一年(包括變更當年，共3年)的樣本數據作為測試數據，將 CEO 變更前三年的樣本設置 Post=0，變更當年及變更后兩年的樣本設置 Post=1，同時，參考何瑛等(2019)的處理方式，CEO 連續變更事件的時間間隔不小于 4年，否則只保留首次變更的樣本。以Treat 為因變量，影響Treat的控制變量為匹配變量，使用 Logit 回歸，傾向分值選取最近鄰方法，在兩組之間進行1∶1有放回匹配，最后使用匹配后的樣本進行回歸?；?CEO 變更事件的雙重差分模型結果仍然支持本研究的結論。

6.2 穩健性分析

為了增加結果的穩健性，研究增加了如下過程：

(1)自變量的替代測量。為對主要結果進行穩健性檢驗，用替代指標重新衡量企業CEO的環境污染經歷。采用CEO 5～15 歲期間的年度霧霾天數的標準差，作為CEO環境污染經歷的替代變量。采用替代性指標衡量變量后，CEO的環境污染經歷對企業盈余管理影響以及董事會特征的調節作用，回歸結果如表7所示，CEO的環境污染經歷對其所在企業的盈余管理行為影響的回歸系數為7.861，在1%水平上顯著為正。董事會成員規模越大，董事會成員任期越長，其對有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理行為監督和控制作用越弱。董事會規模與企業盈余管理在1%水平上顯著為正，其與CEO的環境污染經歷的交互項系數在1%水平上顯著為正。董事會成員任期與企業盈余管理在1%水平上顯著為正，其與CEO的環境污染經歷的交互項系數在5%水平上顯著為正。而穩健性回歸結果顯示，平均年齡較大的董事會顯著降低企業的盈余管理，而且其負向調節CEO環境污染經歷與企業盈余管理之間的關系。董事會成員年齡與企業盈余管理在1%水平上顯著為負，其與CEO的環境污染經歷的交互項系數在10%水平上顯著為負。

表7 CEO環境污染經歷對其所在企業盈余管理影響穩健性回歸結果

(2)Placebo檢驗。 如果主回歸的結果在任何 CEO 出生地分布情境下都存在，那么 CEO環境污染經歷所引致的處理效應的顯著性將失去意義。為此，我們參考許年行和李哲(2016)進行 Placebo 檢驗：首先，為每位 CEO 隨機模擬分配一個出生地；其次，以模擬的出生地重新計算 CEO 受到環境污染的影響，并生成模擬解釋變量 pollu_expn；最后，利用模擬解釋變量pollu_expn對盈余管理變量進行重復回歸100 次?；貧w結果中，系數顯著為正和顯著為負的占比差異較小，意味著研究構造的虛擬處理效應并不存在，表明確實是CEO環境污染經歷提高了其所在企業的盈余管理水平，而不是其他因素或者噪音所導致的，驗證了文中主要結論的穩健性。囿于篇幅限制，未匯報Placebo檢驗回歸的結果。

6.3 進一步研究

前文的實證回歸結果發現，有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理水平更高。本文認為其原因在于CEO在敏感時期的環境污染經歷塑造了其激進和易于忽略規制等穩定的心理特質，這會體現在企業的盈余管理行為上。企業的盈余管理分為應計盈余管理和真實盈余管理兩類，隨著會計準則日臻完善和監管力度不斷加強，應計盈余管理更容易引起監管方和其他利益相關者的審查，企業面臨較高的訴訟風險，CEO從應計盈余管理向真實盈余管理轉換的動機加強(Ewert et al.，2005)。本文認為，如果CEO受到環境污染的影響形成穩定的心理特質，那么企業的真實盈余管理水平也會受到影響?；诖?，本文實證檢驗CEO的環境污染經歷對企業真實盈余管理水平的影響，以及董事會結構特征對以上關系的調節作用。真實盈余管理分為異常經營現金流(CFOEM)、異常產品成本(PROEM)和異常酌量費用(EXPEM)三類，根據 Zang(2012)的研究，真實盈余管理的綜合指標 RMit為：RMit=PROEMit-CFOEMit-EXPEMit。表8匯報了CEO的環境污染經歷對企業真實盈余管理影響的實證回歸結果，回歸結果顯示，CEO的環境污染經歷與企業真實盈余管理行為之間在10%水平上顯著正相關，其系數為4.548。與預期一致，董事會的規模越大、董事會成員任期越長，CEO的環境污染經歷對企業真實盈余管理水平的影響越大。而成員平均年齡更大的董事會，對有環境污染經歷的CEO所在企業的真實盈余管理進行了有效的抑制，交乘項的系數在1%水平上顯著。

表8 CEO環境污染經歷與企業真實盈余管理水平回歸結果

7.研究結論、意義與未來研究方向

環境保護的重要性不言而喻，黨的十九大把“堅持人與自然和諧共生”作為新時代堅持和發展中國特色社會主義的基本方略，這向世界宣告了中國治理環境的決心。然而，我們對于環境污染影響的認知僅僅停留在其對個體身心健康的層面。環境污染如何影響個體道德、經濟行為甚至整個社會的福利，我們仍不得而知?；诖?，筆者探究CEO的環境污染經歷對盈余管理行為的影響。盈余管理行為是一種典型的非道德行為，導致交易成本的增加、資源的無效分配，降低整個社會的福利。面對CEO的這一不道德行為，董事會能否發揮抑制作用？具有不同特征的董事會對CEO的監督作用存在差異。筆者同時探究董事會的多種結構特征對有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理的治理效應。

7.1 研究結論

本研究利用上市企業的數據研究CEO的環境污染經歷對其所在企業的盈余管理行為的影響。實證回歸結果表明，CEO 在青少年時期受到環境污染的影響后，形成了一系列穩定的心理特質，這些心理特質通過直接和間接兩個機制增加了企業的盈余管理水平。在經過不同變量替代回歸和Placebo檢驗等一系列穩健性測試后結論依然成立。進一步研究的結果表明，有環境污染經歷的CEO所在的企業真實盈余管理水平也會更高。并不是所有的董事會都會發揮公眾期待的監督作用。董事會規模大，由此可能導致派系和搭便車等問題，減弱了其對CEO盈余管理行為的監管作用。董事會成員的任期長，董事會成員與CEO之間聯系緊密，董事會可能未能發揮其該有的治理作用。即董事會規模越大、董事會成員任期越長，有環境污染經歷的CEO所在企業的盈余管理行為越顯著。董事會成員的平均年齡大，成員對聲譽和職業安全性的考慮使其更有動機監督CEO的非道德行為。因此，董事會成員的平均年齡負向調節CEO的環境污染經歷與企業盈余管理的關系。

7.2 研究意義

本研究有如下理論和實踐意義：

第一，研究表明，CEO的環境污染經歷會影響企業盈余管理，該現象的背后是CEO內在道德的差異性。本研究擴展了影響盈余管理的因素和研究視角，為理解企業間盈余管理的差異提供了實踐借鑒。本研究說明了CEO在公司治理和企業價值中的重要作用，表明對CEO的選擇和聘任是企業的重要決策之一，因而具有重要的理論和實務意義。

第二，越來越多的學者開始關注CEO的過往經歷對其心理特質進而對企業行為的影響，引用環境心理學的研究成果，研究CEO受到環境污染的影響進而對企業盈余管理行為的影響。一方面彌補了現有環境文獻對環境污染經濟后果的關注不足，另一方面也增強了高階理論對管理實踐的解釋力度。

第三，從公司治理角度，學者和公眾對董事會寄予厚望，期待董事會發揮其該有的對CEO的監督和控制作用。研究結果表明，具有一些特征的董事會可能會監督“失效”。企業可能會花費高昂的成本組建規模大的董事會或留任任期較長的董事會成員，但是其并未對制約盈余管理、改善公司治理發揮作用，甚至“助紂為虐”。研究為企業進行公司治理制度的設計提供借鑒參考，為企業的經營節省成本。

7.3 未來研究方向

本文基于環境心理學、高階理論和烙印理論，通過理論構建和實證檢驗，提出了高管早期環境污染經歷這一關于高管個人生活經歷的代理變量，實證檢驗了其對企業盈余管理行為的影響。然而，本文仍存在一些不足，需要在未來進一步探索和完善。

首先，由于本文的研究對象是上市企業的CEO，囿于數據的限制，未對高管短視等心理特質進行中介檢驗。未來研究可以采用訪談或者問卷的方式進一步驗證高管經歷對其心理特質的塑造作用，以打開高管經歷影響企業戰略和行為的“黑箱”。

其次，近年來對高管的多種經歷的交互效應的研究正在興起。例如，和欣等(2020)研究高管的大饑荒經歷與教育經歷的交互作用，提出后續的教育經歷可能會塑造CEO其他心理特質，與CEO之前的經歷塑造的心理特質的交互影響，會使得企業戰略和行為出現更有趣的結果，期待未來有進一步的探索。