路軍偉，王甜甜

一、引 言

會計穩(wěn)健性是關(guān)于會計盈余確認和計量的一項重要原則。Basu(1997)認為會計穩(wěn)健性是指在財務報告中確認“好消息”比“壞消息”需要更多的保證。作為財務報告的一項重要質(zhì)量特征，會計穩(wěn)健性能夠有效約束管理層的機會主義行為，降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，保護投資者的合法權(quán)益，促進資本市場有效運行(Ball et al，2000；張兆國 等，2012)。然而，我國資本市場上會計舞弊現(xiàn)象頻發(fā)似乎意味著上市公司會計穩(wěn)健性水平堪憂。證監(jiān)會發(fā)布的《2018年上市公司年報會計監(jiān)管報告》明確指出，上市公司年報中普遍存在提前確認收入以及延后確認損失的問題，會計穩(wěn)健性水平較低。因此，研究如何有效提高上市公司會計穩(wěn)健性、提升會計信息質(zhì)量，有著重要的理論和現(xiàn)實意義。

企業(yè)是一組契約的集合(Jensen et al，1976)，各締約方都會對企業(yè)會計穩(wěn)健性水平產(chǎn)生影響(Basu，1997)。相較于股東、債權(quán)人等利益相關(guān)者，管理層掌握控制權(quán)，主導會計政策選擇，同時負責會計信息的生產(chǎn)和披露，因此能夠?qū)ζ髽I(yè)會計穩(wěn)健性水平施加重大影響(周冬華 等，2019)。在我國公司高管的職責安排中，董事會秘書負責信息披露、投資者關(guān)系管理等事宜，并不參與公司的日常經(jīng)營。為了使董秘更好地履行職責，發(fā)揮職位作用，我國相關(guān)政策便鼓勵上市公司的董秘由財務總監(jiān)等具有實質(zhì)管理職權(quán)的高管擔任。在相關(guān)政策的指引下，財務總監(jiān)與董秘兼任的上市公司所占比例逐年增加，由2007年的6.72%上升至2017年的15.45%。在西方國家，公司秘書主要負責會議的籌備以及相關(guān)資料的保管，信息披露事宜通常由總經(jīng)理或財務總監(jiān)負責(Wang et al，2019)。可見，財務總監(jiān)與董秘兼任是我國本土化下的特殊公司治理制度安排。

目前，學術(shù)界對于財務總監(jiān)與董秘兼任影響效應的研究已初步證實其對資本市場效率具有提升作用，比如提高企業(yè)的盈余價值相關(guān)性、改善財務報告質(zhì)量和信息披露質(zhì)量、抑制內(nèi)部人交易以及降低股價崩盤風險等(毛新述 等，2013；扶青 等，2015；彭情 等，2018；路軍偉 等，2019；姚振曄 等，2019)。然而也有學者研究發(fā)現(xiàn)，財務總監(jiān)與董秘兼任的企業(yè)其操控性應計盈余管理程度更高(汪蕓倩 等，2019)。可見，現(xiàn)有研究關(guān)于財務總監(jiān)與董秘兼任的經(jīng)濟后果尚未形成一致性結(jié)論，且尚未有文獻深入研究財務總監(jiān)與董秘兼任對上市公司會計穩(wěn)健性的影響。那么，財務總監(jiān)與董秘兼任能夠提高包含會計穩(wěn)健性在內(nèi)的會計信息質(zhì)量嗎？理論上說，財務總監(jiān)與董秘兼任后，同時具備財務專長和溝通專長，能夠更容易地履行職責，因而有能力提高上市公司會計穩(wěn)健性。此外，財務總監(jiān)與董秘兼任后，雙重身份使其面臨更大的信息違規(guī)處罰風險，因而有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性?？梢?，財務總監(jiān)與董秘兼任后既有能力又有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。

本文可能的貢獻主要有四點：第一，從財務總監(jiān)與董秘兼任的視角，研究二者兼任對上市公司會計穩(wěn)健性的影響，豐富了上市公司會計穩(wěn)健性影響因素的相關(guān)研究。第二，研究發(fā)現(xiàn)財務總監(jiān)與董秘兼任能夠提高上市公司會計穩(wěn)健性，從某種意義上可以合理推斷二者兼任通過提高包含會計穩(wěn)健性在內(nèi)的會計信息質(zhì)量從而提升了資本市場效率，拓展了財務總監(jiān)與董秘兼任的經(jīng)濟后果研究。第三，將財務總監(jiān)與董秘兼任進一步細分為財務總監(jiān)兼任董秘、董秘兼任財務總監(jiān)以及財務總監(jiān)與董秘同時由一人擔職三種兼任類型，且發(fā)現(xiàn)三種兼任類型對會計穩(wěn)健性的影響有所差異，為高管兼任的相關(guān)研究提供了新的思路。第四，機制檢驗發(fā)現(xiàn)財務總監(jiān)與董秘兼任后具備的財務專長使其更有能力提高會計穩(wěn)健性，二者兼任后具有更強的風險規(guī)避意識，使其更有動力提高會計穩(wěn)健性，豐富了財務總監(jiān)與董秘兼任影響會計信息質(zhì)量的作用機制研究。

二、文獻綜述與假設提出

(一)文獻綜述

1.財務總監(jiān)與董秘兼任的經(jīng)濟后果

2005年修訂的《中華人民共和國公司法》首次明確規(guī)定，董事會秘書是我國上市公司信息披露的法定負責人。然而在實踐中，董秘并不參與上市公司的日常經(jīng)營，其職責的有效履行受到很大限制(卜君 等，2018)。為了便于董秘更好地履行職責，發(fā)揮職位作用，我國陸續(xù)出臺上市公司規(guī)范運作指引等相關(guān)政策，鼓勵董秘由財務總監(jiān)等具有實質(zhì)管理職權(quán)的高管擔任。在監(jiān)管政策的指引下，財務總監(jiān)與董秘兼任的上市公司所占比例逐年增加，學者們也開始關(guān)注二者兼任所帶來的經(jīng)濟后果。毛新述等(2013)從資本市場效率角度檢驗財務總監(jiān)與董秘兼任的經(jīng)濟后果，發(fā)現(xiàn)相比于其他公司，財務總監(jiān)與董秘兼任的公司盈余價值相關(guān)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，初步證實了財務總監(jiān)與董秘兼任在資本市場中的積極作用。扶青等(2015)用深交所公布的信息披露考評等級度量上市公司信息披露質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)財務總監(jiān)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，更有效地披露上市公司信息，從而提高上市公司信息披露質(zhì)量。在此基礎上，彭情等(2018)進一步研究證明財務總監(jiān)與董秘兼任能夠從信息溝通和風險規(guī)避兩個方面提高上市公司信息披露質(zhì)量，從而降低股價崩盤風險。此外，姚振曄等(2019)從內(nèi)部人交易的視角檢驗財務總監(jiān)與董秘兼任的經(jīng)濟后果，發(fā)現(xiàn)二者兼任能夠降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度，從而抑制內(nèi)部人交易的獲利能力。路軍偉等(2019)則將財報質(zhì)量細分為形式質(zhì)量和實質(zhì)質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)二者兼任在提高財報形式質(zhì)量的同時，也部分提高了財報實質(zhì)質(zhì)量。然而，汪蕓倩等(2019)研究發(fā)現(xiàn)財務總監(jiān)與董秘兼任會弱化公司內(nèi)部監(jiān)督，使其有更大的空間進行操控性應計盈余管理。

綜上可知，現(xiàn)有文獻關(guān)于財務總監(jiān)與董秘兼任所帶來的經(jīng)濟后果(特別是對信息質(zhì)量的影響)尚未形成一致性結(jié)論；并且現(xiàn)有文獻主要從盈余價值相關(guān)性、股價崩盤風險等角度研究財務總監(jiān)與董秘兼任對資本市場效率的影響，鮮有文獻對相關(guān)作用機制進行深入研究。因此，本文研究財務總監(jiān)與董秘兼任對上市公司會計穩(wěn)健性的影響，不但可以在理論上完善二者兼任的經(jīng)濟后果研究，而且也能豐富二者兼任對資本市場效率影響的潛在路徑研究。

2.高管特征與會計穩(wěn)健性

在現(xiàn)代企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)相分離的情形下，管理層掌握控制權(quán)，主導企業(yè)會計政策選擇以及會計信息生產(chǎn)和披露，能夠?qū)ι鲜泄緯嫹€(wěn)健性施加重大影響(周冬華 等，2019)。目前，學者們已對管理層特征和上市公司會計穩(wěn)健性的關(guān)系展開了深入研究。張兆國等(2011)發(fā)現(xiàn)管理者團隊的年齡、任期和學歷均會對會計穩(wěn)健性水平產(chǎn)生正向影響，此外與男性高管相比，女性高管更加謹慎，因此女性高管占比高的企業(yè)其會計穩(wěn)健性也越高。然而劉麗瓏等(2015)以我國民營企業(yè)上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)女性董事往往順從、無主見，因而會迎合男性董事為謀取私利而降低會計穩(wěn)健性，同時因民營上市公司女性董事通常具備政治聯(lián)系，從而降低了債權(quán)人對上市公司會計穩(wěn)健性的需求。以上文獻是從管理層顯性特征的角度進行研究，此外還有學者從管理層隱性特征的角度展開研究，發(fā)現(xiàn)過度自信的管理層往往會高估項目的未來盈利能力，低估公司面臨的風險，從而采取穩(wěn)健性較低的會計政策(Ahmed et al，2013；孟祥展 等，2015)。

上述研究通常將管理層界定為董事長、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務總監(jiān)等高級管理人員，且往往將管理層視為同質(zhì)化。然而，高階梯隊理論指出，高管的背景特征會影響其戰(zhàn)略選擇和戰(zhàn)略決策，進而對企業(yè)行為產(chǎn)生影響(Hambrick et al，1984)。因此，大量學者開始研究特定高管對上市公司會計穩(wěn)健性的影響。董事長往往對公司各項決策有著重要影響。張兆國等(2011)研究發(fā)現(xiàn)，董事長的年齡、任期和學歷都能提高會計穩(wěn)健性，但男性董事長以及具備專業(yè)背景的董事長通常會選擇穩(wěn)健性較低的會計政策。周冬華等(2019)進一步研究發(fā)現(xiàn)，擁有上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷的知青董事長往往具備較強的風險規(guī)避意識，因而傾向于采用穩(wěn)健性較強的會計政策?？偨?jīng)理作為首席執(zhí)行官，對企業(yè)的會計政策選擇等內(nèi)部決策有著重要影響。與男性相比，女性總經(jīng)理具有更強的風險規(guī)避意識和更高的道德水準，因而其所在企業(yè)的會計穩(wěn)健性水平更高(Ho et al，2015)。受聲譽機制和個人收益的影響，總經(jīng)理的任期與會計穩(wěn)健性呈倒U型關(guān)系(任汝娟 等，2016)。Chen等(2018)進一步發(fā)現(xiàn)，為了獲取個人私利，總經(jīng)理在離職之前往往會進行向上的盈余管理，降低財務報告的會計穩(wěn)健性。此外，Wang等(2018)以養(yǎng)老金和遞延薪酬度量內(nèi)部債務，發(fā)現(xiàn)總經(jīng)理持有內(nèi)部債務的增加能夠降低債權(quán)人對上市公司會計穩(wěn)健性的要求。財務總監(jiān)作為財務負責人，參與財務決策以及財務報告的編制，能夠直接影響上市公司會計穩(wěn)健性。GE等(2011)發(fā)現(xiàn)，年齡越大的財務總監(jiān)越傾向于采取穩(wěn)健的會計政策，而具備專業(yè)背景的財務總監(jiān)則傾向于采取激進的會計政策。Ham等(2017)發(fā)現(xiàn)財務總監(jiān)自戀程度越高，上市公司會計穩(wěn)健性越低。與男性相比，女性財務總監(jiān)所在企業(yè)的會計穩(wěn)健性更高(Francis et al，2015)。隨著個人法律訴訟風險和權(quán)力的增加，財務總監(jiān)有動力和能力采取更加穩(wěn)健的會計政策(劉永麗，2015；Levy et al，2018)。

綜合上述研究可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有關(guān)于高管特征和上市公司會計穩(wěn)健性的文獻主要從顯性和隱性特征方面進行多角度研究，但是尚未得到一致性結(jié)論。盡管如此，上述文獻大部分都是從能力和動力兩個方面研究高管特征對上市公司會計穩(wěn)健性的影響，也即相關(guān)研究認為高管能力和動力是影響其所在企業(yè)會計穩(wěn)健性的重要因素。

(二)假設提出

財務總監(jiān)作為會計信息生產(chǎn)者，具備財務專長，參與公司日常經(jīng)營管理、財務決策以及財務報告的編制等；董秘作為會計信息發(fā)布者，具備溝通專長，負責信息披露、投資者關(guān)系管理以及與監(jiān)管部門溝通等事宜，熟知上市公司信息披露的監(jiān)管規(guī)則和技巧等。財務總監(jiān)與董秘兼任可以實現(xiàn)二者職能的有機結(jié)合，集會計信息生產(chǎn)和發(fā)布于一身，從而能夠?qū)Π瑫嫹€(wěn)健性在內(nèi)的會計信息質(zhì)量施加重大影響。

首先，財務總監(jiān)與董秘兼任同時具備財務專長和溝通專長，此外，二者權(quán)力實現(xiàn)了有機結(jié)合，因此有能力提高上市公司的會計穩(wěn)健性水平。會計穩(wěn)健性作為關(guān)于企業(yè)會計盈余確認和計量的重要原則之一，是一項專業(yè)性很強的會計政策選擇活動(韓靜 等，2014)。Hitt等(1991)指出，高管在某一領(lǐng)域長期任職會使其具備該領(lǐng)域的專業(yè)知識和選擇性認知，從而能夠更容易、更有效地關(guān)注和解讀該領(lǐng)域的信息。財務總監(jiān)作為財務負責人，長期從事會計相關(guān)工作使其具備財務專長，知道采用何種會計政策、如何進行財務報告等以提高上市公司會計穩(wěn)健性水平(Geiger et al，2006；鄧川 等，2017)。董秘作為信息發(fā)布者，長期負責信息披露、投資者關(guān)系管理以及與監(jiān)管部門溝通等事宜，具備溝通專長，知道如何進行信息披露等以提高上市公司會計穩(wěn)健性水平。財務總監(jiān)與董秘作為公司高級管理人員，二者兼任不僅可以獲取財務總監(jiān)具備的財務專長，同時也可以獲取董秘具備的溝通專長，因而有能力提高上市公司會計穩(wěn)健性水平。此外，財務總監(jiān)與董秘兼任后，同時擁有財務總監(jiān)和董秘兩個職位的權(quán)力，在有關(guān)會計政策選擇的博弈中擁有更大的話語權(quán)，從而更有能力提高上市公司的會計穩(wěn)健性水平。

其次，財務總監(jiān)與董秘兼任后面臨更大的信息違規(guī)處罰風險，具備更強的風險規(guī)避意識，因而有動力提高上市公司的會計穩(wěn)健性水平。2019年修訂的《中華人民共和國證券法》第一百九十七條明確規(guī)定，信息披露義務人報送的報告或者披露的信息有虛假記載、誤導性陳述或者重大遺漏的，對直接負責的主管人員和其他直接責任人員給予警告，并處以五十萬元以上五百萬元以下的罰款。此外，我國《上市公司信息披露管理辦法》明確規(guī)定，財務總監(jiān)作為財務報告的簽字人，要對財務報告的真實性、準確性和完整性等承擔主要責任。董事會秘書作為上市公司信息發(fā)布者，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(彭情 等，2018)。獐子島將2016年6159萬元的成本推延至2017年確認，中國證監(jiān)會于2019年7月9日對其財務總監(jiān)和董秘同時處以30萬元頂格處罰并5年證券市場禁入?？梢?，財務總監(jiān)和董秘都要為上市公司信息違規(guī)行為負責。因此，財務總監(jiān)與董秘兼任后，雙重身份導致其面臨的信息違規(guī)處罰風險顯著增大，從而往往具備更強的風險規(guī)避意識。財務總監(jiān)的風險偏好是上市公司會計政策選擇的關(guān)鍵影響因素(Chava et al，2010)，且對風險更加敏感的高管傾向于提前披露壞消息(Skinner，1994)。因此，財務總監(jiān)與董秘兼任后為了規(guī)避信息違規(guī)處罰風險，有動力選擇更加穩(wěn)健的會計政策，提前披露壞消息，提高上市公司會計穩(wěn)健性水平。

基于上述分析，本文提出假設：財務總監(jiān)與董秘兼任能提高上市公司會計穩(wěn)健性。

三、研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2017年滬深兩市A股上市公司為初始研究樣本。在初始研究樣本的基礎上，本文進行以下處理：(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IPO當年的觀測樣本；(4)剔除主要變量缺失的觀測樣本。經(jīng)過上述處理，本文最終得到19536個有效觀測樣本。為了降低異常值對回歸結(jié)果的影響，本文對所有的連續(xù)型變量進行了1%和99%分位上的縮尾處理。本文所用數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和萬得(WIND)數(shù)據(jù)庫，其中財務總監(jiān)與董秘兼任數(shù)據(jù)是在國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫的基礎上手工整理得到。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為會計穩(wěn)健性(

CSCORE

)。本文借鑒Khan等(2009)提出的信息確認及時性不對稱模型(K-W模型)來度量會計穩(wěn)健性，具體如下所示：

EPS

,

/P

,-1=

β

+

β

×

RET

,+

β

×

D

,+

β

×

RET

,×

D

,+

ε

,

(1)

其中，

EPS

,為公司

i

第

t

年披露的扣除非經(jīng)常性損益的基本每股收益。

P

,-1為公司

i

第

t

年4月最后一個交易日的收盤價。

RET

,為公司

i

第

t

年的年度累計超常股票收益率(從當年5月至次年4月)。

D

,為虛擬變量，當

RET

,<0時，取值為1，否則取值為0。在模型(1)中，

β

就代表了企業(yè)會計穩(wěn)健性水平。

CSCORE

,=

β

=

λ

+

λ

×

SIZE

,+

λ

×

M/B

,+

λ

×

LEV

,

(2)

其中，

SIZE

,為公司

i

第

t

年總資產(chǎn)的自然對數(shù)，

M/B

,為公司

i

第

t

年的市值賬面比，

LEV

,為公司

i

第

t

年的資產(chǎn)負債率。將公式(2)代入模型(1)中進行回歸，得到各個參數(shù)的估計值，再將這些參數(shù)帶回公式(2)，最后計算得出公司年度的會計穩(wěn)健性指數(shù)

CSCORE

。

CSCORE

的數(shù)值越大，企業(yè)會計穩(wěn)健性水平越高。

2.解釋變量

解釋變量為財務總監(jiān)與董秘兼任(

CFO

_

SEC

)。財務總監(jiān)與董秘兼任(

CFO

_

SEC

)為虛擬變量，經(jīng)手工處理數(shù)據(jù)后判斷，若公司

i

第

t

年由同一人擔任財務總監(jiān)與董秘兩個職位，則取值為1；否則取值為0。

3.控制變量

參照孫光國等(2014)、羅進輝等(2016)以及梁上坤等(2018)的研究，本文還控制了以下變量：盈利能力(

ROA

)、成長性(

GROWTH

)、董事會規(guī)模(

BOARD

)、獨立董事比例(

IDRATR

)、兩職合一(

DUAL

)、股權(quán)集中度(

TOP

1)、高質(zhì)量審計(

BIG

4)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(

SOE

)。同時為了控制年度特征和行業(yè)特征對上市公司會計穩(wěn)健性的影響，本文還加入了行業(yè)和年度虛擬變量。具體定義如表1所示。

表1 控制變量的定義與說明

(三)模型構(gòu)建

為了檢驗前文提出的假設，本文構(gòu)建回歸模型(3)進行OLS多元回歸分析：

CSCORE

,=

α

+

α

CFO

_

SEC

,+

α

ROA

,+

α

GROWTH

,+

α

BOARD

,+

α

IDRATE

,+

α

DUAL

,+

α

TOP

1,+

α

BIG

4,+

α

SOE

,+∑

IND

+∑

YEAR

+

ε

,

(3)

其中，

α

為截距項，

α

～

α

為各變量的回歸系數(shù)，

ε

,為隨機誤差項。本文主要檢驗財務總監(jiān)與董秘兼任和上市公司會計穩(wěn)健性的關(guān)系，若

CFO

_

SEC

的回歸系數(shù)

α

顯著為正，則支持假設，即財務總監(jiān)與董秘兼任能提高上市公司會計穩(wěn)健性。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2是變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，會計穩(wěn)健性(

CSCORE

)的均值為0.013，標準差為0.079，表明不同上市公司間會計穩(wěn)健性存在較大差異。財務總監(jiān)與董秘兼任(

CFO

_

SEC

)的均值為0.101，表明約有10.1%的樣本公司財務總監(jiān)和董秘由一人兼任。此外，盈利能力(

ROA

)、成長性(

GROWTH

)的均值分別為0.043和0.200，樣本公司整體盈利能力和發(fā)展能力較強；董事會規(guī)模(

BOARD

)平均為9人；獨立董事所占比例(

IDRATE

)約為37.0%；約有22.3%的樣本存在董事長和總經(jīng)理兩職合一(

DUAL

)的情況；股權(quán)集中度(

TOP

1)平均為35.9%，一股獨大的現(xiàn)象較為明顯；約有6.0%的樣本公司聘用“四大”會計師事務所；樣本中約有45.8%的樣本公司為國有上市公司。此外，本研究還對實證模型中的各變量進行了Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗，檢驗結(jié)果顯示絕大多數(shù)變量間相關(guān)系數(shù)的絕對值小于0.4，表明各變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)財務總監(jiān)與董秘兼任和會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果分析

表3 財務總監(jiān)與董秘兼任和會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

為了檢驗前文假設，本文進行

OLS

多元回歸分析，以控制其他因素可能對會計穩(wěn)健性的影響。表3第(1)列顯示了財務總監(jiān)與董秘兼任對上市公司會計穩(wěn)健性影響的回歸結(jié)果，CFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

005，且在1

%

的水平上顯著，表明財務總監(jiān)與董秘兼任能夠提高上市公司會計穩(wěn)健性，從而驗證了假設。此外，由于本文的樣本數(shù)據(jù)為面板結(jié)構(gòu)，可能存在行業(yè)間截面相關(guān)和時間序列自相關(guān)問題，因此本文進一步從行業(yè)和年度兩個層面對回歸分析得到的標準誤進行

cluster

處理。表3第(2)列顯示了控制行業(yè)和年度集聚效應的回歸結(jié)果，其中CFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

005，且在5

%

的水平上顯著，進一步驗證了假設?？梢钥吹?，ROA的回歸系數(shù)為負，且在1

%

水平上顯著，與孫光國等(2014)、羅進輝等(2016)的研究結(jié)果一致；TOP1的回歸系數(shù)在1

%

水平上顯著為負，與梁上坤等(2018)的研究吻合。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1

.PSM

為了緩解遺漏變量對回歸結(jié)果的影響，本文采用傾向得分匹配法(

PSM

)，借鑒汪蕓倩等(2019)的做法，以公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、盈利能力和股權(quán)集中度為匹配變量，對財務總監(jiān)與董秘兼任的樣本公司和財務總監(jiān)與董秘不兼任的樣本公司進行1∶1最近鄰匹配，匹配后的樣本總量為3278個。表4第(1)列顯示了匹配后樣本的回歸結(jié)果，CFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

005，且在5

%

的水平上顯著，說明在考慮遺漏變量的情況下，假設仍然成立。2

.

自變量滯后一期本文主要考察財務總監(jiān)與董秘兼任對上市公司會計穩(wěn)健性的影響，但回歸分析主要是對自變量和因變量之間的相關(guān)關(guān)系進行檢驗，因而可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。一方面，財務總監(jiān)與董秘兼任后有動力和能力提高上市公司會計穩(wěn)健性；另一方面，會計穩(wěn)健性高的上市公司也可能傾向于讓一人同時擔任財務總監(jiān)和董秘兩個職位。為了解決互為因果的內(nèi)生性問題，本文借鑒鐘宇翔等(2017)的做法，采取滯后一期的財務總監(jiān)與董秘兼任變量(LCFO_SEC)對模型重新進行回歸?；貧w結(jié)果如表4第(2)列所示，LCFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

005，且在1

%

的水平上顯著，與主回歸結(jié)果一致。這表明在考慮到財務總監(jiān)與董秘兼任和上市公司會計穩(wěn)健性存在互為因果的內(nèi)生性問題的情況下，主回歸結(jié)果依舊是穩(wěn)健的。3

.Heckman

兩階段模型為了解決樣本自選擇問題，本文采用

Heckman

兩階段法進行檢驗。

Heckman

第一階段的

Probit

模型中，本文借鑒汪蕓倩等(2019)的做法，以上市公司所在省同行業(yè)其他企業(yè)的財務總監(jiān)與董秘兼任比例的均值作為工具變量。利用第一階段的回歸結(jié)果計算出逆米爾斯比率(

IMR

)，然后將

IMR

代入第二階段的模型中進行擬合。表4第(3)列顯示了第二階段的回歸結(jié)果，

IMR

并不顯著，說明本文的研究樣本不存在明顯的自選擇問題。CFO_SEC的系數(shù)依然在1

%

的水平上顯著為正，表明在考慮樣本自選擇問題的前提下，本文關(guān)于財務總監(jiān)與董秘兼任能提高上市公司會計穩(wěn)健性的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表4 PSM、解釋變量滯后一期和Heckman兩階段模型的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4

.PSM

-

DID

為了進一步控制可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用雙重差分法進行穩(wěn)健性檢驗。實驗組為研究期間內(nèi)財務總監(jiān)與董秘不兼任變?yōu)樨攧湛偙O(jiān)與董秘兼任的樣本公司，對照組為研究期間內(nèi)財務總監(jiān)與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

)對實驗組和對照組進行1∶1最近鄰匹配，匹配后樣本總量為518個?？紤]到不同公司財務總監(jiān)與董秘開始兼任的時間不同，因此本文借鑒王雯嵐等(2020)的做法，構(gòu)建回歸模型(4)進行檢驗。

FCS

,+1=

α

+

α

TREAT

,+

α

TREAT

,×

POST

,+

α

ROA

,+

α

GROWTH

,+

α

BOARD

,+

α

IDRATE

,+

α

DUAL

,+

α

TOP

1,+

α

BIG

4,+

α

SOE

,+∑

IND

+∑

YEAR

+

ε

,

(4)

其中，考慮到財務總監(jiān)與董秘兼任對上市公司會計穩(wěn)健性的影響需要一定的時間，因此被解釋變量為下一期上市公司會計穩(wěn)健性(FCS)。解釋變量TREAT為財務總監(jiān)與董秘兼任虛擬變量，實驗組取值為1，對照組取值為0；POST為標記年度的虛擬變量，上市公司財務總監(jiān)與董秘兼任的年度取值為1，否則為0。本文關(guān)注的系數(shù)為α，衡量的是實驗組在財務總監(jiān)與董秘兼任前后上市公司會計穩(wěn)健性的變化相比于控制組上市公司會計穩(wěn)健性變化的差異。

表5第(1)列顯示了模型(4)的回歸結(jié)果。TREAT×POST的回歸系數(shù)為0

.

017，且在5

%

的水平上顯著，表明相對于財務總監(jiān)與董秘一直不兼任的上市公司而言，財務總監(jiān)與董秘兼任的上市公司會計穩(wěn)健性在財務總監(jiān)與董秘兼任之后得到顯著提高，進一步證實本文主回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。5

.

考慮會計準則的變動為了逐步與國際會計準則趨同，2014年財政部對《企業(yè)會計準則39號公允價值計量》等進行大規(guī)模修訂。公允價值計量準則的變化會對企業(yè)會計確認和計量產(chǎn)生重大影響，從而導致企業(yè)財務報告數(shù)據(jù)口徑存在差異(李賓 等，2017)，并且會在一定程度上對上市公司會計穩(wěn)健性的度量產(chǎn)生影響(周冬華 等，2019)。為了提高數(shù)據(jù)的一致性和可比性，本文將研究期間分為2007—2014年以及2015—2017年兩個時期，分別對財務總監(jiān)與董秘兼任和上市公司會計穩(wěn)健性的關(guān)系進行回歸。表5第(2)列顯示了2007年至2014年的回歸結(jié)果，CFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

004，且在5

%

的水平上顯著；第(3)列顯示了2015年至2017年的回歸結(jié)果，CFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

006，且在5

%

的水平上顯著。上述回歸結(jié)果與主回歸結(jié)果的回歸系數(shù)和顯著性水平十分接近，表明2014年會計準則大規(guī)模變動對本文研究結(jié)論并未產(chǎn)生重大影響，進一步證實主回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 PSM-DID和考慮會計準則變動的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、作用機制分析

本文進一步考察財務總監(jiān)與董秘兼任提高上市公司會計穩(wěn)健性的作用機制。具體地，本文從能力和動力兩個方面進行檢驗。就能力而言，財務總監(jiān)與董秘兼任后具備財務專長和溝通專長，同時又擁有更大的權(quán)力，從而有能力提高上市公司會計穩(wěn)健性。鑒于不同兼任類型具備的專長不同，本文進一步對兼任類型進行檢驗。就動力而言，財務總監(jiān)與董秘兼任后面臨更大的信息違規(guī)處罰風險，具備更強的風險規(guī)避意識，從而更有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。為此，本文對法律制度環(huán)境、分析師跟蹤人數(shù)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)三種情境進行檢驗。

(一)兼任類型

高管在某一領(lǐng)域的長期任職經(jīng)歷會使其具備該領(lǐng)域的專業(yè)知識和選擇性認知(

Hitt

et

al

，1991)。財務總監(jiān)作為財務負責人，參與財務決策以及財務報告的編制等，具備財務專長；董秘作為信息發(fā)布者，負責信息披露、投資者關(guān)系管理以及與監(jiān)管部門溝通等，具備溝通專長。鑒于財務總監(jiān)與董秘所具備專長的不同，本文將財務總監(jiān)與董秘兼任進一步區(qū)分為財務總監(jiān)兼任董秘(CFO_SEC1)、董秘兼任財務總監(jiān)(CFO_SEC2)以及財務總監(jiān)和董秘同時由一人擔職(CFO_SEC3)三種類型。其中，財務總監(jiān)兼任董秘具備財務專長，董秘兼任財務總監(jiān)具備溝通專長，財務總監(jiān)和董秘同時由一人擔職具備財務專長和溝通專長。本文分別對上述三種兼任類型與上市公司會計穩(wěn)健性進行回歸，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6第(1)列顯示了財務總監(jiān)兼任董秘與上市公司會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果，CFO_SEC1的系數(shù)為0

.

004，且在5

%

的水平上顯著，表明財務總監(jiān)兼任董秘能夠提高上市公司會計穩(wěn)健性；第(2)列顯示了董秘兼任財務總監(jiān)與上市公司會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果，CFO_SEC2的系數(shù)不顯著，表明董秘兼任財務總監(jiān)對上市公司會計穩(wěn)健性并無顯著影響；第(3)列顯示了財務總監(jiān)和董秘同時由一人擔職與上市公司會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果，CFO_SEC3的系數(shù)為0

.

007，且在1

%

的水平上顯著，表明財務總監(jiān)和董秘同時由一人擔職能夠提高上市公司會計穩(wěn)健性；第(4)列顯示了上述三種兼任類型同時進行回歸的結(jié)果，CFO_SEC1、CFO_SEC2、CFO_SEC3的回歸系數(shù)及顯著性與單獨回歸一致。上述三種兼任類型都同時具備財務總監(jiān)和董秘兩個職位的權(quán)力，但只有財務總監(jiān)兼任董秘、財務總監(jiān)與董秘同時由一人任職兩種類型才能提高上市公司會計穩(wěn)健性。上述結(jié)果進一步證實，會計穩(wěn)健性水平的提高對高管的能力有所要求，在具備相應權(quán)力的基礎上，財務總監(jiān)與董秘兼任后只有具備財務專長，才能提高上市公司會計穩(wěn)健性。

表6 財務總監(jiān)與董秘不同兼任類型和會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

(二)法律制度環(huán)境

正如前文所述，財務總監(jiān)與董秘兼任后，雙重身份導致其面臨的信息違規(guī)處罰風險顯著增強，因此有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。已有研究表明，公司所在地的法律制度環(huán)境能影響管理層所面臨的信息違規(guī)處罰風險，從而影響其戰(zhàn)略選擇和戰(zhàn)略決策(

Chang

et

al

，2006；梁上坤 等，2018)。就法律制度環(huán)境而言，若公司所在地位于較高水平的法律制度環(huán)境中，股東、債權(quán)人等利益相關(guān)者的權(quán)益能夠更好地得到保護，此時隱瞞壞消息等行為將會使管理層面臨更高的處罰風險。在此情境下，財務總監(jiān)與董秘兼任后的風險規(guī)避意識會更強，因此往往會采取更加穩(wěn)健的會計政策。本文采用王小魯?shù)?2019)計算的市場化指數(shù)分項指標——法律環(huán)境指數(shù)衡量地區(qū)的法律制度環(huán)境，法律環(huán)境指數(shù)越大，地區(qū)法律制度環(huán)境越好。根據(jù)高于或低于年度行業(yè)中位數(shù)，本文將全樣本分為地區(qū)法律制度環(huán)境好組、地區(qū)法律制度環(huán)境差組，依據(jù)分組進行進一步回歸。表7列示了分組回歸結(jié)果，第(1)列法律制度環(huán)境好組，CFO_SEC的系數(shù)為0

.

006，且在1

%

的水平上顯著；第(2)列法律制度環(huán)境差組，CFO_SEC的系數(shù)為0

.

003，但不顯著。這表明相較于法律制度環(huán)境差的地區(qū)，在法律制度環(huán)境好的地區(qū)，財務總監(jiān)與董秘兼任后面臨的風險更高，因此更有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。

表7 財務總監(jiān)與董秘兼任、法律制度環(huán)境與會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

(三)分析師跟蹤

財務分析師作為上市公司與資本市場間的重要信息中介，其信息搜索與解讀活動是企業(yè)各外部利益相關(guān)者獲取上市公司信息的重要途徑之一(魏志華 等，2020)。財務分析師通過到企業(yè)實地調(diào)研、與管理層討論等途徑獲取一些非公開信息，此外還可以采用專業(yè)分析技術(shù)將復雜的會計信息轉(zhuǎn)化為非專業(yè)投資者所能理解的通俗易懂的信息(

Chang

et

al

，2006)。因此，分析師跟蹤人數(shù)越多的企業(yè)，其內(nèi)外部信息不對稱程度越低(姜付秀 等，2016)。在公司有較多分析師跟蹤的情形下，隱瞞壞消息、虛增利潤等行為更容易被分析師識別，從而導致管理層面臨更高的信息違規(guī)處罰風險。此時，財務總監(jiān)與董秘兼任后會更加謹慎，更傾向于采用較為穩(wěn)健的會計政策。根據(jù)高于或低于年度行業(yè)中位數(shù)，本文將全樣本分為分析師跟蹤人數(shù)多組、分析師跟蹤人數(shù)少組，根據(jù)分組進行進一步回歸分析。表8列示了分組回歸結(jié)果，第(1)列分析師跟蹤人數(shù)多組，CFO_SEC的系數(shù)為0

.

007，且在1

%

水平上顯著；第(2)列分析師跟蹤人數(shù)少組，CFO_SEC的系數(shù)為0

.

001，但不顯著?；貧w結(jié)果表明，在分析師跟蹤人數(shù)多的情形下，隱藏壞消息等行為更易被發(fā)現(xiàn)，因此財務總監(jiān)與董秘兼任后更有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。

表8 財務總監(jiān)與董秘兼任、分析師跟蹤人數(shù)與會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

(四)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

在我國特殊的制度背景下，國有企業(yè)和非國有企業(yè)間存在較大差別。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)在我國往往享有“父愛效應”，更容易獲得政府部門的支持，能夠更好地與相關(guān)司法行政部門溝通，從而降低其所面臨的法律訴訟風險和違規(guī)處罰成本等(杜興強 等，2009)。這表明與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)中的財務總監(jiān)與董秘兼任后面臨著更大的信息違規(guī)處罰風險，因而更有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，本文將全樣本分為國有企業(yè)組、非國有企業(yè)組，并進行分組回歸。表9第(1)列國有企業(yè)組，CFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

003，但不顯著，表明國有企業(yè)中財務總監(jiān)與董秘兼任對上市公司會計穩(wěn)健性沒有顯著影響；第(2)列非國有企業(yè)組，CFO_SEC的回歸系數(shù)為0

.

005，且在1

%

的水平上顯著，表明非國有企業(yè)中財務總監(jiān)與董秘兼任能夠顯著提高上市公司會計穩(wěn)健性。上述結(jié)果進一步證實，與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)中財務總監(jiān)與董秘兼任有更強的動力規(guī)避信息違規(guī)處罰風險，從而提升上市公司會計穩(wěn)健性。

表9 財務總監(jiān)與董秘兼任、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和會計穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

本文基于2007—2017年滬深

A

股上市公司19536個觀測樣本，實證檢驗了財務總監(jiān)與董秘兼任對上市公司會計穩(wěn)健性的影響。研究發(fā)現(xiàn)，財務總監(jiān)與董秘兼任能夠提高上市公司會計穩(wěn)健性。進一步區(qū)分兼任類型后發(fā)現(xiàn)，相較于董秘兼任財務總監(jiān)，財務總監(jiān)兼任董秘、財務總監(jiān)與董秘同時由一人擔職這兩種兼任類型更有能力提高上市公司會計穩(wěn)健性。區(qū)分法律制度環(huán)境、分析師跟蹤人數(shù)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，公司所在地法律制度環(huán)境好、分析師跟蹤人數(shù)多的上市公司以及非國有企業(yè)中，財務總監(jiān)與董秘兼任后有更大的動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。根據(jù)上述發(fā)現(xiàn)，本文得到以下結(jié)論：(1)會計穩(wěn)健性水平的提高對高管能力有所要求，財務總監(jiān)與董秘兼任后只有具備財務專長，才有能力提高上市公司會計穩(wěn)健性；(2)財務總監(jiān)與董秘兼任實現(xiàn)二者職位和權(quán)力有機結(jié)合的同時，也增加了信息違規(guī)處罰風險，因而有動力提高上市公司會計穩(wěn)健性。

(二)政策建議

基于以上結(jié)論，為完善我國公司治理，提高會計信息質(zhì)量，助力我國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，提出以下建議：(1)對監(jiān)管部門而言，首先，應充分認識到財務總監(jiān)與董秘兼任這一內(nèi)部公司治理安排的重要性，繼續(xù)出臺相關(guān)政策鼓勵上市公司財務總監(jiān)和董秘兩個職位由一人擔任；其次，要進一步完善法律制度環(huán)境，加大證券法律法規(guī)的執(zhí)行力度，嚴厲懲治虛增利潤、隱瞞壞消息等違法亂紀行為，增加上市公司違規(guī)成本；最后，還應定期培訓財務總監(jiān)和董秘，增強其財務專業(yè)能力，同時還應對財務總監(jiān)和董秘開展違規(guī)案例專題警示教育，增強其風險規(guī)避意識。(2)對上市公司而言，首先，應重視財務總監(jiān)與董秘兼任在公司治理中發(fā)揮的重要作用，積極響應相關(guān)部門出臺的政策，在職務安排中讓財務總監(jiān)和董秘兩個職位由一人擔任；其次，在人員選聘中，應選拔具有財務專長的人員同時擔任財務總監(jiān)和董秘兩個職位，以便更好地履行相關(guān)職責。(3)對投資者、債權(quán)人等利益相關(guān)者而言，應重視上市公司財務總監(jiān)與董秘兼任傳達出的積極信號，并據(jù)此做出合理的投資決策。