CFO与董秘兼任能提高财报质量吗？——基于形式质量和实质质量的双重视角

(山东大学管理学院，山东济南250100)

一、引言

董事会秘书作为上市公司高管之一(1)《中华人民共和国公司法》第二百一十六条规定：高级管理人员，是指公司的经理、副经理、财务负责人、上市公司董事会秘书和公司章程规定的其他人员。，负责财务报告等信息披露工作，但由于董秘并不参与公司日常运营与财务报告的编制，无法全面掌握与财报相关的信息。为了便于董秘更好地履行职责，2009年颁布的《深圳证券交易所创业板上市公司规范运作指引》明确规定，上市公司董事会秘书应由董事、经理、副经理或财务总监担任。次年颁布的《深圳证券交易所中小板上市公司规范运作指引》也鼓励董事会秘书由上市公司董事、副经理或财务总监担任(2)2015年修订的《深圳证券交易所主板上市公司规范运作指引》、《深圳证券交易所中小板上市公司规范运作指引》以及《深圳证券交易所创业板上市公司规范运作指引》也规定，董事会秘书应当由上市公司董事、副总经理、财务负责人或者其他高级管理人员担任。。在监管政策的指引下，CFO与董秘兼任日益成为资本市场中的一种新趋势。2007年，CFO与董秘兼任的上市公司所占比例仅约为6.72%，2017年该比例上升至15.45%(3)CFO与董秘兼任的上市公司所占比例通过国泰安数据库中的数据整理得到。。CFO与董秘兼任这一公司治理中的职务安排变化能否带来积极的影响逐渐引起理论界的关注。

现有关于CFO与董秘兼任的研究主要聚焦于资本市场效率等方面。毛新述等(2013)[1]发现，CFO与董秘兼任能够提高公司盈余价值相关性，降低盈余公告后的漂移现象，初步证实这一职务安排在资本市场中的积极作用。彭情和郑宇新(2018)[2]进一步研究发现，CFO与董秘兼任能够降低公司的股价崩盘风险，提高资本市场效率。然而，CFO与董秘兼任是通过何种路径带来上述积极后果，尚缺乏足够的文献支持。扶青和刘博(2015)[3]采用深交所信息披露考评结果度量信息披露质量，发现CFO与董秘兼任能够提高信息披露质量。这是否意味着，CFO与董秘兼任所带来的资本市场效率的提升，是通过改善上市公司的信息披露质量来实现的？CFO与董秘由一人兼任，实现了财报生产者和财报披露者的统一，缩短财报信息传递路径，提高信息沟通效率，能够有效降低二者之间信息不对称程度。Chen等(2018)[4]发现，企业内部高管间信息不对称程度的降低有助于提高财务报告质量。然而，财报质量分为形式质量和实质质量[5]，显然，已有研究只能表明CFO与董秘兼任提高了财报的形式质量。我们认为，倘若CFO与董秘兼任是通过改善信息披露质量来提升资本市场效率的话，那么，二者的兼任应该不仅能够提高财报的形式质量，而且也能够改善实质质量。因此，我们关心的是：CFO与董秘兼任是否同时提高了财报的形式质量和实质质量？已有研究表明，高管的个人特质会对履职过程产生重要影响[6-8]。CFO作为财报生产者，具备财务专长；董秘作为财报披露者，具备沟通专长。那么，鉴于CFO与董秘的职责和专长不同，实践中不同的兼任类型是否都能同时提高财报的形式质量和实质质量？

本文以我国2007—2017年深交所A股上市公司为研究样本，实证检验CFO与董秘兼任能否同时提高财报的形式质量和实质质量。参照以往研究的做法，用深交所信息披露考评结果来度量财报的形式质量，同时，基于盈余管理的异质性视角，用机会主义型盈余管理和信息驱动型盈余管理来度量财报的实质质量。研究发现，CFO与董秘兼任在提高财报形式质量的同时，能够促进信息驱动型盈余管理，但无法抑制机会主义型盈余管理，因此只能部分地提高实质质量。基于CFO与董秘的职责和专长不同，进一步区分兼任类型后发现，CFO兼任董秘只提高了财报的实质质量，无法提高形式质量；董秘兼任CFO对财报的形式质量和实质质量都没有提升作用；而只有在CFO和董秘由一人同时担任的情形下，形式质量和实质质量才均得到了提高。

本文可能的贡献包括：(1)从财报形式质量和实质质量的视角，研究CFO与董秘兼任这一职务安排的积极后果，为我国上市公司CFO与董秘兼任提供增量的经验证据。(2)基于盈余管理异质性视角，丰富了财报质量的度量，解决以往研究可能存在的偏误问题(4)本文实证结果表明，CFO与董秘兼任能够提高盈余管理水平。以往研究直接用盈余管理程度来度量财报质量，且认为盈余管理都是出于机会主义动机，因而会得出CFO与董秘兼任降低财报质量的结论。而本文进一步区分盈余管理异质性后发现，CFO与董秘兼任提高了信息驱动型盈余管理，对机会主义型盈余管理没有显著影响，所以CFO与董秘兼任能够提高财报质量，与现有研究表明二者兼任能够提高资本市场效率相吻合。因此，如果不区分盈余管理异质性，就可能会得到错误的结论。，提高研究结论的可靠性。(3)考虑到高管个人特质对履职行为的影响，根据任职者专长的不同划分三种兼任类型，发现不同兼任类型对财报质量的影响确实存在差异，丰富了高层梯队理论。

二、文献综述

(一)CFO与财务报告质量

作为公司高管之一，CFO参与公司日常运营，负责编制财务报告，保证财务活动的合法性和合规性。然而由于委托代理问题的存在，CFO作为财报生产者，有动机和能力影响财务报告，利用信息优势为自己谋取私利[9-10]。但由于声誉机制和行政处罚的制约，尽管CFO具有信息优势，在特定条件下仍然会提供高质量的财务报告[11]。

对于CFO与财务报告质量之间的关系，学者们尚未达成一致意见。因此，学者们开始从CFO个人特征角度出发研究其对财务报告质量的影响。现有文献对CFO个人特征的研究主要从显性特征和隐性特征两大角度展开。在显性特征方面，Li等(2010)[12]用SOX 404意见度量财务报告质量，发现CFO专业能力越强，工作经验越丰富，公司的财务报告质量越高。王霞等(2011)[13]用是否发生财务重述度量财务报告质量，利用我国上市公司数据进一步验证CFO专业能力与财务报告质量显著正相关，此外还发现女性CFO其所在公司的财务报告质量更高。何凡等(2015)[14]用盈余管理水平度量财务报告质量，发现CFO财务专业能力越强，任期越长，年龄越大对财务报告质量的提高作用越明显。刘永丽(2015)[15]用会计稳健性度量财务报告质量，研究CFO权力对财务报告质量的影响，发现CFO权力越大，其所在公司的财务报告质量越高。以上文献是从CFO个人显性特征的角度进行研究，近年来学者开始从CFO个人隐性特征的角度展开研究。Ham等(2017)[16]研究发现CFO自恋程度越高，会计稳健性越差，财务重述的可能性越高，从而导致财务报告质量越差。

(二)董事会秘书与财务报告质量

《中华人民共和国公司法》明确规定董事会秘书为上市公司财报披露的法定负责人，在法律层面确认了董事会秘书的高管地位。随着社会公众对财务报告质量关注度的不断提高，作为财报披露者的董秘对财务报告质量的影响引起了学者们的广泛研究。现有文献对财务报告质量的衡量没有统一的度量方式[17]，且董秘主要负责上市公司的信息披露事宜，因此大多数学者从信息披露质量角度研究董事会秘书对财务报告质量的影响。周开国等(2011)[18]运用KV度量法，首次采用实证方法发现董秘被立法确认为公司高级管理人员后，我国上市公司的信息披露质量得到了显著提升。此后，学者们开始从董秘个人特征角度研究其对信息披露质量的影响。翟光宇等(2014)[19]运用KV度量法，发现我国银行上市公司中董秘持股能够提升信息披露质量。高凤莲等(2015)[20]采用信息披露考评结果度量信息披露质量，发现董秘社会资本与信息披露质量显著正相关。林长泉等(2016)[21]同时采用信息披露考评结果和KV度量法衡量信息披露质量，发现董秘性别是影响信息披露质量的重要因素，女性担任董秘导致信息披露质量更低。

除了对董秘个人特征进行研究外，部分学者还就董秘的兼任情况对信息披露质量的影响进行了探讨。与专职董秘相比，兼职董秘能够显著提高公司的信息披露质量[22]。高强和伍利娜(2008)[23]用信息披露考评结果度量信息披露质量，发现副总兼任董秘能够提高信息披露质量，但董秘仅兼任董事对信息披露质量的影响并不显著。毛新述等(2013)[1]基于整个A股市场进行研究发现，CFO与董秘兼任能够更有效地传递公司信息，提高资本市场效率。扶青和刘博(2015)[3]进一步研究发现CFO、副总经理兼任董秘有助于提高公司的信息披露质量，但董事兼任董秘、董秘的财务背景与上市公司信息披露质量不相关。

(三)CFO与董秘兼任

财务总监(CFO)制度和董事会秘书制度是上市公司治理结构的重要组成部分[3]。近年来，在我国相关政策的指引下，越来越多的上市公司选择由一人同时担任CFO和董秘。然而在西方国家，信息披露事宜通常由CEO和CFO负责。可见，CFO与董秘兼任是我国独特制度背景下的产物。因此，二者兼任的经济后果也是我国学术研究的一个独特议题。毛新述等(2013)[1]从资本市场效率角度检验CFO与董秘兼任的经济后果，发现相比于其他公司，CFO与董秘兼任的公司盈余价值相关性更高，盈余公告后的漂移现象更低，并且投资者对盈余信息错误定价的可能性更低。在此基础上，彭情和郑宇新(2018)[2]进一步研究证明CFO与董秘兼任能够降低公司的股价崩盘风险。以上研究均表明CFO与董秘兼任能够提高资本市场效率。因此，部分学者开始探究CFO与董秘兼任提高资本市场效率的作用路径。扶青和刘博(2015)[3]发现CFO与董秘兼任能够充分发挥二者在信息披露方面的优势，更有效地披露公司信息。姜付秀等(2016a,2016b)[8, 24]深入研究发生上述后果的作用机制，发现财务背景的董秘吸引了更多的分析师跟踪和机构投资者投资，增强了分析师预测的准确性，降低了企业内外部信息不对称程度，从而提高了资本市场效率。

纵观相关文献，CFO、董事会秘书对财务报告质量影响的研究已较为成熟，但由于研究样本以及财务报告质量度量方法的差异，已有研究尚未得出一致的结论。关于CFO与董秘兼任所产生的后果，现有文献主要围绕盈余信息含量、股价崩盘风险等角度展开。但CFO与董秘兼任是通过何种路径带来上述后果，已有文献仅证明二得兼任提高了信息披露质量，尚未有学者从形式和实质双重视角考察CFO与董秘兼任对财报质量的影响。本文研究CFO与董秘兼任能否同时提高财报的形式质量和实质质量，可以在理论上丰富关于CFO与董秘兼任积极后果的路径研究，也能为公司治理中的职责安排提供更多理论依据。

三、理论分析与假设提出

信息论认为信息由信源发出，经由一定的信道，最终到达信宿[25-26]。如图1所示，在资本市场中，财务报告由财报生产者(CFO)编制，通过财报披露者(董秘)发出，经由一定的传播媒介，最终传递到财报使用者(监管部门和投资者等)手中。由于岗位职责的不同，CFO和董秘所掌握的信息存在一定的差别[22]。CFO作为财报生产者，参与公司日常运营与财务报告的编制，掌握着公司的经营信息与财务信息；董秘作为财报披露者，负责信息披露和投资者关系管理等工作，熟知信息使用者需求以及信息披露的相关规则、知识和技巧。已有研究表明，高管之间任期交错会导致沟通障碍，降低工作配合意愿[27]。当高管之间任期相近甚至由一人担任时，沟通效率会得到显著提升。CFO与董秘兼任，实现了财报生产者和披露者的统一，简化内部沟通环节[2]，降低二者之间的信息不对称程度，可能对财务报告质量产生重要影响[4]。借鉴杨丹等(2018)[5]的做法，本文将财务报告质量进一步细分为形式质量和实质质量，并探究CFO与董秘兼任对财务报告形式质量和实质质量的影响。

图1 财报信息传递路径

财务报告形式质量指的是财务报告披露的外在质量，主要包括财务报告是否符合监管规则以及是否以清晰简明的方式将相关信息传递给信息使用者。CFO与董秘兼任对财务报告形式质量的影响主要表现为：一方面，与专职CFO相比，兼任董秘的CFO更加了解监管规则和信息披露技巧。《深圳证券交易所股票上市规则》明确规定，董事会秘书是上市公司与证券交易所之间的指定联络人，同时负责公司与证券监管机构和投资者之间的信息沟通。董事会秘书在与监管机构沟通的过程中，会加深对监管规则的认识，同时了解监管部门重点关注的内容。作为信息披露者的董秘，在履职过程中能够掌握信息披露的知识和技巧。在编制财务报告时，CFO与董秘兼任能够将财务报告和监管规则有机地结合，同时以更加通俗易懂的语言和更加简明的图表编制财务报告，提高财务报告形式质量。另一方面，与专职董秘相比，兼任CFO的董秘熟知企业的经营信息和财务信息。CFO作为公司财务负责人，直接参与公司的重要决策，负责财务战略的制定和实施，对公司经营状况和财务状况了解更加详细深入[2]。当一人同时担任CFO与董秘两个职位时，实现CFO和监管部门之间的直接对接，有效减少财报信息传递路径中的信息损失，因而能够更加全面地回答监管部门的问题，同时有能力准确地回答监管部门最为关注的财务问题[24]，提高财务报告的形式质量。基于以上分析，本文提出假设1。

H1CFO与董秘兼任能够提高财报形式质量。

财报实质质量指的是财务报告中的会计数据质量，即财报中的数字能否真实、准确、完整地反映公司实际情况。CFO与董秘兼任对财报实质质量的影响主要体现在以下两方面：一方面，与专职CFO相比，兼任董秘的CFO具有更强的风险规避意识[2]。《上市公司信息披露管理办法》规定，CFO是财务报告的签字人，对财务报告的真实性、准确性和完整性负责。董秘作为财务报告的披露者，违规披露信息、故意隐瞒坏消息和随意回答投资者问题等都会受到舆论谴责，甚至受到监管处罚[2]。因此，CFO与董秘兼任后，双重身份导致其面临的信息违规风险显著增强。在此情境下，作为理性经济人的CFO与董秘会有更强的风险规避动机，因而会使财务报告更加真实、准确、完整地反映公司实际状况，提高财报实质质量。另一方面，与专职CFO相比，兼任董秘的CFO更加了解财报使用者的信息需求。董秘重要职责之一就是负责上市公司投资者关系管理，协调公司与投资者之间的信息沟通[18]，因而在解答投资者问题过程中更加了解投资者所关注的信息，即关于企业经营和发展的信息。因此，当CFO和董秘由一人兼任时，投资者的信息需求能够更有效地传递给CFO。为了避免企业价值被低估，CFO在编制财务报告时会使财务报告中的数字能够更好地体现公司实际经营和发展状况，提高财报实质质量。

前文财报实质质量指的是财报中的会计数据质量，学者们一般采用操控性应计水平来度量会计数据质量[28-29]。Healy和Wahlen(1999)[30]提出操控性应计并非都是负面的行为，并首次提出盈余管理异质性的观点，将盈余管理区分为机会主义型盈余管理和信息驱动型盈余管理两类。其中，机会主义型盈余管理是指公司管理层利用会计政策选择空间来操控公司业绩从而谋取个人私利的行为；信息驱动型盈余管理是指公司管理层合理利用盈余管理手段，向外界传递和公司发展更相关的信息，从而加强财务报告信息和企业经营发展相关性的行为[31]。机会主义型盈余管理是管理层出于私利动机进行的操控，会降低财报实质质量；信息驱动型盈余管理使财报信息更加真实地反映了企业的经营发展状况，会提高财报实质质量。CFO与董秘兼任后，出于风险规避的动机，会抑制机会主义型盈余管理；同时为了使财务报告更好地反映公司实际状况以避免企业价值被低估，会促进信息驱动型盈余管理。基于上述分析，提出假设2、假设2a和假设2b。

H2CFO与董秘兼任能够提高财报实质质量；

H2aCFO与董秘兼任能够抑制机会主义型盈余管理；

H2bCFO与董秘兼任能够促进信息驱动型盈余管理。

四、研究设计

(一)模型设计与变量定义

本文以CFO与董秘兼任(CFO_SEC)作为解释变量，以财报形式质量和实质质量作为被解释变量。参照曾颖和陆正飞(2006)[32]、陈运森(2012)[33]等的做法，用深交所信息披露考评结果(QUALITY)度量财报形式质量。2001年起，深交所为提高上市公司信息披露质量，依据上市公司信息披露质量，同时结合上市公司运作规范程度、对投资者保护程度等因素，将公司信息披露考评结果从高到低划分为A、B、C、D四个等级。为检验假设1，构建模型(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)中被解释变量为财报形式质量(QUALITY)，将深交所信息披露考评结果A、B、C、D四个等级分别赋值4、3、2、1，QUALITY的数值越大，财报形式质量越高。解释变量为CFO与董秘兼任(CFO_SEC)，若上市公司的CFO和董秘由同一人担任取值为1，否则取值为0。参照相关研究文献[22, 24]，还加入了若干控制变量，并控制行业、年度的影响。因被解释变量QUALITY为有序变量，所以采取order logistic方法对模型(1)进行回归。

参照Hutton等(2009)[28]、Chen等(2011)[29]的做法，用盈余管理(DA)度量财报实质质量。Healy和Wahlen(1999)[30]指出不区分盈余管理异质性会使研究结果存在偏误，因而将盈余管理分为机会主义型(OEM)和信息驱动型(IEM)。机会主义型盈余管理是指管理层利用会计选择权操控公司业绩，会降低财报实质质量；信息驱动型盈余管理是指管理层利用会计选择权传递与公司发展更为相关的信息，会提高财报实质质量。为检验假设2、假设2a和假设2b，构建模型(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)中被解释变量为盈余管理(DA)、机会主义型盈余管理(OEM)和信息驱动型盈余管理(IEM)，本文盈余管理(DA)根据修正Jones模型分年度、分行业回归估计得到。鉴于我国独特的市场经济制度，采用我国大多数学者的做法，采用定性判断法区分盈余管理异质性[34-36]。定性判断法认为公司净资产收益率(ROE)处于一定阈值时，公司更可能采用机会主义型盈余管理：ROE处于(0，1%)时，保盈动机大，ROE处于(6%，7%)时，增发新股动机大，△ROE处于(0，0.5%)时，保增长动机大。因此，将上述三种样本界定为存在显著机会主义型盈余管理样本(OEM)，其余为信息驱动型盈余管理样本(IEM)。模型(2)的解释变量和控制变量与模型(1)相同。因被解释变量DA、OEM和IEM为连续型变量，所以本文采取OLS方法对模型(2)进行回归。主要变量及其定义如表1所示。

表1 变量定义表

变量类型变量名称变量定义被解释变量解释变量控制变量QUALITY财报形式质量,根据深交所对上市公司信息披露考评结果测量,“A”取值为4,“B”取值为3,“C”取值为2,“D”取值为1DA盈余管理,根据修正Jones模型分年度分行业估计OEM机会主义型盈余管理IEM信息驱动型盈余管理CFO_SECCFO和董秘兼任,兼任取值为1,否则为0SIZE公司规模,即公司t年年末总资产的自然对数LEV资产负债率ROA总资产净利率BOARD董事会成员人数DUAL董事长总经理是否兼任,兼任取值为1,否则为0BIG4高质量审计,为四大时取值为1,否则为0SOE实际控制人性质,国有控股取值为1,否则为0IND根据2012证监会行业分类标准设置行业虚拟变量YEAR根据样本涉及2007—2017年设置年度虚拟变量

(二)样本与数据

本文选取2007—2017年深交所A股上市公司为初始研究样本(5)深圳证券交易所只对在深交所上市的公司进行信息披露考评，因此本文研究范围为深交所上市公司。。在初始样本的基础上，进行以下处理：(1)剔除金融、保险类上市公司；(2)剔除被特别处理的观测样本；(3)剔除主要变量缺失的观测样本；(4)剔除年度、行业值少于15个的观测样本。经过上述处理，最终得到12 564个有效观测样本。为了消除异常值的影响，对所有的连续型变量进行了1%和99%分位上的缩尾处理。除信息披露考评结果来自深交所官方网站外，其他数据均来自国泰安数据库。本文使用stata15.0软件处理数据和进行回归分析。

五、实证结果

(一)描述性统计分析与差异检验

表2是主要变量的描述性统计结果。信息披露考评结果(QUALITY)的均值为3.026，中位数为3.000，表明大多数样本公司信息披露考评结果为“B”和“A”，财报形式质量较高。盈余管理(DA)的均值为0.011，标准差为0.088，表明样本公司普遍存在着向上的盈余管理行为，且不同公司间盈余管理水平差异较大。机会主义型盈余管理(OEM)的均值为0.010，信息驱动型盈余管理(IEM)的均值为0.016。CFO与董秘兼任(CFO_SEC)的均值为0.117，表明约有11.7%的样本公司存在CFO和董秘由一人兼任的情况。此外，本文还进行Pearson相关系数检验，结果显示绝大多数变量间相关系数的绝对值小于a3，表明不存在严重的多重共线性问题(表略)。

表3列示了对被解释变量进行单变量分析的结果。根据CFO与董秘是否兼任，将样本划分为董秘兼任组(CFO_SEC=1)以及非兼任组(CFO_SEC=0)。其中，CFO与董秘兼任组信息披露考评结果的均值为3.111，非兼任组信息的均值为3.015，均值差异为0.096，且在1%水平上显著，表明CFO与董秘兼任的样本公司财报形式质量更高，初步支持了假设1。CFO与董秘兼任组盈余管理的均值比非兼任组高0.005，且在5%水平上显著。进一步区分盈余管理异质性发现，CFO与董秘兼任组机会主义型盈余管理的均值和非兼任组没有显著差异；CFO与董秘兼任组信息驱动型盈余管理的均值显著高于非兼任组，且在1%水平上显著，表明CFO与董秘兼任的样本公司财报实质质量更高，初步支持了假设2b。鉴于单变量分析没有控制其他变量的影响，因此本文将采用多元回归分析进一步检验CFO与董秘兼任对财报形式质量和实质质量的影响。

表2 描述性统计

变量观测值均值标准差最小值中位数最大值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 单变量分析

变量CFO_SEC=1CFO_SEC=0观测值均值观测值均值均值差异QUALITY1 4653.11111 0993.0150.096∗∗∗DA1 4650.01611 0990.0110.005∗∗OEM1 0320.0117 8860.0090.002IEM4330.0303 2130.0140.01∗∗∗

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

(二)多元回归分析

表4列示了CFO与董秘兼任对财报形式质量和实质质量影响的回归结果。第(1)栏根据模型(1)对全样本进行回归，回归结果显示，CFO_SEC的系数为0.235，且在1%的水平上显著，表明CFO与董秘兼任会显著提高上市公司财报形式质量，验证了假设1。列(2)—列(4)是根据模型(2)进行回归的结果，列(2)CFO_SEC的系数在1%的水平上显著为正。进一步区分盈余管理异质性发现，CFO_SEC与OEM的回归系数为负，但不具有统计学意义上的显著性；CFO_SEC与IEM的回归系数为0.015，且在5%的水平上显著。上述结果表明CFO与董秘兼任不能显著抑制机会主义型盈余管理，无法支持本文假设2a。本文推测出现上述结果的原因可能是，企业进行机会主义型盈余管理往往是为了再融资以及避免被ST等，关系到企业重大利益。在此情境下，从“顾全大局”的角度，CFO与董秘没有强烈动机抑制机会主义型盈余管理；同时，CFO和董秘也并非是机会主义型盈余管理的最终决策者。总之，CFO与董秘既没有强烈动机也没有足够权力有效抑制机会主义型盈余管理。但CFO与董秘兼任可以促进信息驱动型盈余管理，能够向外界传递与公司发展更为相关的信息，增强财务报告与公司经营发展状况的相关性，从而在本质上提高了财报实质质量，验证了本文的假设2b。总的来看，CFO与董秘兼任在提高财报形式质量的同时，也部分地提高了实质质量，即能够促进信息驱动型盈余管理，但无法抑制机会主义型盈余管理。上述结果表明，CFO与董秘兼任能够从形式和实质两个方面促进财报质量的提高，有利于财务报告使用者更好地理解财务报告所包含的信息。

(三)稳健性检验

为了克服内生性问题对研究结论的影响，本文采用双重差分法进行稳健性检验。研究期间为2007—2017年，实验组为在研究期间内CFO与董秘不兼任变为兼任的样本公司，对照组为在研究期间内CFO和董秘一直不兼任的样本公司。为了进一步控制平行假设偏误，本文采用倾向得分匹配(PSM)根据CFO任期、教育背景、性别和薪酬对实验组和对照组进行1:1匹配，配对之后样本总量为1 090个。考虑到不同公司CFO与董秘开始兼任的时间不同，因此本文借鉴Bertrand 和 Mullainathan(1999)[37]提出的多时点双重差分模型进行回归分析，回归模型如下。

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，被解释变量为财报形式质量(QUALITY)和实质质量(DA、OEM、IEM)。解释变量TREAT，实验组取值为1，控制组取值为0；POST，上市公司CFO与董秘兼任的年度取值为1，否则为0。本文关注的系数为β2，衡量的是实验组上市公司在CFO与董秘兼任前后财报形式质量和实质质量的变化相比于控制组的差异。

表4 CFO与董秘兼任与财报形式质量和实质质量

变量(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)常数项—-0.028(-0.72)-0.034(-0.94)0.016(0.22)行业/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)括号内的数值为Z统计量，其余为t统计量；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

表5列示了模型(3)的回归结果。其中，第(1)栏的被解释变量为深交所信息披露考评结果(QUALITY)，TREAT*POST的回归系数为0.453，且在1%的水平上显著，表明相对于CFO与董秘一直不兼任的上市公司而言，CFO与董秘兼任的上市公司财报形式质量在二者兼任之后得到显著提高。以上回归结果进一步支持了假设1，即CFO与董秘兼任有助于提高财报形式质量。列(2)-列(4)的被解释变量分别为盈余管理(DA)、机会主义型盈余管理(OEM)和信息驱动型盈余管理(IEM)。当被解释变量为DA和OEM时，TREAT*POST的回归系数不具有统计学意义上的显著性；当被解释变量为IEM时，TREAT*POST的回归系数为0.042，且在5%的水平上显著，表明相对于CFO与董秘一直不兼任的上市公司而言，CFO与董秘兼任的上市公司在CFO与董秘兼任之后显著提高了信息驱动型盈余管理，向外界传递与公司发展更为相关的信息，从而在本质上提高了财报实质质量，进一步支持了本文的假设2b。总的来看，本文PSM-DID的回归结果与主回归一致，进一步证实CFO与董秘兼任既能够提高财报形式质量，也能够部分地提高实质质量。

表5 CFO和董秘兼任与财报形式质量和实质质量

变量(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) 常数项—0.064(0.91)0.103(1.28)0.027(0.19) 行业/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)括号内的数值为Z统计量，其余为t统计量；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

为了进一步验证盈余管理异质性判定方法的稳健性，本文检验了CFO与董秘兼任对真实盈余管理的影响。真实盈余管理的度量借鉴Roychowdhury(2006)[38]、Cohen和Zarowin(2010)[39]的做法，回归结果如表6所示。列(1)—列(4)的被解释变量分别为真实盈余管理程度(REM)、销售操纵程度(R_CFO)、费用操纵程度(R_DISX)和生产操纵程度(R_PROD)。主回归中列(2)结果显示，CFO与董秘兼任显著提高了企业的应计盈余管理水平，假设CFO与董秘兼任提高应计盈余管理水平是出于机会主义动机，那么通常而言，CFO与董秘兼任在提升应计盈余管理的同时更会提升真实盈余管理水平。主要原因如下：CFO与董秘兼任实现了权力和知识的结合，CFO参与公司的日常运营，有权力进行真实盈余管理操纵；董秘深知信息披露与沟通的技巧，有能力掩饰企业的真实盈余管理行为，不易被监管部门和投资者所察觉。表6回归结果显示，CFO_SEC的回归系数都不具有统计学意义上的显著性，表明CFO与董秘兼任对真实盈余管理没有显著影响，因此证明了CFO与董秘兼任提高操控性应计盈余管理不是出于机会主义的动机，从而间接证明了本文盈余管理异质性判定方法的稳健性。

表6 CFO和董秘兼任与真实盈余管理

注：(1)括号内的数值为t统计量；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

六、拓展性分析

Hitt和Tyler(1991)[7]提出在某一领域任职的高管会具备该领域的专业知识，从而形成选择性认知，对其后续履职行为产生影响。CFO作为财报生产者，参与公司日常运行与报表编制，具备财务专长；董秘作为财报披露者，负责信息披露和投资者关系管理等，具备沟通专长。考虑到CFO与董秘职责和专长的不同，本文将CFO与董秘兼任(CFO_SEC)进一步区分为CFO兼任董秘(CFO_SEC1)、董秘兼任CFO(CFO_SEC2)以及CFO和董秘同时任职(CFO_SEC3)三种类型(6)兼任类型的判断依据为CFO和董秘在公司已担任该职位的任期，若CFO的任期长于董秘的任期，则认为是CFO兼任董秘(CFO_SEC1)；若董秘的任期长于CFO的任期，则认为是董秘兼任CFO(CFO_SEC2)；若CFO和董秘的任期一致，则认为是CFO和董秘同时任职(CFO_SEC3)。，每种兼任类型的样本公司数量如表8所示。CFO兼任董秘具备财务专长，董秘兼任CFO具备沟通专长，CFO和董秘同时任职具备财务专长和沟通专长。在对每种兼任类型进行回归时都已剔除其他两种兼任类型的样本公司。

表7 CFO兼任董秘与财报形式质量和实质质量

变量(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)常数项—-0.032(-1.21)-0.036(-1.27)0.017(0.28)行业/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)括号内的数值为Z统计量，其余为t统计量；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。下同。

表7列示了CFO兼任董秘与财报形式质量和实质质量的回归结果。回归结果显示，CFO_SEC1与QUALITY的回归系数为正，但不显著，表明CFO兼任董秘对财报形式质量没有显著的提升作用。CFO_SEC1与DA的回归系数不显著，与OEM的回归系数在10%的水平上显著为负，与IEM的回归系数在1%的水平上显著为正，表明CFO兼任董秘能够抑制机会主义型盈余管理，促进信息驱动型盈余管理，从而共同提高财报实质质量。总的来看，CFO兼任董秘只提高了财报实质质量，但无法提高形式质量。出现上述现象的原因可能是CFO兼任董秘后，主要具备财务专长，出于风险规避以及职责要求，在编制财务报表的过程中，有动机、有能力降低机会主义型盈余管理，增加信息驱动型盈余管理，从而提高财报实质质量；与专职董秘相比，CFO兼任董秘并不具备与监管部门进行沟通的知识与专长，不能使财务报告更加符合监管规则，因而无法显著提高财报形式质量。

表8列示了董秘兼任CFO与财报形式质量和实质质量的回归结果。回归结果显示，CFO_SEC2与QUALITY、DA、OEM、IEM的回归系数都不具有统计学意义上的显著性，说明董秘兼任CFO既不能提高财报形式质量也不能提高财报实质质量。本文认为产生上述现象的原因可能是董秘兼任CFO后，由于财务知识专业性较强，董秘需要花费较多的时间和精力去学习并加以应用，因而不能提高财报实质质量；此外与专职董秘相比，董秘兼任CFO后不能使财报编制和披露更加符合监管规则，因而无法提高财报形式质量。

表8 董秘兼任CFO与财报形式质量和实质质量

变量(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)常数项—-0.038(-1.45)-0.041(-1.41)0.004(0.07)行业/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和董秘同时任职与财报形式质量和实质质量的回归结果。回归结果显示，CFO_SEC3与QUALITY的回归系数为0.295，且在1%水平上显著，表明CFO和董秘同时任职能够显著提高财报形式质量。CFO_SEC3与DA的回归系数在1%的水平上显著为正，进一步区分盈余管理异质性后，CFO_SEC3与OEM回归系数不显著，与IEM的回归系数在5%水平上显著为正，表明CFO和董秘同时任职之后无法抑制机会主义型盈余管理，但能够促进信息驱动型盈余管理，从而提高了财报实质质量。总的来看，CFO和董秘同时任职在提高财报形式质量的同时，也部分地改善了财报实质质量。本文认为产生上述现象的原因可能是CFO和董秘同时任职，说明其能力较强，同时具备CFO和董秘的专长，因而能够使财务报告与监管规则更好地结合，更加及时地回答监管部门的有关问题，从而提高财报形式质量。此外，CFO和董秘同时任职后，更加了解财报使用者的信息需求，往往会利用信息驱动型盈余管理使财务报告更好反映公司经营发展状况，提高财报实质质量。

表9 CFO和董秘同时任职与财报形式质量和实质质量

变量(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)常数项—-0.033(-1.15)-0.038(-1.32)0.010(0.16)行业/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)栏括号内的数值为Z统计量，其余为t统计量；(2)*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

七、研究结论与启示

从形式质量和实质质量双重视角，研究了CFO与董秘兼任以及不同兼任类型对财报质量的影响。研究发现，CFO与董秘兼任既能够提高财报的形式质量，也能够部分地提高实质质量，具体表现为能够促进信息驱动型盈余管理，但无法抑制机会主义型盈余管理。在进一步区分不同兼任类型后，发现CFO兼任董秘主要具备财务专长，只能提高财报实质质量，不能提高形式质量；董秘兼任CFO主要具备沟通专长，但由于缺乏财务专长，既不能提高形式质量，也无法改善实质质量；一人同时担任CFO和董秘两个职务，具备财务专长和沟通专长，能够同时提高财报形式质量和实质质量。根据上述发现，本文得出两点结论：(1)CFO与董秘兼任能够实现优势互补，同时提高财报形式质量和实质质量。(2)具备不同专长的人员同时担任CFO与董秘两个职位对财报质量的影响有所差别，只有同时具备财务专长和沟通专长的人员担任这两个职位才能提高财报形式质量和实质质量。

本文的上述发现和结论对监管部门、上市公司以及投资者等具有较为重要的启示。对于监管部门来说：首先，应该继续鼓励上市公司的CFO与董秘兼任，对于暂时无法实现二者兼任的公司，监管部门应该督促加强CFO与董秘之间的沟通；其次，应对董秘的任职资格作出规定，要求其具备一定的财务背景；此外，应该定期组织对CFO和董秘的培训，不断提高其财务与沟通能力。对于上市公司而言：在职务安排中，应重视CFO与董秘相结合的优势；在人员选聘中，应选拔财务和沟通能力较强的人员同时担任CFO与董秘两个职位，提高与监管部门和投资者沟通的效率。对于投资者而言，CFO与董秘兼任向资本市场释放出积极的信号，投资者应该及时捕捉到，从而做出合理的投资决策。

本文用深交所信息披露考评结果度量财报的形式质量，因此研究范围仅限于深交所A股上市公司。未来研究可以提出新的度量财报形式质量的指标，探究整个A股市场上市公司CFO与董秘兼任能否同时提高财报形式质量和实质质量，为CFO与董秘兼任提供更多的经验证据。此外，本文只研究了不同兼任类型对财报质量的影响，未来可以从个人特质的角度出发，研究CFO与董秘兼任者的不同特质对资本市场的影响，丰富CFO与董秘兼任的相关研究。