CFO與董秘兼任能提高財報質量嗎？
——基于形式質量和實質質量的雙重視角

(山東大學管理學院，山東濟南250100)

一、引言

董事會秘書作為上市公司高管之一(1)《中華人民共和國公司法》第二百一十六條規(guī)定：高級管理人員，是指公司的經理、副經理、財務負責人、上市公司董事會秘書和公司章程規(guī)定的其他人員。，負責財務報告等信息披露工作，但由于董秘并不參與公司日常運營與財務報告的編制，無法全面掌握與財報相關的信息。為了便于董秘更好地履行職責，2009年頒布的《深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板上市公司規(guī)范運作指引》明確規(guī)定，上市公司董事會秘書應由董事、經理、副經理或財務總監(jiān)擔任。次年頒布的《深圳證券交易所中小板上市公司規(guī)范運作指引》也鼓勵董事會秘書由上市公司董事、副經理或財務總監(jiān)擔任(2)2015年修訂的《深圳證券交易所主板上市公司規(guī)范運作指引》、《深圳證券交易所中小板上市公司規(guī)范運作指引》以及《深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板上市公司規(guī)范運作指引》也規(guī)定，董事會秘書應當由上市公司董事、副總經理、財務負責人或者其他高級管理人員擔任。。在監(jiān)管政策的指引下，CFO與董秘兼任日益成為資本市場中的一種新趨勢。2007年，CFO與董秘兼任的上市公司所占比例僅約為6.72%，2017年該比例上升至15.45%(3)CFO與董秘兼任的上市公司所占比例通過國泰安數(shù)據庫中的數(shù)據整理得到。。CFO與董秘兼任這一公司治理中的職務安排變化能否帶來積極的影響逐漸引起理論界的關注。

現(xiàn)有關于CFO與董秘兼任的研究主要聚焦于資本市場效率等方面。毛新述等(2013)[1]發(fā)現(xiàn)，CFO與董秘兼任能夠提高公司盈余價值相關性，降低盈余公告后的漂移現(xiàn)象，初步證實這一職務安排在資本市場中的積極作用。彭情和鄭宇新(2018)[2]進一步研究發(fā)現(xiàn)，CFO與董秘兼任能夠降低公司的股價崩盤風險，提高資本市場效率。然而，CFO與董秘兼任是通過何種路徑帶來上述積極后果，尚缺乏足夠的文獻支持。扶青和劉博(2015)[3]采用深交所信息披露考評結果度量信息披露質量，發(fā)現(xiàn)CFO與董秘兼任能夠提高信息披露質量。這是否意味著，CFO與董秘兼任所帶來的資本市場效率的提升，是通過改善上市公司的信息披露質量來實現(xiàn)的？CFO與董秘由一人兼任，實現(xiàn)了財報生產者和財報披露者的統(tǒng)一，縮短財報信息傳遞路徑，提高信息溝通效率，能夠有效降低二者之間信息不對稱程度。Chen等(2018)[4]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內部高管間信息不對稱程度的降低有助于提高財務報告質量。然而，財報質量分為形式質量和實質質量[5]，顯然，已有研究只能表明CFO與董秘兼任提高了財報的形式質量。我們認為，倘若CFO與董秘兼任是通過改善信息披露質量來提升資本市場效率的話，那么，二者的兼任應該不僅能夠提高財報的形式質量，而且也能夠改善實質質量。因此，我們關心的是：CFO與董秘兼任是否同時提高了財報的形式質量和實質質量？已有研究表明，高管的個人特質會對履職過程產生重要影響[6-8]。CFO作為財報生產者，具備財務專長；董秘作為財報披露者，具備溝通專長。那么，鑒于CFO與董秘的職責和專長不同，實踐中不同的兼任類型是否都能同時提高財報的形式質量和實質質量？

本文以我國2007—2017年深交所A股上市公司為研究樣本，實證檢驗CFO與董秘兼任能否同時提高財報的形式質量和實質質量。參照以往研究的做法，用深交所信息披露考評結果來度量財報的形式質量，同時，基于盈余管理的異質性視角，用機會主義型盈余管理和信息驅動型盈余管理來度量財報的實質質量。研究發(fā)現(xiàn)，CFO與董秘兼任在提高財報形式質量的同時，能夠促進信息驅動型盈余管理，但無法抑制機會主義型盈余管理，因此只能部分地提高實質質量?；贑FO與董秘的職責和專長不同，進一步區(qū)分兼任類型后發(fā)現(xiàn)，CFO兼任董秘只提高了財報的實質質量，無法提高形式質量；董秘兼任CFO對財報的形式質量和實質質量都沒有提升作用；而只有在CFO和董秘由一人同時擔任的情形下，形式質量和實質質量才均得到了提高。

本文可能的貢獻包括：(1)從財報形式質量和實質質量的視角，研究CFO與董秘兼任這一職務安排的積極后果，為我國上市公司CFO與董秘兼任提供增量的經驗證據。(2)基于盈余管理異質性視角，豐富了財報質量的度量，解決以往研究可能存在的偏誤問題(4)本文實證結果表明，CFO與董秘兼任能夠提高盈余管理水平。以往研究直接用盈余管理程度來度量財報質量，且認為盈余管理都是出于機會主義動機，因而會得出CFO與董秘兼任降低財報質量的結論。而本文進一步區(qū)分盈余管理異質性后發(fā)現(xiàn)，CFO與董秘兼任提高了信息驅動型盈余管理，對機會主義型盈余管理沒有顯著影響，所以CFO與董秘兼任能夠提高財報質量，與現(xiàn)有研究表明二者兼任能夠提高資本市場效率相吻合。因此，如果不區(qū)分盈余管理異質性，就可能會得到錯誤的結論。，提高研究結論的可靠性。(3)考慮到高管個人特質對履職行為的影響，根據任職者專長的不同劃分三種兼任類型，發(fā)現(xiàn)不同兼任類型對財報質量的影響確實存在差異，豐富了高層梯隊理論。

二、文獻綜述

(一)CFO與財務報告質量

作為公司高管之一，CFO參與公司日常運營，負責編制財務報告，保證財務活動的合法性和合規(guī)性。然而由于委托代理問題的存在，CFO作為財報生產者，有動機和能力影響財務報告，利用信息優(yōu)勢為自己謀取私利[9-10]。但由于聲譽機制和行政處罰的制約，盡管CFO具有信息優(yōu)勢，在特定條件下仍然會提供高質量的財務報告[11]。

對于CFO與財務報告質量之間的關系，學者們尚未達成一致意見。因此，學者們開始從CFO個人特征角度出發(fā)研究其對財務報告質量的影響。現(xiàn)有文獻對CFO個人特征的研究主要從顯性特征和隱性特征兩大角度展開。在顯性特征方面，Li等(2010)[12]用SOX 404意見度量財務報告質量，發(fā)現(xiàn)CFO專業(yè)能力越強，工作經驗越豐富，公司的財務報告質量越高。王霞等(2011)[13]用是否發(fā)生財務重述度量財務報告質量，利用我國上市公司數(shù)據進一步驗證CFO專業(yè)能力與財務報告質量顯著正相關，此外還發(fā)現(xiàn)女性CFO其所在公司的財務報告質量更高。何凡等(2015)[14]用盈余管理水平度量財務報告質量，發(fā)現(xiàn)CFO財務專業(yè)能力越強，任期越長，年齡越大對財務報告質量的提高作用越明顯。劉永麗(2015)[15]用會計穩(wěn)健性度量財務報告質量，研究CFO權力對財務報告質量的影響，發(fā)現(xiàn)CFO權力越大，其所在公司的財務報告質量越高。以上文獻是從CFO個人顯性特征的角度進行研究，近年來學者開始從CFO個人隱性特征的角度展開研究。Ham等(2017)[16]研究發(fā)現(xiàn)CFO自戀程度越高，會計穩(wěn)健性越差，財務重述的可能性越高，從而導致財務報告質量越差。

(二)董事會秘書與財務報告質量

《中華人民共和國公司法》明確規(guī)定董事會秘書為上市公司財報披露的法定負責人，在法律層面確認了董事會秘書的高管地位。隨著社會公眾對財務報告質量關注度的不斷提高，作為財報披露者的董秘對財務報告質量的影響引起了學者們的廣泛研究?，F(xiàn)有文獻對財務報告質量的衡量沒有統(tǒng)一的度量方式[17]，且董秘主要負責上市公司的信息披露事宜，因此大多數(shù)學者從信息披露質量角度研究董事會秘書對財務報告質量的影響。周開國等(2011)[18]運用KV度量法，首次采用實證方法發(fā)現(xiàn)董秘被立法確認為公司高級管理人員后，我國上市公司的信息披露質量得到了顯著提升。此后，學者們開始從董秘個人特征角度研究其對信息披露質量的影響。翟光宇等(2014)[19]運用KV度量法，發(fā)現(xiàn)我國銀行上市公司中董秘持股能夠提升信息披露質量。高鳳蓮等(2015)[20]采用信息披露考評結果度量信息披露質量，發(fā)現(xiàn)董秘社會資本與信息披露質量顯著正相關。林長泉等(2016)[21]同時采用信息披露考評結果和KV度量法衡量信息披露質量，發(fā)現(xiàn)董秘性別是影響信息披露質量的重要因素，女性擔任董秘導致信息披露質量更低。

除了對董秘個人特征進行研究外，部分學者還就董秘的兼任情況對信息披露質量的影響進行了探討。與專職董秘相比，兼職董秘能夠顯著提高公司的信息披露質量[22]。高強和伍利娜(2008)[23]用信息披露考評結果度量信息披露質量，發(fā)現(xiàn)副總兼任董秘能夠提高信息披露質量，但董秘僅兼任董事對信息披露質量的影響并不顯著。毛新述等(2013)[1]基于整個A股市場進行研究發(fā)現(xiàn)，CFO與董秘兼任能夠更有效地傳遞公司信息，提高資本市場效率。扶青和劉博(2015)[3]進一步研究發(fā)現(xiàn)CFO、副總經理兼任董秘有助于提高公司的信息披露質量，但董事兼任董秘、董秘的財務背景與上市公司信息披露質量不相關。

(三)CFO與董秘兼任

財務總監(jiān)(CFO)制度和董事會秘書制度是上市公司治理結構的重要組成部分[3]。近年來，在我國相關政策的指引下，越來越多的上市公司選擇由一人同時擔任CFO和董秘。然而在西方國家，信息披露事宜通常由CEO和CFO負責?？梢?，CFO與董秘兼任是我國獨特制度背景下的產物。因此，二者兼任的經濟后果也是我國學術研究的一個獨特議題。毛新述等(2013)[1]從資本市場效率角度檢驗CFO與董秘兼任的經濟后果，發(fā)現(xiàn)相比于其他公司，CFO與董秘兼任的公司盈余價值相關性更高，盈余公告后的漂移現(xiàn)象更低，并且投資者對盈余信息錯誤定價的可能性更低。在此基礎上，彭情和鄭宇新(2018)[2]進一步研究證明CFO與董秘兼任能夠降低公司的股價崩盤風險。以上研究均表明CFO與董秘兼任能夠提高資本市場效率。因此，部分學者開始探究CFO與董秘兼任提高資本市場效率的作用路徑。扶青和劉博(2015)[3]發(fā)現(xiàn)CFO與董秘兼任能夠充分發(fā)揮二者在信息披露方面的優(yōu)勢，更有效地披露公司信息。姜付秀等(2016a,2016b)[8, 24]深入研究發(fā)生上述后果的作用機制，發(fā)現(xiàn)財務背景的董秘吸引了更多的分析師跟蹤和機構投資者投資，增強了分析師預測的準確性，降低了企業(yè)內外部信息不對稱程度，從而提高了資本市場效率。

縱觀相關文獻，CFO、董事會秘書對財務報告質量影響的研究已較為成熟，但由于研究樣本以及財務報告質量度量方法的差異，已有研究尚未得出一致的結論。關于CFO與董秘兼任所產生的后果，現(xiàn)有文獻主要圍繞盈余信息含量、股價崩盤風險等角度展開。但CFO與董秘兼任是通過何種路徑帶來上述后果，已有文獻僅證明二得兼任提高了信息披露質量，尚未有學者從形式和實質雙重視角考察CFO與董秘兼任對財報質量的影響。本文研究CFO與董秘兼任能否同時提高財報的形式質量和實質質量，可以在理論上豐富關于CFO與董秘兼任積極后果的路徑研究，也能為公司治理中的職責安排提供更多理論依據。

三、理論分析與假設提出

信息論認為信息由信源發(fā)出，經由一定的信道，最終到達信宿[25-26]。如圖1所示，在資本市場中，財務報告由財報生產者(CFO)編制，通過財報披露者(董秘)發(fā)出，經由一定的傳播媒介，最終傳遞到財報使用者(監(jiān)管部門和投資者等)手中。由于崗位職責的不同，CFO和董秘所掌握的信息存在一定的差別[22]。CFO作為財報生產者，參與公司日常運營與財務報告的編制，掌握著公司的經營信息與財務信息；董秘作為財報披露者，負責信息披露和投資者關系管理等工作，熟知信息使用者需求以及信息披露的相關規(guī)則、知識和技巧。已有研究表明，高管之間任期交錯會導致溝通障礙，降低工作配合意愿[27]。當高管之間任期相近甚至由一人擔任時，溝通效率會得到顯著提升。CFO與董秘兼任，實現(xiàn)了財報生產者和披露者的統(tǒng)一，簡化內部溝通環(huán)節(jié)[2]，降低二者之間的信息不對稱程度，可能對財務報告質量產生重要影響[4]。借鑒楊丹等(2018)[5]的做法，本文將財務報告質量進一步細分為形式質量和實質質量，并探究CFO與董秘兼任對財務報告形式質量和實質質量的影響。

圖1 財報信息傳遞路徑

財務報告形式質量指的是財務報告披露的外在質量，主要包括財務報告是否符合監(jiān)管規(guī)則以及是否以清晰簡明的方式將相關信息傳遞給信息使用者。CFO與董秘兼任對財務報告形式質量的影響主要表現(xiàn)為：一方面，與專職CFO相比，兼任董秘的CFO更加了解監(jiān)管規(guī)則和信息披露技巧?！渡钲谧C券交易所股票上市規(guī)則》明確規(guī)定，董事會秘書是上市公司與證券交易所之間的指定聯(lián)絡人，同時負責公司與證券監(jiān)管機構和投資者之間的信息溝通。董事會秘書在與監(jiān)管機構溝通的過程中，會加深對監(jiān)管規(guī)則的認識，同時了解監(jiān)管部門重點關注的內容。作為信息披露者的董秘，在履職過程中能夠掌握信息披露的知識和技巧。在編制財務報告時，CFO與董秘兼任能夠將財務報告和監(jiān)管規(guī)則有機地結合，同時以更加通俗易懂的語言和更加簡明的圖表編制財務報告，提高財務報告形式質量。另一方面，與專職董秘相比，兼任CFO的董秘熟知企業(yè)的經營信息和財務信息。CFO作為公司財務負責人，直接參與公司的重要決策，負責財務戰(zhàn)略的制定和實施，對公司經營狀況和財務狀況了解更加詳細深入[2]。當一人同時擔任CFO與董秘兩個職位時，實現(xiàn)CFO和監(jiān)管部門之間的直接對接，有效減少財報信息傳遞路徑中的信息損失，因而能夠更加全面地回答監(jiān)管部門的問題，同時有能力準確地回答監(jiān)管部門最為關注的財務問題[24]，提高財務報告的形式質量?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O1。

H1CFO與董秘兼任能夠提高財報形式質量。

財報實質質量指的是財務報告中的會計數(shù)據質量，即財報中的數(shù)字能否真實、準確、完整地反映公司實際情況。CFO與董秘兼任對財報實質質量的影響主要體現(xiàn)在以下兩方面：一方面，與專職CFO相比，兼任董秘的CFO具有更強的風險規(guī)避意識[2]?！渡鲜泄拘畔⑴豆芾磙k法》規(guī)定，CFO是財務報告的簽字人，對財務報告的真實性、準確性和完整性負責。董秘作為財務報告的披露者，違規(guī)披露信息、故意隱瞞壞消息和隨意回答投資者問題等都會受到輿論譴責，甚至受到監(jiān)管處罰[2]。因此，CFO與董秘兼任后，雙重身份導致其面臨的信息違規(guī)風險顯著增強。在此情境下，作為理性經濟人的CFO與董秘會有更強的風險規(guī)避動機，因而會使財務報告更加真實、準確、完整地反映公司實際狀況，提高財報實質質量。另一方面，與專職CFO相比，兼任董秘的CFO更加了解財報使用者的信息需求。董秘重要職責之一就是負責上市公司投資者關系管理，協(xié)調公司與投資者之間的信息溝通[18]，因而在解答投資者問題過程中更加了解投資者所關注的信息，即關于企業(yè)經營和發(fā)展的信息。因此，當CFO和董秘由一人兼任時，投資者的信息需求能夠更有效地傳遞給CFO。為了避免企業(yè)價值被低估，CFO在編制財務報告時會使財務報告中的數(shù)字能夠更好地體現(xiàn)公司實際經營和發(fā)展狀況，提高財報實質質量。

前文財報實質質量指的是財報中的會計數(shù)據質量，學者們一般采用操控性應計水平來度量會計數(shù)據質量[28-29]。Healy和Wahlen(1999)[30]提出操控性應計并非都是負面的行為，并首次提出盈余管理異質性的觀點，將盈余管理區(qū)分為機會主義型盈余管理和信息驅動型盈余管理兩類。其中，機會主義型盈余管理是指公司管理層利用會計政策選擇空間來操控公司業(yè)績從而謀取個人私利的行為；信息驅動型盈余管理是指公司管理層合理利用盈余管理手段，向外界傳遞和公司發(fā)展更相關的信息，從而加強財務報告信息和企業(yè)經營發(fā)展相關性的行為[31]。機會主義型盈余管理是管理層出于私利動機進行的操控，會降低財報實質質量；信息驅動型盈余管理使財報信息更加真實地反映了企業(yè)的經營發(fā)展狀況，會提高財報實質質量。CFO與董秘兼任后，出于風險規(guī)避的動機，會抑制機會主義型盈余管理；同時為了使財務報告更好地反映公司實際狀況以避免企業(yè)價值被低估，會促進信息驅動型盈余管理?；谏鲜龇治?，提出假設2、假設2a和假設2b。

H2CFO與董秘兼任能夠提高財報實質質量；

H2aCFO與董秘兼任能夠抑制機會主義型盈余管理；

H2bCFO與董秘兼任能夠促進信息驅動型盈余管理。

四、研究設計

(一)模型設計與變量定義

本文以CFO與董秘兼任(CFO_SEC)作為解釋變量，以財報形式質量和實質質量作為被解釋變量。參照曾穎和陸正飛(2006)[32]、陳運森(2012)[33]等的做法，用深交所信息披露考評結果(QUALITY)度量財報形式質量。2001年起，深交所為提高上市公司信息披露質量，依據上市公司信息披露質量，同時結合上市公司運作規(guī)范程度、對投資者保護程度等因素，將公司信息披露考評結果從高到低劃分為A、B、C、D四個等級。為檢驗假設1，構建模型(1)。

QUALITYi,t=α0+α1CFO_SECi,t+α2SIZEi,t+α3LEVi,t+α4ROAi,t+α5BOARDi,t+α6DUALi,t+α7BIG4i,t+α8SOEi,t+ΣIND+ΣYEAR+εi,t

(1)

模型(1)中被解釋變量為財報形式質量(QUALITY)，將深交所信息披露考評結果A、B、C、D四個等級分別賦值4、3、2、1，QUALITY的數(shù)值越大，財報形式質量越高。解釋變量為CFO與董秘兼任(CFO_SEC)，若上市公司的CFO和董秘由同一人擔任取值為1，否則取值為0。參照相關研究文獻[22, 24]，還加入了若干控制變量，并控制行業(yè)、年度的影響。因被解釋變量QUALITY為有序變量，所以采取order logistic方法對模型(1)進行回歸。

參照Hutton等(2009)[28]、Chen等(2011)[29]的做法，用盈余管理(DA)度量財報實質質量。Healy和Wahlen(1999)[30]指出不區(qū)分盈余管理異質性會使研究結果存在偏誤，因而將盈余管理分為機會主義型(OEM)和信息驅動型(IEM)。機會主義型盈余管理是指管理層利用會計選擇權操控公司業(yè)績，會降低財報實質質量；信息驅動型盈余管理是指管理層利用會計選擇權傳遞與公司發(fā)展更為相關的信息，會提高財報實質質量。為檢驗假設2、假設2a和假設2b，構建模型(2)。

DAi,t(OEMi,t/IEMi,t)=α0+α1CFO_SECi,t+α2SIZEi,t+α3LEVi,t+α4ROAi,t+α5BOARDi,t+α6DUALi,t+α7BIG4i,t+ΣIND+ΣYEAR+εi,t

(2)

模型(2)中被解釋變量為盈余管理(DA)、機會主義型盈余管理(OEM)和信息驅動型盈余管理(IEM)，本文盈余管理(DA)根據修正Jones模型分年度、分行業(yè)回歸估計得到。鑒于我國獨特的市場經濟制度，采用我國大多數(shù)學者的做法，采用定性判斷法區(qū)分盈余管理異質性[34-36]。定性判斷法認為公司凈資產收益率(ROE)處于一定閾值時，公司更可能采用機會主義型盈余管理：ROE處于(0，1%)時，保盈動機大，ROE處于(6%，7%)時，增發(fā)新股動機大，△ROE處于(0，0.5%)時，保增長動機大。因此，將上述三種樣本界定為存在顯著機會主義型盈余管理樣本(OEM)，其余為信息驅動型盈余管理樣本(IEM)。模型(2)的解釋變量和控制變量與模型(1)相同。因被解釋變量DA、OEM和IEM為連續(xù)型變量，所以本文采取OLS方法對模型(2)進行回歸。主要變量及其定義如表1所示。

表1 變量定義表

變量類型變量名稱變量定義被解釋變量解釋變量控制變量QUALITY財報形式質量,根據深交所對上市公司信息披露考評結果測量,“A”取值為4,“B”取值為3,“C”取值為2,“D”取值為1DA盈余管理,根據修正Jones模型分年度分行業(yè)估計OEM機會主義型盈余管理IEM信息驅動型盈余管理CFO_SECCFO和董秘兼任,兼任取值為1,否則為0SIZE公司規(guī)模,即公司t年年末總資產的自然對數(shù)LEV資產負債率ROA總資產凈利率BOARD董事會成員人數(shù)DUAL董事長總經理是否兼任,兼任取值為1,否則為0BIG4高質量審計,為四大時取值為1,否則為0SOE實際控制人性質,國有控股取值為1,否則為0IND根據2012證監(jiān)會行業(yè)分類標準設置行業(yè)虛擬變量YEAR根據樣本涉及2007—2017年設置年度虛擬變量

(二)樣本與數(shù)據

本文選取2007—2017年深交所A股上市公司為初始研究樣本(5)深圳證券交易所只對在深交所上市的公司進行信息披露考評，因此本文研究范圍為深交所上市公司。。在初始樣本的基礎上，進行以下處理：(1)剔除金融、保險類上市公司；(2)剔除被特別處理的觀測樣本；(3)剔除主要變量缺失的觀測樣本；(4)剔除年度、行業(yè)值少于15個的觀測樣本。經過上述處理，最終得到12 564個有效觀測樣本。為了消除異常值的影響，對所有的連續(xù)型變量進行了1%和99%分位上的縮尾處理。除信息披露考評結果來自深交所官方網站外，其他數(shù)據均來自國泰安數(shù)據庫。本文使用stata15.0軟件處理數(shù)據和進行回歸分析。

五、實證結果

(一)描述性統(tǒng)計分析與差異檢驗

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結果。信息披露考評結果(QUALITY)的均值為3.026，中位數(shù)為3.000，表明大多數(shù)樣本公司信息披露考評結果為“B”和“A”，財報形式質量較高。盈余管理(DA)的均值為0.011，標準差為0.088，表明樣本公司普遍存在著向上的盈余管理行為，且不同公司間盈余管理水平差異較大。機會主義型盈余管理(OEM)的均值為0.010，信息驅動型盈余管理(IEM)的均值為0.016。CFO與董秘兼任(CFO_SEC)的均值為0.117，表明約有11.7%的樣本公司存在CFO和董秘由一人兼任的情況。此外，本文還進行Pearson相關系數(shù)檢驗，結果顯示絕大多數(shù)變量間相關系數(shù)的絕對值小于a3，表明不存在嚴重的多重共線性問題(表略)。

表3列示了對被解釋變量進行單變量分析的結果。根據CFO與董秘是否兼任，將樣本劃分為董秘兼任組(CFO_SEC=1)以及非兼任組(CFO_SEC=0)。其中，CFO與董秘兼任組信息披露考評結果的均值為3.111，非兼任組信息的均值為3.015，均值差異為0.096，且在1%水平上顯著，表明CFO與董秘兼任的樣本公司財報形式質量更高，初步支持了假設1。CFO與董秘兼任組盈余管理的均值比非兼任組高0.005，且在5%水平上顯著。進一步區(qū)分盈余管理異質性發(fā)現(xiàn)，CFO與董秘兼任組機會主義型盈余管理的均值和非兼任組沒有顯著差異；CFO與董秘兼任組信息驅動型盈余管理的均值顯著高于非兼任組，且在1%水平上顯著，表明CFO與董秘兼任的樣本公司財報實質質量更高，初步支持了假設2b。鑒于單變量分析沒有控制其他變量的影響，因此本文將采用多元回歸分析進一步檢驗CFO與董秘兼任對財報形式質量和實質質量的影響。

表2 描述性統(tǒng)計

變量觀測值均值標準差最小值中位數(shù)最大值QUALITY12 5643.0260.6211.0003.0004.000DA12 5640.0110.088-0.2620.0070.355OEM8 9180.0100.084-0.2620.0060.355IEM3 6460.0160.097-0.2620.0100.355CFO_SEC12 5640.1170.3210.0000.0001.000SIZE12 56421.5791.09019.29021.45024.939LEV12 5640.4010.2060.0440.3890.869ROA12 5640.0420.052-0.1700.0390.197BOARD12 5648.5871.6934.0009.00018.000DUAL12 5640.2970.4570.0000.0001.000BIG412 5640.0310.1720.0000.0001.000SOE12 5640.2990.4580.0000.0001.000

表3 單變量分析

變量CFO_SEC=1CFO_SEC=0觀測值均值觀測值均值均值差異QUALITY1 4653.11111 0993.0150.096???DA1 4650.01611 0990.0110.005??OEM1 0320.0117 8860.0090.002IEM4330.0303 2130.0140.01???

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

(二)多元回歸分析

表4列示了CFO與董秘兼任對財報形式質量和實質質量影響的回歸結果。第(1)欄根據模型(1)對全樣本進行回歸，回歸結果顯示，CFO_SEC的系數(shù)為0.235，且在1%的水平上顯著，表明CFO與董秘兼任會顯著提高上市公司財報形式質量，驗證了假設1。列(2)—列(4)是根據模型(2)進行回歸的結果，列(2)CFO_SEC的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。進一步區(qū)分盈余管理異質性發(fā)現(xiàn)，CFO_SEC與OEM的回歸系數(shù)為負，但不具有統(tǒng)計學意義上的顯著性；CFO_SEC與IEM的回歸系數(shù)為0.015，且在5%的水平上顯著。上述結果表明CFO與董秘兼任不能顯著抑制機會主義型盈余管理，無法支持本文假設2a。本文推測出現(xiàn)上述結果的原因可能是，企業(yè)進行機會主義型盈余管理往往是為了再融資以及避免被ST等，關系到企業(yè)重大利益。在此情境下，從“顧全大局”的角度，CFO與董秘沒有強烈動機抑制機會主義型盈余管理；同時，CFO和董秘也并非是機會主義型盈余管理的最終決策者。總之，CFO與董秘既沒有強烈動機也沒有足夠權力有效抑制機會主義型盈余管理。但CFO與董秘兼任可以促進信息驅動型盈余管理，能夠向外界傳遞與公司發(fā)展更為相關的信息，增強財務報告與公司經營發(fā)展狀況的相關性，從而在本質上提高了財報實質質量，驗證了本文的假設2b?？偟膩砜?，CFO與董秘兼任在提高財報形式質量的同時，也部分地提高了實質質量，即能夠促進信息驅動型盈余管理，但無法抑制機會主義型盈余管理。上述結果表明，CFO與董秘兼任能夠從形式和實質兩個方面促進財報質量的提高，有利于財務報告使用者更好地理解財務報告所包含的信息。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了克服內生性問題對研究結論的影響，本文采用雙重差分法進行穩(wěn)健性檢驗。研究期間為2007—2017年，實驗組為在研究期間內CFO與董秘不兼任變?yōu)榧嫒蔚臉颖竟荆瑢φ战M為在研究期間內CFO和董秘一直不兼任的樣本公司。為了進一步控制平行假設偏誤，本文采用傾向得分匹配(PSM)根據CFO任期、教育背景、性別和薪酬對實驗組和對照組進行1:1匹配，配對之后樣本總量為1 090個?？紤]到不同公司CFO與董秘開始兼任的時間不同，因此本文借鑒Bertrand 和 Mullainathan(1999)[37]提出的多時點雙重差分模型進行回歸分析，回歸模型如下。

QUALITYi,t(DAi,t/OEMi,t/IEMi,t)=β0+β1TREATi,t+β2TREATi,t*POSTi,t+β3SIZEi,t+β4LEVi,t+β5ROAi,t+β6ROARDi,t+β7DUALi,t+β8BIG4i,t+β9SOEi,t+ΣIND+ΣYEAR+εi,t

(3)

其中，被解釋變量為財報形式質量(QUALITY)和實質質量(DA、OEM、IEM)。解釋變量TREAT，實驗組取值為1，控制組取值為0；POST，上市公司CFO與董秘兼任的年度取值為1，否則為0。本文關注的系數(shù)為β2，衡量的是實驗組上市公司在CFO與董秘兼任前后財報形式質量和實質質量的變化相比于控制組的差異。

表4 CFO與董秘兼任與財報形式質量和實質質量

變量(1)(2)(3)(4) QUALITYDAOEMIEMCFO_SEC0.235???(3.94)0.004???(2.77)-0.000(-0.11)0.015??(2.60)SIZE0.418???(17.54)0.000(0.16)0.001(0.57)-0.003(-0.99)LEV-1.310???(-10.43)0.026???(2.97)0.032???(2.78)0.039???(4.02)ROA13.828???(32.54)0.411???(12.44)0.526???(11.62)0.276???(3.67)BOARD0.048???(3.98)0.000?(1.92)0.000(0.16)0.000(0.61)DUAL0.065(1.49)0.002(1.16)0.001(0.94)0.003(1.20)BIG40.328???(2.87)-0.020???(-3.21)-0.015???(-3.03)-0.026?(-1.94)SOE0.382???(7.82)-0.011???(-3.46)-0.009???(-4.26)-0.015??(-2.52)常數(shù)項—-0.028(-0.72)-0.034(-0.94)0.016(0.22)行業(yè)/年度控制控制控制控制N12 56412 5648 9183 646Pseudo R2/Adj R20.1050.0650.1020.028LR chi2/F2 450.1029.46733.2966.232

注：(1)列(1)括號內的數(shù)值為Z統(tǒng)計量，其余為t統(tǒng)計量；(2)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

表5列示了模型(3)的回歸結果。其中，第(1)欄的被解釋變量為深交所信息披露考評結果(QUALITY)，TREAT*POST的回歸系數(shù)為0.453，且在1%的水平上顯著，表明相對于CFO與董秘一直不兼任的上市公司而言，CFO與董秘兼任的上市公司財報形式質量在二者兼任之后得到顯著提高。以上回歸結果進一步支持了假設1，即CFO與董秘兼任有助于提高財報形式質量。列(2)-列(4)的被解釋變量分別為盈余管理(DA)、機會主義型盈余管理(OEM)和信息驅動型盈余管理(IEM)。當被解釋變量為DA和OEM時，TREAT*POST的回歸系數(shù)不具有統(tǒng)計學意義上的顯著性；當被解釋變量為IEM時，TREAT*POST的回歸系數(shù)為0.042，且在5%的水平上顯著，表明相對于CFO與董秘一直不兼任的上市公司而言，CFO與董秘兼任的上市公司在CFO與董秘兼任之后顯著提高了信息驅動型盈余管理，向外界傳遞與公司發(fā)展更為相關的信息，從而在本質上提高了財報實質質量，進一步支持了本文的假設2b?？偟膩砜?，本文PSM-DID的回歸結果與主回歸一致，進一步證實CFO與董秘兼任既能夠提高財報形式質量，也能夠部分地提高實質質量。

表5 CFO和董秘兼任與財報形式質量和實質質量

變量(1)(2)(3)(4)QUALITYDAOEMIEMTREAT-0.073(-0.41)-0.008(-1.18)-0.005(-0.60)-0.020(-1.43)TREAT?POST0.453??(2.21)0.010(1.23)-0.001(-0.12)0.042??(2.58)SIZE0.524???(6.46)0.000(0.02)0.000(0.02)-0.001(-0.17)LEV-1.822???(-4.34)0.035??(2.06)0.026(1.37)0.061?(1.67)ROA13.679???(9.44)0.393???(6.98)0.507???(7.47)0.035(0.23)BOARD0.056(1.36)-0.002(-1.36)-0.001(-0.44)-0.005(-1.64)DUAL-0.049(-0.32)-0.008(-1.29)-0.002(-0.34)-0.022?(-1.89)BIG40.251(0.57)-0.036??(-2.04)-0.006(-0.28)-0.063??(-2.14)SOE0.678???(4.02)-0.006(-0.97)-0.007(-0.87)-0.001(-0.09) 常數(shù)項—0.064(0.91)0.103(1.28)0.027(0.19) 行業(yè)/年度控制控制控制控制N1 0901 090736354Pseudo R2/Adj R20.1410.0650.1160.052LR chi2/F287.903.2253.8431.565

注：(1)列(1)括號內的數(shù)值為Z統(tǒng)計量，其余為t統(tǒng)計量；(2)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

為了進一步驗證盈余管理異質性判定方法的穩(wěn)健性，本文檢驗了CFO與董秘兼任對真實盈余管理的影響。真實盈余管理的度量借鑒Roychowdhury(2006)[38]、Cohen和Zarowin(2010)[39]的做法，回歸結果如表6所示。列(1)—列(4)的被解釋變量分別為真實盈余管理程度(REM)、銷售操縱程度(R_CFO)、費用操縱程度(R_DISX)和生產操縱程度(R_PROD)。主回歸中列(2)結果顯示，CFO與董秘兼任顯著提高了企業(yè)的應計盈余管理水平，假設CFO與董秘兼任提高應計盈余管理水平是出于機會主義動機，那么通常而言，CFO與董秘兼任在提升應計盈余管理的同時更會提升真實盈余管理水平。主要原因如下：CFO與董秘兼任實現(xiàn)了權力和知識的結合，CFO參與公司的日常運營，有權力進行真實盈余管理操縱；董秘深知信息披露與溝通的技巧，有能力掩飾企業(yè)的真實盈余管理行為，不易被監(jiān)管部門和投資者所察覺。表6回歸結果顯示，CFO_SEC的回歸系數(shù)都不具有統(tǒng)計學意義上的顯著性，表明CFO與董秘兼任對真實盈余管理沒有顯著影響，因此證明了CFO與董秘兼任提高操控性應計盈余管理不是出于機會主義的動機，從而間接證明了本文盈余管理異質性判定方法的穩(wěn)健性。

表6 CFO和董秘兼任與真實盈余管理

注：(1)括號內的數(shù)值為t統(tǒng)計量；(2)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

六、拓展性分析

Hitt和Tyler(1991)[7]提出在某一領域任職的高管會具備該領域的專業(yè)知識，從而形成選擇性認知，對其后續(xù)履職行為產生影響。CFO作為財報生產者，參與公司日常運行與報表編制，具備財務專長；董秘作為財報披露者，負責信息披露和投資者關系管理等，具備溝通專長?？紤]到CFO與董秘職責和專長的不同，本文將CFO與董秘兼任(CFO_SEC)進一步區(qū)分為CFO兼任董秘(CFO_SEC1)、董秘兼任CFO(CFO_SEC2)以及CFO和董秘同時任職(CFO_SEC3)三種類型(6)兼任類型的判斷依據為CFO和董秘在公司已擔任該職位的任期，若CFO的任期長于董秘的任期，則認為是CFO兼任董秘(CFO_SEC1)；若董秘的任期長于CFO的任期，則認為是董秘兼任CFO(CFO_SEC2)；若CFO和董秘的任期一致，則認為是CFO和董秘同時任職(CFO_SEC3)。，每種兼任類型的樣本公司數(shù)量如表8所示。CFO兼任董秘具備財務專長，董秘兼任CFO具備溝通專長，CFO和董秘同時任職具備財務專長和溝通專長。在對每種兼任類型進行回歸時都已剔除其他兩種兼任類型的樣本公司。

表7 CFO兼任董秘與財報形式質量和實質質量

變量(1)(2)(3)(4)QUALITYDAOEMIEMCFO_SEC10.215(1.58)0.002(0.68)-0.004?(-1.78)0.017???(3.34)SIZE0.400???(7.75)0.000(0.29)0.001(0.74)-0.003(-1.07)LEV-1.211???(-6.43)0.028???(2.73)0.032???(2.60)0.043???(3.48)ROA13.949???(18.23)0.415???(12.48)0.539???(13.86)0.252???(3.37) BOARD0.050??(2.55)0.000(0.48)0.000(0.22)0.000(0.22)DUAL0.069(1.18)0.001(0.52)0.000(0.09)0.002(0.56)BIG40.250(1.23)-0.022???(-3.56)-0.013??(-2.00)-0.034???(-2.89)SOE0.404???(3.50)-0.012???(-3.58)-0.010???(-3.43)-0.017???(-3.31)常數(shù)項—-0.032(-1.21)-0.036(-1.27)0.017(0.28)行業(yè)/年度控制控制控制控制N11 66011 6608 2723 388Pseudo R2/Adj R20.1030.0660.1070.027LR Chi2/F1 822.1818.97823.4153.542

注：(1)列(1)括號內的數(shù)值為Z統(tǒng)計量，其余為t統(tǒng)計量；(2)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。下同。

表7列示了CFO兼任董秘與財報形式質量和實質質量的回歸結果?；貧w結果顯示，CFO_SEC1與QUALITY的回歸系數(shù)為正，但不顯著，表明CFO兼任董秘對財報形式質量沒有顯著的提升作用。CFO_SEC1與DA的回歸系數(shù)不顯著，與OEM的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，與IEM的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明CFO兼任董秘能夠抑制機會主義型盈余管理，促進信息驅動型盈余管理，從而共同提高財報實質質量?？偟膩砜?，CFO兼任董秘只提高了財報實質質量，但無法提高形式質量。出現(xiàn)上述現(xiàn)象的原因可能是CFO兼任董秘后，主要具備財務專長，出于風險規(guī)避以及職責要求，在編制財務報表的過程中，有動機、有能力降低機會主義型盈余管理，增加信息驅動型盈余管理，從而提高財報實質質量；與專職董秘相比，CFO兼任董秘并不具備與監(jiān)管部門進行溝通的知識與專長，不能使財務報告更加符合監(jiān)管規(guī)則，因而無法顯著提高財報形式質量。

表8列示了董秘兼任CFO與財報形式質量和實質質量的回歸結果。回歸結果顯示，CFO_SEC2與QUALITY、DA、OEM、IEM的回歸系數(shù)都不具有統(tǒng)計學意義上的顯著性，說明董秘兼任CFO既不能提高財報形式質量也不能提高財報實質質量。本文認為產生上述現(xiàn)象的原因可能是董秘兼任CFO后，由于財務知識專業(yè)性較強，董秘需要花費較多的時間和精力去學習并加以應用，因而不能提高財報實質質量；此外與專職董秘相比，董秘兼任CFO后不能使財報編制和披露更加符合監(jiān)管規(guī)則，因而無法提高財報形式質量。

表8 董秘兼任CFO與財報形式質量和實質質量

變量(1)(2)(3)(4)QUALITYDAOEMIEMCFO_SEC20.058(0.42)-0.004(-0.81)0.002(0.36)-0.015(-1.51)SIZE0.403???(7.73)0.001(0.48)0.001(0.87)-0.003(-0.92)LEV-1.216???(-6.10)0.025???(2.73)0.031???(2.59)0.040???(3.65) ROA13.844???(18.41)0.411???(13.06)0.537???(14.16)0.278???(4.26)BOARD0.046??(2.37)0.000(0.87)0.000(0.35)0.001(0.85)DUAL0.063(1.04)0.001(0.59)0.000(0.06)0.002(0.69) BIG40.269(1.29)-0.024???(-4.04)-0.016??(-2.40)-0.035???(-2.94)SOE0.388???(3.63)-0.012???(-3.28)-0.009???(-3.01)-0.016???(-3.25)常數(shù)項—-0.038(-1.45)-0.041(-1.41)0.004(0.07)行業(yè)/年度控制控制控制控制N11 29711 2978 0263 271Pseudo R2/Adj R20.1030.0650.1060.026LR chi2/F1 763.9218.41822.7013.265

表9列示了CFO和董秘同時任職與財報形式質量和實質質量的回歸結果?；貧w結果顯示，CFO_SEC3與QUALITY的回歸系數(shù)為0.295，且在1%水平上顯著，表明CFO和董秘同時任職能夠顯著提高財報形式質量。CFO_SEC3與DA的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，進一步區(qū)分盈余管理異質性后，CFO_SEC3與OEM回歸系數(shù)不顯著，與IEM的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明CFO和董秘同時任職之后無法抑制機會主義型盈余管理，但能夠促進信息驅動型盈余管理，從而提高了財報實質質量?？偟膩砜?，CFO和董秘同時任職在提高財報形式質量的同時，也部分地改善了財報實質質量。本文認為產生上述現(xiàn)象的原因可能是CFO和董秘同時任職，說明其能力較強，同時具備CFO和董秘的專長，因而能夠使財務報告與監(jiān)管規(guī)則更好地結合，更加及時地回答監(jiān)管部門的有關問題，從而提高財報形式質量。此外，CFO和董秘同時任職后，更加了解財報使用者的信息需求，往往會利用信息驅動型盈余管理使財務報告更好反映公司經營發(fā)展狀況，提高財報實質質量。

表9 CFO和董秘同時任職與財報形式質量和實質質量

變量(1)(2)(3)(4)QUALITYDAOEMIEMCFO_SEC30.295???(2.69)0.008?(1.79)0.002(0.66)0.021??(1.99)SIZE0.409???(7.71)0.000(0.31)0.001(0.85)-0.003(-0.93)LEV-1.300???(-6.60)0.026???(2.82)0.033???(2.86)0.037???(3.58)ROA13.647???(19.56)0.417???(14.37)0.537???(14.77)0.288???(4.84)BOARD0.048??(2.49)0.001(0.97)0.000(0.34)0.001(0.97) DUAL0.052(0.88)0.002(1.06)0.001(0.49)0.005(1.40)BIG40.327?(1.66)-0.020???(-3.03)-0.015??(-2.42)-0.026?(-1.95) SOE0.381???(3.44)-0.011???(-3.01)-0.010???(-2.93)-0.015???(-2.99)常數(shù)項—-0.033(-1.15)-0.038(-1.32)0.010(0.16)行業(yè)/年度控制控制控制控制N11 80511 8058 3923 413Pseudo R2/Adj R20.1040.0670.1050.028LR chi2/F1864.5219.44323.3123.336

注：(1)第(1)欄括號內的數(shù)值為Z統(tǒng)計量，其余為t統(tǒng)計量；(2)*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

七、研究結論與啟示

從形式質量和實質質量雙重視角，研究了CFO與董秘兼任以及不同兼任類型對財報質量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，CFO與董秘兼任既能夠提高財報的形式質量，也能夠部分地提高實質質量，具體表現(xiàn)為能夠促進信息驅動型盈余管理，但無法抑制機會主義型盈余管理。在進一步區(qū)分不同兼任類型后，發(fā)現(xiàn)CFO兼任董秘主要具備財務專長，只能提高財報實質質量，不能提高形式質量；董秘兼任CFO主要具備溝通專長，但由于缺乏財務專長，既不能提高形式質量，也無法改善實質質量；一人同時擔任CFO和董秘兩個職務，具備財務專長和溝通專長，能夠同時提高財報形式質量和實質質量。根據上述發(fā)現(xiàn)，本文得出兩點結論：(1)CFO與董秘兼任能夠實現(xiàn)優(yōu)勢互補，同時提高財報形式質量和實質質量。(2)具備不同專長的人員同時擔任CFO與董秘兩個職位對財報質量的影響有所差別，只有同時具備財務專長和溝通專長的人員擔任這兩個職位才能提高財報形式質量和實質質量。

本文的上述發(fā)現(xiàn)和結論對監(jiān)管部門、上市公司以及投資者等具有較為重要的啟示。對于監(jiān)管部門來說：首先，應該繼續(xù)鼓勵上市公司的CFO與董秘兼任，對于暫時無法實現(xiàn)二者兼任的公司，監(jiān)管部門應該督促加強CFO與董秘之間的溝通；其次，應對董秘的任職資格作出規(guī)定，要求其具備一定的財務背景；此外，應該定期組織對CFO和董秘的培訓，不斷提高其財務與溝通能力。對于上市公司而言：在職務安排中，應重視CFO與董秘相結合的優(yōu)勢；在人員選聘中，應選拔財務和溝通能力較強的人員同時擔任CFO與董秘兩個職位，提高與監(jiān)管部門和投資者溝通的效率。對于投資者而言，CFO與董秘兼任向資本市場釋放出積極的信號，投資者應該及時捕捉到，從而做出合理的投資決策。

本文用深交所信息披露考評結果度量財報的形式質量，因此研究范圍僅限于深交所A股上市公司。未來研究可以提出新的度量財報形式質量的指標，探究整個A股市場上市公司CFO與董秘兼任能否同時提高財報形式質量和實質質量，為CFO與董秘兼任提供更多的經驗證據。此外，本文只研究了不同兼任類型對財報質量的影響，未來可以從個人特質的角度出發(fā)，研究CFO與董秘兼任者的不同特質對資本市場的影響，豐富CFO與董秘兼任的相關研究。