CFO兼任董秘會抑制企業(yè)盈余管理嗎？
——基于聲譽理論視角

肖 萬，林冰兒，郭思圻

（1.華南理工大學 工商管理學院，廣東 廣州510641；2.廣發(fā)證券股份有限公司，廣東 廣州510627）

一、引言

盈余信息作為資本市場的決策依據，是會計信息的重要組成部分。實踐中，上市公司管理層通過盈余管理獲取私利、規(guī)避退市等現象屢見不鮮。盈余管理實質上是對公司財務報告進行控制的過程，作為內部人的公司高管與盈余管理直接相關［1］。其中，首席財務官（Chief Finance Officer，以下簡稱“CFO”）擔任著投融資管理、會計信息制作等重要角色，是公司財務決策的核心人物。董事會秘書（以下簡稱“董秘”）承擔著信息披露職責，是公司規(guī)范運作的監(jiān)督者和新聞發(fā)言人。一個是財務信息的制作者，一個是財務信息的發(fā)布者，兩者在財務職能上具有高度一致性和連貫性，共同影響著公司盈余信息質量［1］。研究表明，具備財務經歷的董秘在投資者關系管理、資本市場運作中有著更出色的表現，因此，很多上市公司選擇聘任具有財務經歷的專業(yè)人士擔任董秘或直接由CFO兼任董秘［2］。

CFO兼任董秘的協(xié)同效應已被證實，現有研究表明CFO兼任董秘在提升信息披露質量、降低股價崩盤風險、提高資本市場效率上均有積極作用［3-4］。但CFO兼任董秘產生的弊端也開始受到關注，已有研究證實CFO兼任董秘削弱了董秘的獨立性，引發(fā)了更嚴重的代理問題，使董秘難以有效履行信息披露的職責［5］。由此可知，學界對CFO兼任董秘的評價不一。事實上，無論是協(xié)同效應還是代理問題，現有研究均從“實質”層面討論CFO兼任董秘的經濟后果，但幾乎沒有學者討論CFO兼任董秘產生的“信號”價值。國外兼任職位的數量常被作為聲譽資本的代理變量，即實權高管兼任其他職位作為自身聲譽和能力的體現，是獲得外界積極認知及評價的重要信號［6］。一種觀點認為，CFO兼任董秘為其管理財務信息、進行盈余管理提供了便利，但從聲譽理論視角來看，這些對財務信息人為干預或調整的行為一旦敗露，會使其付出更大代價，包括更嚴重的聲譽損失［5，7］。那么，CFO兼任董秘是否能夠抑制盈余管理行為呢？

為了回答這一問題，本文選擇2006—2019年A股上市公司作為樣本，引入聲譽理論，對CFO兼任董秘能否抑制上市公司盈余管理行為進行研究。本研究的貢獻主要有三個方面：一是選取了新的理論視角，從聲譽理論視角切入，基于聲譽約束激勵機制分析CFO兼任董秘對盈余管理行為的影響；二是開拓了CFO兼任董秘與真實盈余管理關系的研究，將真實盈余管理納入研究當中，檢驗CFO兼任董秘對應計與真實盈余管理的影響差異；三是基于國有企業(yè)經理人政治聲譽和職業(yè)聲譽替代效應，檢驗了國有經理人聲譽對應計盈余管理行為的影響，并進一步研究了董事會規(guī)模的治理效應。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

已有研究表明，CFO作為公司財務的管理者和監(jiān)督者，能夠影響甚至獨立決定盈余管理［5］。CFO負責公司財務系統(tǒng)管理，包括編制并監(jiān)管財務報告制作的全過程，這種對公司財務實際控制的權力反映出CFO對盈余信息質量的重要影響［1］。還有研究將CFO與CEO對盈余信息質量的影響進行對比，結果表明CFO確實對公司盈余管理具有充分的話語權，這種權力甚至超過了CEO［8］。CFO進行盈余管理的動機較為復雜，諸如獲取個人私利、應對業(yè)績考核、解決融資問題等均可能是其盈余管理的最終目的［9-10］。但是，這種隨意干預財務報告的行為并不一定發(fā)生，因為很多高管需要顧及盈余管理帶來的事后成本以及自身聲譽的維護［11］，向外界提供失真的會計信息不僅影響市場經濟秩序、挫傷投資者信心，還破壞了企業(yè)形象及經理人聲譽［9］。經理人基于聲譽顧慮，傾向于選擇合理制作及披露財務信息，因為聲譽的喪失很可能導致其職業(yè)生涯結束［12］。

董事會秘書是聯(lián)結公司與市場的樞紐，在公司內部治理與外部市場表現關系中扮演著“窗口”的角色。董秘的職責可劃分為對外和對內兩部分，對外主要充當公司的“發(fā)言人”，向資本市場發(fā)布公司權威信息；對內主要參與公司資本運作，監(jiān)督高管及董事的合規(guī)運營［5］。為此，董秘職位要求擔任者熟知公司財務并能夠敏銳掌握資本市場的變化，董秘的財務經歷有利于其職能的發(fā)揮。姜付秀等（2016）認為，董秘擁有財務經歷能提升企業(yè)的盈余信息含量［2］。但在實踐中，只擔任董秘的高管常處于邊緣化位置，因為“單一身份”的董秘既不能作為董事參與董事會投票，又無法作為經理人參與內部經營［2-3］。因此，董秘的多重身份受到學界的關注。具體而言，董秘可單獨兼任董事、經理層或同時兼任董事和經理層?，F有研究表明，具有多重身份的董秘基于組織認同及個人職責的激勵，其信息披露職責的履行效果優(yōu)于僅有單一身份的董秘［3，7］。

CFO兼任董秘與公司治理關系的研究，是近年來才受到關注的課題。由于CFO與董秘同盈余管理、信息披露關系緊密，部分學者從盈余信息質量角度研究兩者的關系，并且得出的結論大致可分為兩類：第一類觀點強調CFO兼任董秘的協(xié)同效應，認為CFO兼任董秘有利于減少不同職位的信息不對稱，擔任CFO和董秘的高管能有效履行雙崗位職責，進而提升盈余信息質量；第二類觀點分析了CFO兼任董秘可能產生的消極后果，因為兼任削弱了公司內部監(jiān)督，引發(fā)了更嚴重的代理問題。例如，路軍偉等（2019）從財務報告的形式質量和實質質量雙重視角進行研究，發(fā)現CFO兼任董秘對兩者均有提升作用［13］；而汪蕓倩和王永海（2019）研究得出的結論與之相反，認為CFO兼任董秘時會借助兼任帶來的職權效應，進行更嚴重的機會主義行為，從而降低會計信息質量［5］。

由此可知，盈余信息質量受到CFO和董秘影響已經是公認的事實。并且學界對董秘多重身份持有積極的評價，特別是當CFO和董秘由同一人擔任時也有類似結論。與此同時，有學者開始注意CFO兼任董秘可能產生的弊端。但是，這些研究多從兼任產生的實質經濟后果進行討論，忽略了兼任其他職位后經理人對于事后成本的考慮及信號價值的維護。因此，本文從聲譽理論視角進行分析，探究聲譽是否在CFO兼任董秘與盈余管理之間發(fā)揮約束激勵作用。

（二）研究假設

經濟學中對聲譽機制的分析基于“理性人”追求利益最大化或機會主義的假設，認為聲譽機制對人的行為具有約束激勵作用［12］。約束是指經理人為了不讓自身職業(yè)生涯受到負面影響而傾向于避免形成差的職業(yè)聲譽，激勵則指經理人為提高自己在市場上討價還價的能力而保持良好的職業(yè)聲譽［12］。聲譽的約束實際上是一種負向激勵，當經理人聲譽受損產生的事后成本愈加高昂時，其對外積極表現的動機則愈強，市場投機行為也會受到抑制［14］。已有研究表明，聲譽對于高管具有一定的威懾作用，有利于抑制其盈余管理動機，保證公司高質量信息披露。例如Jian和Lee（2011）的研究顯示，有更高聲譽的經理人會選擇正向凈現值投資項目，致力于改善公司經營績效，提供高質量的財務報告［11］；而Beneish（2001）的研究中亦提及類似觀點，當公司面臨衰退前景時，聲譽效應阻止了經理人的獲利［15］。對比單一身份的CFO或董秘，兼任提升了任職人員的實際權力和影響力，一旦決策失誤，將可能影響報告制作乃至對外披露中的任何環(huán)節(jié)，觸發(fā)更高的事后成本。基于此，CFO兼任董秘傾向于嚴謹對待公司的財務及信息披露問題，以規(guī)避由個人疏忽或過失而形成的責任風險，維持個人良好的職業(yè)聲譽。

聲譽對高管個人行為的影響還體現在其正向激勵機制上。首先，聲譽與高管的職業(yè)生涯、物質報酬直接相關，為了維持聲譽帶來的價值，高管會積極地為公司的長期利益服務［14］。此外，先前的研究表明，聲譽能緩解個體心理的不確定性，這種正向激勵促進個體努力完成工作［16］。對CFO兼任董秘而言，其付出的精力、承擔的責任高于僅擔任其中的某一職位，但與此同時也意味著任職人員可能獲得更高的聲譽收益。具體而言，CFO兼任董秘的良好聲譽可展現出其內在的優(yōu)良特質，對外傳遞其工作能力突出、專業(yè)素養(yǎng)高的信號，有利于CFO兼任董秘職業(yè)生涯的發(fā)展。另外，這種聲譽有助于任職人員獲取其他個體的依賴及信任，滿足CFO兼任董秘實現自我價值的需求［12，16］。由此可知，基于維持聲譽動機，CFO兼任董秘有理由積極地履行職責。聲譽效應激勵著CFO兼任董秘規(guī)范著財務決策及信息披露的全流程，能有效抑制公司的應計盈余管理。由于真實盈余管理是通過真實交易活動進行的，對公司價值的損害是實質的，風險比進行應計盈余管理更大，因此，CFO兼任董秘也會抑制真實盈余管理行為。

基于對聲譽理論的分析，本文提出假設1、假設2。

H1：其他因素保持不變，CFO兼任董秘會抑制公司的應計盈余管理；

H2：其他因素保持不變，CFO兼任董秘會抑制公司的真實盈余管理。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本研究除內部控制指數來自迪博內部控制數據庫之外，其他會計數據和高管數據均來自國泰安經濟金融數據庫。首先選取2006—2019年滬深A股的上市公司，然后按照以下步驟篩選研究樣本：①剔除ST類公司；②剔除金融類公司；③如果同一家公司同一年度出現兩位以上的高管分別擔任CFO相關職位，則保留薪酬最高的高管數據；④剔除行業(yè)觀測值小于10的樣本；⑤剔除數據缺失的觀測值。為防止極端值的影響，本研究對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進行了縮尾，最終得到2 653家上市公司共14 152個樣本。

（二）變量選取與模型構建

1.盈余管理

為全面研究CFO兼任董秘對盈余管理的影響，本文所指的盈余管理包括真實盈余管理與應計盈余管理。其中，真實盈余管理是指公司通過真實交易活動影響當期報告利潤的手段，從實質上影響了公司價值［17］。相比之下，應計盈余管理則是通過靈活運用會計政策、會計估計等手段對賬面利潤進行干預，沒有進行真實的交易，但最終仍會影響外部投資者對公司的價值判斷［18］。參考學界多數學者的研究，應計盈余管理采用修正的瓊斯模型計算出的操控應計利潤進行衡量［18］。其計算模型如下：

其中：TAi，t表示公司的應計利潤，等于凈利潤減經營活動現金流后的數值；ΔREVi，t表示公司營業(yè)收入的變動數額；ΔRECi，t表示應收賬款的變動數額；PPEi，t表示固定資產凈額；Ai，t-1是指公司t-1年的資產總額；εi，t為殘差項，可為正數或負數，用其絕對值衡量應計盈余管理。

真實盈余管理由異常的經營現金流、生產成本和操控性費用三項指標計算得到［18］。其計算模型如下：

其中：CFOi，t是指經營活動現金流數額；SALESi，t表示營業(yè)收入大?。沪ALESi，t表示營業(yè)收入變動額；PRODi，t是指公司生產成本；ΔSALESi，t-1表示公司第t-1年與第t-2年的營業(yè)收入差額；EXPi，t是指公司管理費用與營業(yè)費用之和。上述模型（2）至（4）回 歸 得 到 的 殘 差 項 分 別 定 義 為R_CFOi，t、R_PRODi，t和R_EXPi，t。本研究利用如下公式計算得到真實盈余管理指標：

2.CFO兼任董秘

解釋變量為上市公司CFO是否兼任董事會秘書，本文將其設置為虛擬變量，當CFO兼任董秘時設置為1，否則設置為0。由于不同公司對財務總負責人稱呼不同，因此有必要對CFO的范圍進行明確界定，本研究中涉及的CFO是指上市公司財務總負責人，包括首席財務官、財務總監(jiān)、財務副總裁、財務負責人、財務部總經理、總會計師等。

3.控制變量

控制變量從公司特征層面和CFO個人特征層面進行考慮，借鑒姜付秀等（2018）的做法，選取公司杠桿水平、盈利能力、內部控制狀況、公司規(guī)模、股權集中度、審計師聲譽、成長性和兩權分離程度作為公司特征層面的控制變量，同時借鑒汪蕓晴和王永海等人（2019）的做法，選取CFO性別、年齡、報告期薪酬和教育水平作為個人特征層面的控制變量［2，5］。變量名稱、符號及定義見表1所列。

表1 變量名稱、符號及定義

4.模型構建

為了驗證CFO兼任董秘對上市公司應計盈余管理、真實盈余管理的影響，本文建立如下兩個模型，控制時間（YEAR）和行業(yè)（IND）效應，并對模型所有回歸系數的標準誤在公司層面進行聚類（Cluster）處理：

如果假設H1和假設H2成立，說明上述兩個模型的β1會小于0，即表明CFO兼任董秘會抑制應計盈余管理和真實盈余管理。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計結果

樣本的描述性統(tǒng)計結果見表2所列。可以看出，樣本中應計盈余管理（DA）的均值為0.059，大于0，而標準差為0.060，說明樣本公司總體上存在應計盈余管理行為，并且公司之間存在明顯的差異，其中會計盈余操縱水平最低的僅為0.001，但最高的達到0.350。而真實盈余管理（REM）的平均水平為0.144，標準差為0.147，同樣說明真實盈余管理行為在樣本個體間有較大的差異。

表2 描述性統(tǒng)計

CFO是否兼任董秘（CFO_SEC）的均值為0.138，即多數公司的CFO和董秘由不同人士擔任，僅有13.8%的公司由CFO兼任董秘，樣本與當前上市公司的基本情況相符。

（二）基準回歸分析

CFO兼任董秘與盈余管理的基準回歸結果見表3所列。第（1）列僅考慮CFO兼任董秘對應計盈余管理的影響，其回歸系數為-0.006，在1%的置信水平下顯著，說明CFO兼任董秘比不兼任董秘的公司應計盈余管理低0.006，即CFO兼任董秘會抑制應計盈余管理。進一步考慮公司層面和CFO層面控制變量之后的回歸結果見第（2）列所列，從中可知CFO_SEC的符號和顯著性水平與第（1）列一致，說明CFO兼任董秘更能抑制公司的應計盈余管理行為，這進一步驗證了H1。第（3）列和第（4）列檢驗了CFO兼任董秘對真實盈余管理的影響，從中可看出，無論有沒有加入公司層面和CFO層面控制變量，CFO_SEC均不顯著，假設H2無法得到驗證。原因可能在于真實盈余管理是基于“真實交易活動”進行的，其操縱主體更加復雜、操縱行為更加隱蔽，可能涉及不同層級、不同部門主體的串通，因而不受CFO兼任董秘的影響。

表3 CFO兼任董秘與應計和真實盈余管理回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.區(qū)分盈余管理方向

進一步考慮，聲譽的約束作用可能導致CFO兼任董秘過分謹慎，那么任職人員會不會在盈利較高的年份隱藏利潤而在利潤不樂觀的期間將其釋放出來呢［19］？換言之，高管會不會通過負向盈余管理以達到平滑收益的目的？另外一種顧慮是，為了滿足外界對其所在公司業(yè)績的預期以維持現有的良好聲譽，CFO兼任董秘會不會傾向于進行正向盈余管理［20］？基于此，本文對盈余管理方向進行了區(qū)分，再次進行檢驗。

在考慮所有控制變量后，回歸結果顯示CFO_SEC與正向、負向應計盈余管理的系數均顯著為負，具體見表4第（1）列和第（2）列所列。這說明無論是正向應計盈余管理還是負向應計盈余管理，CFO兼任董秘均能夠對其產生抑制作用，證明了上述結果的穩(wěn)健性。負向應計盈余管理雖然解決了公司盈利不平衡的問題，但其伴隨的偷稅漏稅行為可能引發(fā)更高的事后成本，對比之下CFO兼任董秘選擇披露真實可靠的盈余信息更為合理。而正向應計盈余管理雖然提升了短期業(yè)績，但從長期來看增大了CFO兼任董秘聲譽受損的可能性。因此，實證結果排除了上述兩種可能性，再次證明CFO兼任董秘會抑制應計盈余管理。表4第（3）列和第（4）列展示了區(qū)分真實盈余管理方向后的回歸結果，從中可以看到自變量的系數均不顯著，表明CFO兼任董秘對正向、負向真實盈余管理均沒有顯著抑制作用，證明了結論的穩(wěn)健性。

表4 區(qū)分盈余管理方向后CFO兼任董秘與應計和真實盈余管理回歸結果

2.內生性檢驗

本部分重點關注樣本選擇和測量偏誤造成的內生性問題。已有研究發(fā)現，良好的聲譽能夠緩解企業(yè)融資約束問題，而融資約束因其較高的盈余操控成本而對企業(yè)盈余管理行為產生抑制作用［10，21］。如果存在融資約束的公司傾向于利用CFO兼任董秘的聲譽效應以實現融資目的，則企業(yè)較低的盈余管理水平可能不是CFO兼任董秘所致，而由樣本自選擇引起。為克服樣本選擇產生的內生性，本文采用PSM檢驗進行穩(wěn)健性檢驗。表5是基于Logit回歸的一對一最近鄰匹配法的匹配結果，其中對照組共有114個樣本不在共同的取值范圍內。從表5可以看出，匹配前實驗組的應計盈余管理均值為0.051，對照組的應計盈余管理均值為0.060，實驗組的應計盈余管理程度更低，兩者間的差異通過1%統(tǒng)計水平的檢驗；而匹配后的樣本顯著性有所降低，但是仍然通過了1%顯著性水平的檢驗。利用經PSM的樣本重新回歸，其結果見表6所列，CFO_SEC的系數仍顯著為負，這說明在克服樣本選擇的內生性之后，CFO兼任董秘組別的應計盈余管理顯著性更低，證明了回歸結果的穩(wěn)健性。真實盈余管理的最近鄰匹配結果顯示，匹配后實驗組與照組差異顯著性有所提升，但是經匹配后的樣本回歸仍然不顯著，同樣無法驗證H2。該匹配通過了平衡性檢驗，由于篇幅所限，此處平衡性檢驗結果省略報告，留存?zhèn)渌鳌?/p>

表5 最近鄰匹配法的匹配結果

表6 經PSM后CFO兼任董秘與應計和真實盈余管理回歸結果

接下來討論本研究可能出現的由測量偏誤導致的內生性問題。雖然修正的瓊斯模型被公認為是測量應計盈余管理的最佳方式，但是它忽略了許多影響正常應計利潤水平的變量，從而形成會計偏差［22］。因此本研究采用陸建橋（1999）提出的擴展的瓊斯模型進行驗證［22］。此外，Dechow（1995）等人的研究忽略了固定成本對經營活動現金流量估算結果的影響［9］，因此本研究采用李彬等（2009）改進的模型計算結果代替真實盈余管理，回歸結果見表7所列［23］。結果表明，自變量與應計盈余管理的回歸系數均顯著為負，而與真實盈余管理回歸結果不顯著，再次支持了上述結論。

3.其他穩(wěn)健性檢驗

除上述穩(wěn)健性檢驗之外，本研究還做了如下穩(wěn)健性檢驗：①改變樣本區(qū)間。為避免2008年金融危機、2019年新冠疫情對盈余信息質量的影響，本文將樣本區(qū)間更改為2010—2018年后再次進行回歸。模型的主要變量（CFO_SEC）回歸系數符號和顯著程度基本與原有回歸結果相同，說明本文的研究結論是穩(wěn)健的。②傾向性匹配得分檢驗當中將Logit模型改為Probit模型?；赑robit回歸模型的一對一匹配結果仍支持上述結論。③采用隨機效應模型代替固定效應模型。回歸結果表明，CFO兼任董秘與應計盈余管理的回歸系數符號及顯著性基本與固定效應模型一致，再次支持了上述基準回歸結果。由于篇幅所限，上述結果省略報告，留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、進一步研究

（一）CFO兼任董秘對應計盈余管理影響機制檢驗

根據聲譽理論，CFO兼任董秘更擔憂聲譽受損而形成高昂的事后成本，從而對應計盈余管理起到抑制作用。因此，事后成本（COST）可能是CFO兼任董秘影響應計盈余管理的路徑之一。另外，理論上聲譽產生的激勵作用同樣可以促使CFO兼任董秘抑制應計盈余管理。而聲譽激勵本質上是一種隱性激勵，與薪酬激勵、股權激勵有所區(qū)別，它沒有通過設置明確的契約條款或標準對經理人予以激勵，對其進行測量存在一定難度［24］。但值得注意的是，股權激勵將經理人利益與公司利益進行捆綁，同時可能通過設置行權或解鎖條件來約束經理人行為，這種特點與聲譽激勵的特點十分貼合，因此本研究選取股權激勵（STOC）作為另一中介變量，以檢驗聲譽激勵是否是CFO兼任董秘影響應計盈余管理的機制［24］。參照趙玉潔和黃華青（2020）的做法，本文將事后成本設置為虛擬變量，當公司當年度業(yè)務在未來被證券交易所和其他單位宣告違規(guī)時設置為1，否則設置為0［25］。同時參照韓忠雪和康永力（2015）的研究，本文采用期末CFO持股數占公司總股本的比例測量股權激勵［26］。

本文采取因果逐步回歸法和Sobel檢驗法檢驗中介效應，以MV表示中介變量，具體方法如下［27-28］：

其中，公式（8）中的β1表示CFO兼任董秘對應計盈余管理的總效應，當β1顯著時說明總效應存在，可進一步檢驗中介效應；公式（9）中的γ1和公式（10）中的μ3的乘積表示間接效應，如果兩者均顯著則說明存在中介效應；公式（10）中的μ1表示CFO兼任董秘對應計盈余管理的直接效應，如果μ1不顯著則MV為完全中介，μ1顯著說明MV為部分中介，即CFO_SEC對應計盈余管理還存在直接影響。

因果逐步回歸法的中介檢驗結果見表8所列。其中，第（1）列和第（2）列顯示CFO兼任董秘與事后成本、事后成本與應計盈余管理的回歸系數均顯著，表明中介效應存在，即CFO兼任董秘由于顧慮事后成本而抑制公司的應計盈余管理假設成立。并且，第（2）列中CFO_SEC仍然顯著為負，說明CFO_SEC還對應計盈余管理存在直接影響。同理，第（3）列和第（4）列的結果也顯示了股權激勵在CFO兼任董秘與應計盈余管理之間起部分中介作用。上述結果證實了聲譽機制在CFO兼任董秘與應計盈余管理之間發(fā)揮的作用。

表8 基于因果逐步回歸法的事后成本和股權激勵中介效應檢驗結果

表9顯示了Sobel法的檢驗結果，從中可以看出，CFO兼任董秘對應計盈余管理的總影響效應為顯著為負，事后成本和股權激勵的中介效應檢驗結果均顯著，占比分別為2.89%和3.35%，這與因果逐步回歸法的中介檢驗結果一致。

表9 基于Sobel檢驗法的事后成本和股權激勵中介效應檢驗結果

（二）CFO兼任董秘和董事研究

進一步考慮CFO同時兼任董秘和董事對應計盈余管理的影響，假設聲譽理論同樣適用于解釋CFO兼任董事與應計盈余管理的關系，那么理論上CFO兼任董秘的同時兼任董事會更加注重保持自身的良好聲譽，因此該部分用以驗證CFO同時兼任董秘和董事是否能更有效地抑制應計盈余管理。

表10顯示了CFO兼任董事以及不兼任董事與應計盈余管理的回歸結果，從中可以看出，在考慮所有控制變量之后，無論是CFO兼任董事還是不兼任董事的組別，CFO_SEC的系數符號均為負，分別為-0.009和-0.003，前者通過1%統(tǒng)計水平檢驗，但后者沒有通過統(tǒng)計水平檢驗。這一結果表明，當CFO兼任董秘和董事時確實能更有效地抑制應計盈余管理。

表10 CFO兼任董事、兼任董秘與應計盈余管理回歸結果

（三）職業(yè)聲譽與政治聲譽替代效應

在以往研究中，很多學者認為CFO兼任董秘的協(xié)同效應源于信息不對稱的緩解，但是本文認為信息不對稱只是產生協(xié)同效應的部分原因，還有一部分是職業(yè)聲譽的約束激勵所致［3-4，13］。對于國有企業(yè)而言，部分學者認為其經理人同時擁有職業(yè)聲譽和政治聲譽［29］。當國企經理人對企業(yè)的經營投入精力較多時，政治聲譽的收益相對變小，職業(yè)聲譽會相應提高；反之，則會導致其職業(yè)聲譽下降［12］?；诖耍静糠謱φ温曌u與職業(yè)聲譽加以區(qū)分，以驗證職業(yè)聲譽與政治聲譽之間的替代效應。如果聲譽機制對CFO兼任董秘與應計盈余管理關系的作用成立，那么由于受到政治聲譽的干預，理論上在國有企業(yè)中CFO兼任董秘基于維持職業(yè)聲譽的動機抑制盈余管理的行為并不會很明顯。非國有企業(yè)和國有企業(yè)分組回歸結果見表11所列。

表11 CFO兼任董秘、企業(yè)性質與應計盈余管理回歸結果

從表11第（3）列和第（6）列可以看出，在考慮了所有控制變量之后，非國有企業(yè)組別中CFO兼任董秘在1%統(tǒng)計水平下顯著抑制應計盈余管理行為，而在國有企業(yè)組別中CFO_SEC的系數及相關性均有所降低，這進一步驗證了本文的觀點。

（四）董事會規(guī)模治理效應

已有關于董事會特征與盈余管理關系的研究眾說紛紜，董事會規(guī)模與盈余管理的關系存在不確定性。其中，Lipton和Lorsch（1992）的研究發(fā)現，擁有較大董事會規(guī)模的公司，難以對管理層的行為進行監(jiān)督［30］。因此本研究認為，缺乏有效的監(jiān)督機制增加了CFO兼任董秘進行應計盈余管理的可能性，進而降低公司財務報告質量。并且較大的董事會規(guī)模提高了董事會成員間的溝通成本，造成管理層決策效率低下，不利于CFO兼任董秘雙重職責的發(fā)揮?；诖?，較大的董事會規(guī)模作為一種抵消因素，削弱了CFO兼任董秘與盈余管理之間的負向關系。為了驗證董事會規(guī)模對CFO兼任董秘與應計盈余管理的調節(jié)作用，建立以下模型進行驗證：

董事會規(guī)模對CFO兼任董秘與應計盈余管理的調節(jié)效應見表12所列。從表12的回歸結果可以看出，CFO兼任董秘和董事會規(guī)模的交互項（CFO_SEC×BOARD）回歸系數在1%統(tǒng)計水平下顯著為正，說明董事會規(guī)模越大，CFO兼任董秘對應計盈余管理的抑制作用越弱，董事會規(guī)模較小時，該抑制作用則增強。換言之，較大的董事會規(guī)模削弱了CFO兼任董秘對應計盈余管理的抑制作用。

表12 董事會規(guī)模對CFO兼任董秘與應計盈余管理的調節(jié)作用

六、結論與啟示

盈余管理行為破壞了財務報告的中立性，向外提供了有所偏倚的信息，其后果不利于外部市場對公司價值的判斷。本研究選取2006—2019年滬深A股上市公司作為研究樣本，從聲譽理論視角出發(fā)，運用多種實證方法研究了CFO兼任董秘對盈余管理的影響。結果發(fā)現，CFO兼任董秘與應計盈余管理行為呈負相關關系，事后成本和股權激勵在兩者之間起中介作用，這說明CFO兼任董秘基于事后成本的顧慮及自身信號價值的維護而抑制應計盈余管理。而CFO兼任董秘不會對真實盈余管理產生顯著影響，這可能是因為真實盈余管理是基于“真實交易活動”進行的，其操縱主體及行為更加復雜隱蔽，從而使得CFO兼任董秘對真實盈余管理沒有顯著影響。進一步研究發(fā)現，CFO同時兼任董秘和董事能更有效抑制應計盈余管理。此外，相比國有企業(yè)，CFO兼任董秘對應計盈余管理行為的抑制作用在非國有企業(yè)中更顯著，這可能是受到國有企業(yè)經理人政治聲譽的干擾。而CFO兼任董秘對應計盈余管理的抑制作用在董事會規(guī)模較大的公司中被削弱，這說明董事會規(guī)模越大，越不利于保證信息的高質量披露。

可見，監(jiān)管層應該鼓勵CFO兼任董秘，甚至將CFO或董秘作為法定的董事，減少上市公司對財務信息的人為干預，保障公司財務信息的客觀、準確和全面。另外，監(jiān)管層應強化公司高管以及大股東職業(yè)聲譽建設，如開發(fā)經理人市場、提高資本市場準入標準、加大違規(guī)處罰力度等，以促進資本市場的可持續(xù)發(fā)展。