CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化*

高智林

(安徽师范大学 经济管理学院，安徽 芜湖 241002)

一、引言

企业业绩反映了一定时期的企业经营绩效和经营者业绩。企业业绩极端化是指企业不按惯例行事，导致其业绩偏离行业主流或平均水平，产生极好或极差的绩效，即产生极端绩效。企业业绩极端化给企业经营风险，给投资者、债权人等相关机构研究企业财务信息和行业信息带来困扰，使他们难以捕捉、解读信息和评估企业价值，影响了资本市场的有效性及健康发展。在多层次管理的公司治理结构中，提到企业绩效常常会联想到CEO(Chief Executive Officer，首席执行官)等公司高管。出现于20世纪70年代的CFO(Chief Financial Officer，首席财务官或财务总裁)作为企业的高层管理者之一，已不同于传统的总会计师和财务总监职位，在《萨班斯-奥克斯利法案》(Sarbanes-Oxley Act)后，美国为了强化公司审计委员会的监督责任，权衡董事会的权力结构，凸显CFO在现代公司治理中的重要地位和功能，要求董事会中配备一个CFO或财务专家型独立董事，并且要予以披露，并赋予CFO和CEO同等的法律地位，共同承担公司治理的责任，共同对公司会计信息真实性、可靠性负责。CFO处于股东和经营者之间的位置，肩负着受托责任和经营责任双重职责，履行财务监督和战略支持职能，积极参与公司的重大经营决策，是公司的财务掌舵人、财务金融专家和公司战略管家。

因此，如何最大限度地发挥CFO在公司治理结构中的作用，有效承担受托责任和经营责任，提高企业资源配置效率实现企业价值最大化就显得非常重要。但由于委托代理关系和代理冲突的存在，CFO也是CEO战略执行和经营管理的下属，CFO的财务决策行为可能会屈服于CEO的压力和权力干预，导致其财务决策执行效率和执行效果大打折扣。Finkelstein(1992)[1]认为CFO的权力在战略决策中起着至关重要的作用，CFO进入董事会后能够发挥独立董事或内部董事的职能，对董事会机构决策产生一定的影响力。Geiger et al.(2006)[2]认为CFO进入公司董事会后会增加自己的决策话语权，获得财务决策方面的支持，并认为CFO相比CEO对公司的盈余产生更重要的影响力。孙光国和郭睿(2015)[3]研究指出CFO兼任内部董事有助于董事会更好地履行监督职能，能有效降低公司操纵性应计及盈余重述事件发生。阿里巴巴集团公司董事会成员中有40%以上具有财务背景，并且CFO是公司董事会的核心成员，赋予CFO很强的财务执行力，因此塑造了商业资本帝国。西方一些国家司法制度为了保护所有者权益，规定CFO进入董事会兼任公司执行董事。一方面，CFO进入公司董事会后财务执行力会大大增强，产生声誉激励，影响其内部财务监督和战略支持职能效果，能有效改变由于两权分离产生的代理问题。另一方面，CFO作为企业价值的创造者，可能给企业带来行业平均的经营业绩，对于执行力弱的CFO可能在以CEO为代表的经理人的利益驱使下，加大企业业绩极端化。

鉴于此，为了考察CFO财务执行力对企业业绩极端化的影响机制和传导路径，本文从代理成本的视角出发，将代理成本纳入CFO财务执行力与企业业绩极端化的影响关系中，着重探讨环境动态性、CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化间的作用机理，试图回答以下问题：第一，CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化之间的影响效应是什么？第二，环境动态性是否调节了CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化之间的影响效应？

本文的潜在贡献可能有以下几点：一是进一步丰富了CFO的研究成果，重新审视了CFO的财务监督职能效果。以往的研究中大多聚焦于CEO的行为决策，从CFO背景特征角度考察企业行为与公司治理问题，本文另辟蹊径，从CFO财务执行力视角探讨其带来的经济后果。二是进一步拓展了已有的企业业绩极端化的研究。本文采用不同的衡量方法来度量极端绩效，探讨其作用机理和传导路径，丰富了公司治理和公司管理方面的文献，为该领域研究提供了一些增量的经验证据。三是从现实层面来说，CFO制度是我国现代企业制度建设的重要组成部分，也是上市公司正在实施的一项公司治理机制，本文研究结论对于我国深化CFO制度建设、构建CFO制度框架、提高CFO的地位、功能和受托责任具有重要意义。

二、文献回顾、理论分析与研究假设

(一)CFO财务执行力对代理成本的影响

关于CFO财务执行力，一般指的是相关CFO在使用财务执行权力的过程中呈现出来的专业素养。Bedard et al.(2014)[4]、向锐(2015)[5]提出CFO财务执行力(financial executive ability)指的是贯彻公司战略意图，完成实现公司预定财务战略目标的操作能力，同时将CFO是否进入公司董事会作为拥有财务执行力的重要标志。

当前，CFO的传统角色和地位已经发生变化，CFO在执行层面是经理层成员，在决策层面是董事会成员，承担着监督责任和管理责任，在公司治理中不断扮演着重要角色(杜胜利，2004)[6]。CFO是公司战略的驱动者、资源的管理者和价值的创造者，CFO能否同时进入公司董事决策层和经理执行层是CFO制度的重要特征，这显示了CFO在公司治理结构中的地位和公司管理中的责任(杜胜利和赵柳婷，2005)[7]。在美国，CFO扮演着更重要的战略角色，在超过85%的公司董事会中占有一席之地(Florackis and Sainani，2017)[8]。在我国，根据本文样本数据统计，约26%的CFO进入董事会，担任董事会职务。关于CFO财务执行力的经济后果，Finkelstein(1992)[1]认为，CFO进入董事会后能够发挥独立董事或内部董事的职能，对董事会行为决策产生一定的影响力。孙光国和郭睿(2015)[3]研究认为，CFO兼任内部董事，形成与CEO权力的制衡，有助于董事会更好地履行监督职能。Geiger(2006)[2]认为CFO进入董事会后，其监督控制职能和参与战略决策职能不断放大。因为CFO进入公司董事会后一般会增加自己的决策话语权，脱离CEO的“绑架”，产生不同于CEO的声誉激励，影响其内部财务监督和战略支持职能效果，获得财务决策方面的支持。

从委托代理理论角度，在所有权和经营权两权分离、多层次管理的治理结构下，对代理人的激励不足和信息不对称导致代理难题，产生代理成本(Jensen & Meckling，1976；Fama & Jensen，1983)[9-10]。为了维护企业和管理层之间的契约关系，需要构建公司治理机制和权力制约体系，通过设立董事会、监事会对管理层的经营决策进行有效监督和控制(Williamson，1983)[11]。于是，董事会的结构有效性就成为克服代理问题的关键所在。相继有学者提出董事会权力制衡机制和激励机制，以强化董事会的构成、审批和监督职能。Ang et al.(2000)[12]、黄志忠和白云霞(2008)[13]指出管理层持股与代理成本负相关，对管理层进行不同激励能有效降低代理成本。向锐(2015)[5]认为CFO进入董事会是为了更好地履行职责，维护自己的声誉和地位，会同公司各位董事进行必要的信息沟通，从而降低信息不对称程度。袁建国等(2017)[14]指出CFO 进入公司董事会能够缓解董事和管理层之间的信息不对称。翟淑萍等(2018)[15]认为沟通能力是CFO财务执行力的重要体现，执行力强的CFO能与董事会、中介机构等进行高效沟通，从而降低董事会、经理层之间的信息不对称程度。

因此，委托代理双方的信息不对称程度会随着CFO财务执行力的提高而降低，代理问题也能得到缓解，代理成本下降，从而提升整个代理效率。所以说，CFO财务执行力的有效发挥离不开董事会赋予的职权，CFO的财务决策行为会影响公司治理，基于声誉激励和声誉保护的需求，CFO在一定程度上会抑制企业的非效率性活动，抵御CEO的压力，监督和约束CEO的机会主义行为，减少代理问题，从而提升公司绩效及企业价值。基于以上分析，提出本文假设H1：

H1：CFO进入董事会成为内部董事，其财务执行力得到提高，能有效降低企业代理成本。

(二)CFO财务执行力对企业业绩极端化的影响

从高阶梯队理论角度，该理论认为高管团队的特征会影响他们如何评价和解释其所面临的环境，从而影响组织绩效(Hambrick & Manson，1984)[16]。孙凯等(2019)[17]将高管团队特征划分为同质性特征和异质性特征，研究发现其对创业企业绩效产生显著影响。行为决策结果最终反映权力在高管团队中的分配情况，战略差异会加剧公司业绩的波动性，从而产生极端绩效(Tang et al.，2011)[18]。CFO 作为公司高管，有专业财务方面的经验，对企业投融资、绩效管理等方面的决策有着重要作用。Geiger et al.(2006)[2]发现CFO具有重要的监督控制职能，在财务报告生成过程中起着决定性作用，在变更CFO之后，公司可操纵应计会显著下降。Frank & Goyal(2007)[19]发现CFO能显著影响公司财务杠杆。林大庞和苏冬蔚(2012)[20]发现CFO持股能有效抑制公司盈余管理行为。俞雪莲和傅元略(2017)[21]指出，CFO出于谨慎性的职业本能，有强烈意愿去降低财务违规的概率和严重程度。Mobbs(2014)[22]认为CFO进董事会将使公司面临较少的财务限制。陈汉文和刘思义(2016)[23]认为，CFO排序越靠前，表明其权力越大，决策话语权越高，越能对其他部门产生实质影响，从而实现其监督责任和管理职能。Florackis & Sainani(2017)[8]研究发现，执行力强的CFO不太容易受到CEO的影响，他们有能力制定关键的公司政策。翟淑萍等(2018)[15]认为CFO财务执行力有利于公司财务政策和战略决策的融合，从而降低经营风险。

关于代理成本对企业绩效的影响，现有文献较多且研究结论较为一致，缺乏其他维度的考量。为此，本文提出以企业业绩极端化作为研究突破口。Chatterjee & Hambrick(2007)[24]将企业业绩极端化定义为企业业绩偏离行业平均水平的程度。企业业绩的极端化反映了企业业绩波动性和不稳定性，加大了企业经营风险。Tang et al.(2011)[18]指出，企业如果与行业主流趋势保持一致就只能获得与行业平均水平相近的绩效。Chen & MacMillan(1992)[25]认为企业不遵循惯例可能会收获意外的惊喜，产生极好或极差的绩效，从而产生企业业绩极端化，即产生极端绩效。行为决策理论认为，相比群体决策，高管个人决策由于能力、视野、自我主义等原因，在复杂环境和信息不确定性情况下，容易产生极端业绩。Adams et al.(2005)[26]研究发现CEO权力对企业业绩波动性产生影响，CEO权力越大，企业业绩波动性越明显。在组织内部，若CEO的权力得到制衡，企业经营出现业绩极端化的可能性就越小。Bedard et al.(2014)[4]认为CFO成为董事会成员后，其权力和沟通能力大大增强，能够促进公司业绩的改善。Martijn et al.(2014)[27]认为，CFO的职业目标之一是有望成为下一任CEO，其短视行为的动机相对比较低，他们更加关心企业未来的现金流和长期利益。

因此，基于声誉激励和声誉保护的需求，随着CFO进入董事会成为内部董事后，获取内部信息的渠道增多，管理防御的意识和动机也会增强；其信息资源优势和履职职责意味着他们更愿意帮助董事会履行监督职能，出具真实可靠的财务报告，以提升未来企业价值；财务执行力强的CFO能更好地履行监督职能，从而抑制企业业绩极端化等操纵行为。另外，由于委托代理双方信息不对称的存在，所产生的道德风险与逆向选择反过来又加大了企业的委托代理问题。然而，随着CFO进入董事会成为内部董事后，身兼董事和经理双重身份，提升了CFO财务执行力，对外承担受托责任，将管理者的个人利益和股东的利益捆绑在一起，减少利益冲突，使委托代理成本得以降低，从而企业价值也得到提升。所以，委托代理成本是CFO财务执行力和企业业绩极端化之间的桥梁。鉴于以上分析，提出本文假设H2：

H2：CFO财务执行力对企业业绩极端化产生显著的负向影响，并且代理成本在这一影响过程中起到中介作用。

(三)环境动态性的调节效应

环境动态性是环境不确定性的重要组成部分，其带来的是决策的复杂程度，反映了环境变化的速率和不稳定程度。研究认为，管理者的行为活动主要依赖于环境所提供的信息(Daft & Weick，1984)[28]，环境动态性使企业处于动态性和不确定性的状态中，加剧了企业面临的信息不对称程度(Ghosh & Olsen，2009)[29]。也有研究认为，环境动态性引起企业业绩波动性，降低企业价值和盈余持续性(申慧慧，2010)[30]，增加了管理决策和战略选择的复杂性，同时也加大了相关监督人员的监管难度。

动态能力理论和权变理论认为，环境要素的改变影响微观企业的行为决策，面对外部环境的剧烈变化，企业必须对信息进行快速加工处理，积极响应外部需求，及时优化内部资源配置，建立动态调整机制。同时，不确定的经营环境刺激和加剧了公司管理层私利行为。当企业面临的外部环境不确定性不断增强，企业的经营压力和财务压力会逐渐加剧，就越有可能产生企业业绩极端化。CFO按照法定程序成为董事，进入董事会，财务执行力增强，与公司各位董事信息沟通交流越密切，管理决策层中的信息传递越畅通，从而降低信息不对称程度，减少代理成本，抑制企业业绩极端化。

然而，随着经营环境的变化，决策的复杂程度增加，企业面临的风险也日益突出，外部环境的动荡变化给企业带来诸多不确定性，企业需要根据环境的变化及时调整各种发展战略。企业可能产生极端决策，但企业的决策偏离行业主流水平的趋势逐渐减小，CFO财务执行力对企业业绩极端化的影响力可能会随着环境动态性而发生改变，环境的动态性则可能弱化了这种关系。鉴于以上分析，提出本文假设H3：

H3：随着环境动态性的不断增强，CFO财务执行力对企业业绩极端化的抑制作用逐渐下降，即环境动态性弱化了CFO财务执行力对企业业绩极端化的负向影响。

本文的总体研究思路以及环境动态性、CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化关系模型如图1所示。

图1

三、实证研究设计

(一)数据来源与样本选择

本文选取我国2012—2017年沪深A股上市公司作为初始研究样本，并进行了数据筛选与处理。首先，为了消除大量的非正常干扰因素，剔除ST、*ST和PT公司，因为它们的经营出现了很大问题，导致它们的企业代理成本和企业业绩出现非正常的表现，没有研究意义。然后，剔除相关变量缺失的样本，对所有连续变量进行了(1%，99%)的缩尾处理，以消除极端值对结果的影响。经过以上筛选步骤，最后得到的研究样本为10 359个公司的年度观测值。

本文研究的数据主要来源于CSMAR数据库和WIND数据库，采用的财务数据来自国泰安CSMAR数据库，从数据库中直接获取或计算所得。实证检验部分主要使用Stata14.0软件进行数据处理和统计分析。

(二)变量的设计

1．CFO财务执行力(FEA)

从控制权视角来看，只有提高CFO在企业的地位，才能保障其任职权力，CFO财务执行力的有效发挥离不开董事会赋予的职权。本文借鉴Finkelstein(1992)[1]、Bedard et al.(2014)[4]、Mobbs(2014)[22]、向锐(2015)[5]等人的研究，采用CFO是否进入上市公司董事会、拥有董事会席位即是否担任内部董事来衡量CFO的财务执行力。若CFO进入上市公司董事会成为内部董事赋值为1，否则赋值为0。

2．代理成本(AC)

现有文献对代理成本的度量主要有两种方法，一是假设管理层与股东的代理冲突可以反映在企业价值和企业绩效中，通过企业价值或企业绩效来研究代理问题的综合影响(Morck et al.，1988)[31]；二是通过计算代理问题所带来的成本费用支出和效率损失(Ang et al.，2000)[12]。本文借鉴Ang et al.(2000)[12]以及国内学者(李寿喜，2007；罗炜和朱春艳，2010；刘行，2015)[32-34]的方法，同时采用两个关键指标对企业的第一类代理成本进行度量：(1)管理费用率(Expense)。该指标用来捕捉和反映管理层是否存在因过度在职消费、不正当开支所造成的资源浪费，用管理费用与营业收入的比例来计算。该指标值越大，说明代理问题越严重，产生代理成本越高。(2)资产周转率(Turnover)。该指标用来捕捉和反映经营管理层是否存在非效率决策、投资不当或偷懒等行为，直接衡量了企业总体代理效率，用营业收入与总资产的比例来计算。该指标值越小，说明企业经营管理效率越低，产生代理成本越高。

3．企业业绩极端化(E_Per)

企业业绩极端化变量参考Tang et al.(2011)[18]度量方法，用总资产报酬率(ROA)、销售收益率(ROS)、投资回报率(ROI)等3个指标与行业的偏差来衡量，先计算每个企业的这3个年度指标，然后将其分别减去各指标当年行业均值，最后与该指标的标准差相除予以标准化，并取绝对值。

为使结果更加可靠，在进一步研究中，借鉴陈收等(2014)[35]对企业极端绩效的度量方法，选取托宾Q值作为替代变量，将企业业绩极端化(E_Tobinq)先按子行业对该指标进行标准化处理，然后分别取绝对值。

4．环境动态性(Evn)

本文借鉴Boyd et al.(1993)[36]、Ghosh & Olsen(2009)[29]以及国内学者(曾德明等，2004；申慧慧，2010)[37] [30]度量方法，采用销售收入变异系数来衡量环境动态性，将企业销售收入与年份回归，即用行业值对某一时期回归，得到相对于时间哑变量的标准差，再与该行业均值相除，作为环境动态性的衡量指标。

(三)实证模型设计

首先，本文旨在研究CFO财务执行力通过代理成本这一中介传导路径影响企业业绩极端化，考虑到CFO财务执行力及代理成本对企业业绩极端化的影响存在一定的滞后性，也为了规避CFO财务执行力可能存在内生性问题，因此在实证研究中以滞后一期的CFO财务执行力和代理成本来分析其对企业业绩极端化的影响。基于上述分析，通过借鉴姜付秀等(2009)[38]、陈收等(2014)[35]、向锐(2015)[5]等学者的研究设计，设计三个回归模型来检验：

ACt=β0+β1FEAt+β2Growtht+β3Sizet+β4Casht+β5Levt+β6ROAt-1+β7Mbt+β8BSizet+β9Indept+β10Dualt+

β11Industry+β12Year+εt

(1)

E_Pert=β0+β1FEAt-1+β2Growtht+β3Sizet+β4Casht+β5Levt+β6ROAt-1+β7Mbt+β8BSizet+β9Indept+

β10Dualt+β11Industry+β12Year+εt

(2)

E_Pert=β0+β1FEAt-1+β2ACt-1+β3Growtht+β4Sizet+β5Casht+β6Levt+β7ROAt-1+β8Mbt+β9BSizet+

β10Indept+β11Dualt+β12Industry+β13Year+εt

(3)

其次，为了检验环境动态性对CFO财务执行力与代理成本、企业业绩极端化之间关系是否存在调节效应，构建以下实证模型：

ACt=β0+β1FEAt+β2FEAt*Evnt+β4Growtht+β5Sizet+β6Casht+β7Levt+β8ROAt-1+β9Mbt+β10BSizet+

β11Indept+β12Dualt+β13Industry+β14Year+εt

(4)

E_Pert=β0+β1FEAt-1+β2FEAt-1*Evnt+β4Growtht+β5Sizet+β6Casht+β7Levt+β8ROAt-1+β9Mbt+β10BSizet+

β11Indept+β12Dualt+β13Industry+β14Year+εt

(5)

上式中，E_Per为被解释变量，FEA为解释变量、AC为中介变量、Evn为调节变量。

借鉴国外学者Ang et al.(2000)[12]、Tang et al.(2011)[18]以及国内学者(李寿喜，2007；罗炜和朱春艳，2010；向锐，2015)[32-33] [5])等研究，本文引入若干控制变量，资产报酬率(ROA)、经营现金流(Cash)、账面市值比(Mb)、公司规模(Size)、成长机会(Growth)、财务杠杆(Lev)、董事会规模(Bsize)、独立董事比例(Indep)、两职合一(Dual)等变量，控制了企业的行业效应(Industryeffect)和年度效应(Yeareffect)。涉及的具体变量定义如表1所示：

表1 研究变量一览表

四、实证检验结果与分析

(一)描述性统计

表2列示了本文研究变量的描述性统计结果。企业业绩极端化(E_Per)的最小值为0.013，最大值为4.336，均值和标准差分别为1.044和0.773，说明样本公司的企业业绩差异较大，业绩极端化趋势很明显。CFO财务执行力(FEA)均值为0.259，最小值为0，最大值为1，进入上市公司董事会赋值为1，否则为0，表示25.9%的CFO进入董事会。代理成本替代变量管理费用率(Expense)均值为0.108，表明平均而言，上市公司管理费用占营业收入的比例约为10.8%，代理成本替代变量资产周转率(Turnover)均值为0.323，表明每1元资产能创造0.323元的营业收入。管理费用率(Expense)和资产周转率(Turnover)的标准差分别为0.088和0.232，表明各公司管理效率的差异较大。Ang et al.(2000)[11]研究也认为上市公司普遍存在较高的代理成本和较低的代理效率。

表2 研究变量的描述性统计

在其他控制变量方面，净资产收益率(ROA)平均值为0.022，标准差为0.035，说明各公司间业绩差异较大。公司成长性(Growth)平均值为0.180，最小值为0.099，最大值为0.835，说明各公司间主营业务收入占总资产的比例差异较大。财务杠杆(Lev)平均值为0.381，说明样本公司的总资产将近一半来自负债。独立董事比例(Indep)的平均值为0.375，表明独立董事占董事会比例超过1/3。经营现金流(Cash)平均值为0.056，表明经营活动产生的现金净流量占年初总资产的5.6%。账面市值比(Mb)平均值为0.869，表明股东权益占公司市值的86.9%。两职合一(Dual)标准值为0.440，说明我国上市公司董事长和总经理两职合一差异较大。董事会规模(Bsize)平均值为8.605，最小值为3，最大值为15，说明样本公司董事会治理机制仍参差不齐。

(二)相关性分析

在变量描述性统计的基础上做进一步的相关性分析，相关性分析的Pearson系数结果如下表3所示。从表3可中看出，企业业绩极端化(E_Per)与CFO财务执行力(FEA)呈显著负相关关系，可以初步说明CFO财务执行力越强，越能抑制企业业绩极端化发生的可能性；CFO财务执行力(FEA)与管理费用率(Expense)在10%水平上显著负相关，与资产周转率(Turnover)在5%水平上显著正相关，初步说明CFO财务执行力(FEA)越强，越能抑制代理成本的发生。这就初步证实了本文所提出的假设。就控制变量来看，大部分变量均在10%水平上显著相关。需要说明的是，两两变量之间关系的检验，得出的结论并不一定十分准确，具体还需通过多元回归分析验证。同时，各主要变量之间的相关系数均没有超出 Williams 的 0.65标准，普遍较小，而且经方差膨胀因子检验，VIF值均小于2，VIF平均值为1.38，容忍度(Tolerance)均小于1，表明变量之间不存在多重共线性问题，回归模型是可靠的。

表3 单变量的相关性分析

(三)分组均值差异检验

进一步将样本公司按照CFO财务执行力进行分组比较分析。从表4中样本观测值数据计算可以得到，有25.9%的CFO进入董事会(G1/(G1+G2))，CFO进入董事会和CFO未进入董事会两类公司样本观测值有显著差异，企业业绩极端化(E_Per)在1%水平上显著负相关，表明CFO进入董事会能提高其财务执行力，可能会抑制企业业绩极端化；代理成本替代变量管理费用率(Expense)系数为-0.003，在10%水平上显著负相关，资产周转率(Turnover)系数为0.008，在5%水平上显著正相关，说明CFO进入董事会后财务执行力越强，越能抑制代理成本的发生。此外，表4还显示CFO进入董事会的公司规模(Size)、净资产收益率(ROA)、独立董事比例(Indep)、两职合一(Dual)显著较低，而董事会财务杠杆(Lev)、董事会规模(Bsize)则显著较高。

表4 CFO财务执行力的分组均值差异检验

(四)回归分析结果

表5为CFO财务执行力与代理成本的回归结果。第(1)列和第(2)列是模型(1)的单变量回归结果，第(3)列和第(4)列是模型(1)的多变量回归结果。结果显示，当因变量为管理费用率(Expense)时，回归系数分别为-0.002 6和-0.002 75，分别在10%和5%的水平上显著负相关；当因变量为资产周转率(Turnover)时，回归系数分别为0.008 09和0.004 96，均在5%的水平上显著正相关。说明CFO财务执行力越高，样本公司管理层的过度在职消费和不正当开支得到降低，代理成本显著降低。可见，无论是单变量回归分析还是多变量回归分析结果，均表明CFO进入董事会有效抑制了代理成本的发生，这与本文的假设预期一致。

表5 CFO财务执行力对代理成本的回归分析结果

为了探讨CFO财务执行力与企业业绩极端化的传导路径，本文将代理成本纳入模型(3)中，检验代理成本是否在CFO财务执行力与企业业绩极端化之间存在中介效应。表6为CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化的多元回归分析结果。

表6 CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化的回归分析结果

根据温忠麟等(2006)[39]中介效应检验方法，对代理成本的中介效应进行了检验，具体步骤如下：第一步用代理成本对CFO财务执行力进行回归分析，第二步用企业业绩极端化对CFO财务执行力进行回归分析，第三步用企业业绩极端化对CFO财务执行力和代理成本进行回归分析。第(1)列为模型(2)的多变量回归结果，CFO财务执行力(FEA)的系数为-0.048 5，且在1%的水平上显著，表明CFO进入董事会能提高其财务执行力，有效抑制了企业业绩极端化。第(2)列和第(3)列为模型(3)的多变量回归结果。模型中加入代理成本后，其替代变量管理费用率(Expense)对企业业绩极端化(E_Per)的系数为0.291，且在1%的水平上显著，说明管理费用率越高，代理成本越高，则企业业绩极端化程度越高；资产周转率(Turnover)对企业业绩极端化(E_Per)的系数为-0.275，且在1%的水平上显著，表明资产周转率越高，代理成本越低，则企业业绩极端化程度越低；CFO财务执行力(FEA)对企业业绩极端化(E_Per)变量系数依然显著，分别为-0.047 7和-0.049 9，且均在1%的水平上显著，说明代理成本在CFO财务执行力对企业业绩极端化的影响中起到部分中介作用。回归结果再一次印证了本文的研究假设。

为了进一步探讨代理成本在CFO财务执行力与企业业绩极端化之间存在的中介效应，本文借鉴Baron & Kenny(1986)[40]的研究方法，进行Sobel检验，主要检验模型(1)和模型(3)的β1乘积项的系数是否显著。若Z值的绝对值大于0.97，则表明中介效应在5%的水平上显著；反之，则中介效应不显著。Sobel检验计算结果如表7所示，从中可以看出，Z值的统计结果分别为-1.726和1.694，绝对值均大于在显著性水平为0.05时对应的临界值0.97，表明代理成本对CFO财务执行力与企业业绩极端化的中介效应显著，证明假设2是成立的。

表7 Sobel检验计算表

为了检验环境动态性对CFO财务执行力与代理成本、企业业绩极端化之间关系是否存在调节效应，在模型(2)和模型(3)中加入环境动态性(Evn)变量。回归结果见表8。第(1)列和第(2)列为模型(4)的多变量回归结果，第(3)列为模型(5)的多变量回归结果。结果显示，当因变量为管理费用率(Expense)时，CFO财务执行力(FEA)回归系数为-0.002 74，在5%的水平上显著负相关；当因变量为资产周转率(Turnover)时，CFO财务执行力(FEA)回归系数为0.005 09，在5%的水平上显著正相关。从CFO财务执行力与环境动态性的交互效应来看，交乘项(FEA×Evn)的系数分别为0.086 0、-0.066 0和0.136 2，分别在5%、5%和1%的水平上显著，环境动态性负向调节了CFO财务执行力对代理成本的影响，说明环境动态性的存在对CFO财务执行力与代理成本的关系产生了负向影响，并最终影响到企业业绩极端化。

表8 CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化—环境动态性的调节效应检验

(五)稳健性检验

为了验证本文所得的研究结论，进行稳健性检验。

1．为了控制产权性质差异带来的影响，本文将研究样本按照最终产权性质分为国有企业样本和民营企业样本，重新进行分组均值差异检验，并对模型(1)、模型(2)和模型(3)进行回归检验，回归结果表明CFO财务执行力对代理成本和企业业绩极端化的影响关系在两类样本公司中都存在，分组比较分析以及模型回归的系数符号和显著性与前文的研究结论基本保持一致，没有实质性改变。

2．引入替代变量，用极端绩效托宾Q值(E_Tobinq)来替代企业业绩极端化(E_Per),对模型(2)和模型(3)进行多元回归分析，见表9。回归结果表明，模型中加入代理成本后，其替代变量管理费用率(Expense)对极端绩效(E_Tobinq)的系数为1.207，且在1%的水平上显著，说明管理费用率越高，代理成本越高，则企业极端绩效程度越高；资产周转率(Turnover)对极端绩效(E_Tobinq)的系数为-0.203，且在1%的水平上显著，说明资产周转率越高，代理成本越低，则企业极端绩效程度越低；CFO财务执行力(FEA)对企业业绩极端化(E_Per)变量系数依然显著，分别为-0.019 3、-0.022 6和-0.020 3，且均在1%的水平上显著，表明CFO进入董事会成为内部董事后能提高其财务执行力，抑制企业业绩极端化。其他变量系数关系与前面所得结论基本一致，没有实质性变化。

表9 CFO财务执行力、代理成本与企业业绩极端化的稳健性检验

五、研究结论与启示

本文研究了CFO财务执行力与代理成本、企业业绩极端化之间的关系，同时以环境动态性作为调节变量考察了其与三者之间的关系，选取2012—2017年沪深两市A股上市公司数据作为研究样本进行实证检验。研究结果表明，CFO财务执行力与企业业绩极端化呈负相关关系，即CFO财务执行力越强，企业业绩极端化的可能性越小，越能抑制企业业绩极端化的发生；代理成本在CFO财务执行力对企业业绩极端化的影响中起到部分中介作用；环境动态性负向调节了CFO财务执行力对代理成本及企业业绩极端化的影响。CFO按照法定程序成为董事，进入董事会，在企业决策中的话语权增大，可以提高其财务执行力，有效履行其财务监督职能，从而抑制管理层的私利行为，减少代理问题，充分发挥了公司治理和公司管理的作用。

本文研究具有重要的启示意义。首先，企业业绩极端化给投资者、债权人等相关机构捕捉和解读企业财务信息带来困扰，影响了资本市场的有效性，本研究引导相关机构和部门更加关注这个问题；其次，CFO财务执行力的提高能够抑制企业业绩极端化。企业应当重视CFO作为核心管理者的作用，赋予CFO特殊的身份地位和职能，将其财务执行力转换为提升企业战略制定和执行的效率；再次，目前对CFO财务执行力的影响因素、CFO的职能效果研究还比较欠缺，研究结论为建立和完善我国上市公司CFO制度与现代公司治理机制，提高CFO在公司中的影响力，加强CFO的聘用机制、监管机制、激励机制和问责机制提供经验启示。另外，本研究也存在一定的局限性。一是虽然本文实证检验了CFO财务执行力负向影响企业业绩极端化的假设，但是企业业绩极端化(极好或极差的绩效)反过来也可能使企业赋予CFO不同的财务执行力。二是代理问题有两类，第一类代理问题为股东与管理层的利益冲突，第二类代理问题为大股东与小股东的利益冲突，本文只考察了第一类代理问题。在后续研究中，需要对这些问题进一步完善。