财务总监与董秘兼任能提高上市公司会计稳健性吗？

路军伟，王甜甜

一、引 言

会计稳健性是关于会计盈余确认和计量的一项重要原则。Basu(1997)认为会计稳健性是指在财务报告中确认“好消息”比“坏消息”需要更多的保证。作为财务报告的一项重要质量特征，会计稳健性能够有效约束管理层的机会主义行为，降低企业内外部信息不对称程度，保护投资者的合法权益，促进资本市场有效运行(Ball et al，2000；张兆国 等，2012)。然而，我国资本市场上会计舞弊现象频发似乎意味着上市公司会计稳健性水平堪忧。证监会发布的《2018年上市公司年报会计监管报告》明确指出，上市公司年报中普遍存在提前确认收入以及延后确认损失的问题，会计稳健性水平较低。因此，研究如何有效提高上市公司会计稳健性、提升会计信息质量，有着重要的理论和现实意义。

企业是一组契约的集合(Jensen et al，1976)，各缔约方都会对企业会计稳健性水平产生影响(Basu，1997)。相较于股东、债权人等利益相关者，管理层掌握控制权，主导会计政策选择，同时负责会计信息的生产和披露，因此能够对企业会计稳健性水平施加重大影响(周冬华 等，2019)。在我国公司高管的职责安排中，董事会秘书负责信息披露、投资者关系管理等事宜，并不参与公司的日常经营。为了使董秘更好地履行职责，发挥职位作用，我国相关政策便鼓励上市公司的董秘由财务总监等具有实质管理职权的高管担任。在相关政策的指引下，财务总监与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%。在西方国家，公司秘书主要负责会议的筹备以及相关资料的保管，信息披露事宜通常由总经理或财务总监负责(Wang et al，2019)。可见，财务总监与董秘兼任是我国本土化下的特殊公司治理制度安排。

目前，学术界对于财务总监与董秘兼任影响效应的研究已初步证实其对资本市场效率具有提升作用，比如提高企业的盈余价值相关性、改善财务报告质量和信息披露质量、抑制内部人交易以及降低股价崩盘风险等(毛新述 等，2013；扶青 等，2015；彭情 等，2018；路军伟 等，2019；姚振晔 等，2019)。然而也有学者研究发现，财务总监与董秘兼任的企业其操控性应计盈余管理程度更高(汪芸倩 等，2019)。可见，现有研究关于财务总监与董秘兼任的经济后果尚未形成一致性结论，且尚未有文献深入研究财务总监与董秘兼任对上市公司会计稳健性的影响。那么，财务总监与董秘兼任能够提高包含会计稳健性在内的会计信息质量吗？理论上说，财务总监与董秘兼任后，同时具备财务专长和沟通专长，能够更容易地履行职责，因而有能力提高上市公司会计稳健性。此外，财务总监与董秘兼任后，双重身份使其面临更大的信息违规处罚风险，因而有动力提高上市公司会计稳健性。可见，财务总监与董秘兼任后既有能力又有动力提高上市公司会计稳健性。

本文可能的贡献主要有四点：第一，从财务总监与董秘兼任的视角，研究二者兼任对上市公司会计稳健性的影响，丰富了上市公司会计稳健性影响因素的相关研究。第二，研究发现财务总监与董秘兼任能够提高上市公司会计稳健性，从某种意义上可以合理推断二者兼任通过提高包含会计稳健性在内的会计信息质量从而提升了资本市场效率，拓展了财务总监与董秘兼任的经济后果研究。第三，将财务总监与董秘兼任进一步细分为财务总监兼任董秘、董秘兼任财务总监以及财务总监与董秘同时由一人担职三种兼任类型，且发现三种兼任类型对会计稳健性的影响有所差异，为高管兼任的相关研究提供了新的思路。第四，机制检验发现财务总监与董秘兼任后具备的财务专长使其更有能力提高会计稳健性，二者兼任后具有更强的风险规避意识，使其更有动力提高会计稳健性，丰富了财务总监与董秘兼任影响会计信息质量的作用机制研究。

二、文献综述与假设提出

(一)文献综述

1.财务总监与董秘兼任的经济后果

2005年修订的《中华人民共和国公司法》首次明确规定，董事会秘书是我国上市公司信息披露的法定负责人。然而在实践中，董秘并不参与上市公司的日常经营，其职责的有效履行受到很大限制(卜君 等，2018)。为了便于董秘更好地履行职责，发挥职位作用，我国陆续出台上市公司规范运作指引等相关政策，鼓励董秘由财务总监等具有实质管理职权的高管担任。在监管政策的指引下，财务总监与董秘兼任的上市公司所占比例逐年增加，学者们也开始关注二者兼任所带来的经济后果。毛新述等(2013)从资本市场效率角度检验财务总监与董秘兼任的经济后果，发现相比于其他公司，财务总监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，初步证实了财务总监与董秘兼任在资本市场中的积极作用。扶青等(2015)用深交所公布的信息披露考评等级度量上市公司信息披露质量，发现财务总监与董秘兼任能够充分发挥二者在信息披露方面的优势，更有效地披露上市公司信息，从而提高上市公司信息披露质量。在此基础上，彭情等(2018)进一步研究证明财务总监与董秘兼任能够从信息沟通和风险规避两个方面提高上市公司信息披露质量，从而降低股价崩盘风险。此外，姚振晔等(2019)从内部人交易的视角检验财务总监与董秘兼任的经济后果，发现二者兼任能够降低企业内外部信息不对称程度，从而抑制内部人交易的获利能力。路军伟等(2019)则将财报质量细分为形式质量和实质质量，发现二者兼任在提高财报形式质量的同时，也部分提高了财报实质质量。然而，汪芸倩等(2019)研究发现财务总监与董秘兼任会弱化公司内部监督，使其有更大的空间进行操控性应计盈余管理。

综上可知，现有文献关于财务总监与董秘兼任所带来的经济后果(特别是对信息质量的影响)尚未形成一致性结论；并且现有文献主要从盈余价值相关性、股价崩盘风险等角度研究财务总监与董秘兼任对资本市场效率的影响，鲜有文献对相关作用机制进行深入研究。因此，本文研究财务总监与董秘兼任对上市公司会计稳健性的影响，不但可以在理论上完善二者兼任的经济后果研究，而且也能丰富二者兼任对资本市场效率影响的潜在路径研究。

2.高管特征与会计稳健性

在现代企业所有权和控制权相分离的情形下，管理层掌握控制权，主导企业会计政策选择以及会计信息生产和披露，能够对上市公司会计稳健性施加重大影响(周冬华 等，2019)。目前，学者们已对管理层特征和上市公司会计稳健性的关系展开了深入研究。张兆国等(2011)发现管理者团队的年龄、任期和学历均会对会计稳健性水平产生正向影响，此外与男性高管相比，女性高管更加谨慎，因此女性高管占比高的企业其会计稳健性也越高。然而刘丽珑等(2015)以我国民营企业上市公司为研究对象，发现女性董事往往顺从、无主见，因而会迎合男性董事为谋取私利而降低会计稳健性，同时因民营上市公司女性董事通常具备政治联系，从而降低了债权人对上市公司会计稳健性的需求。以上文献是从管理层显性特征的角度进行研究，此外还有学者从管理层隐性特征的角度展开研究，发现过度自信的管理层往往会高估项目的未来盈利能力，低估公司面临的风险，从而采取稳健性较低的会计政策(Ahmed et al，2013；孟祥展 等，2015)。

上述研究通常将管理层界定为董事长、总经理、副总经理、财务总监等高级管理人员，且往往将管理层视为同质化。然而，高阶梯队理论指出，高管的背景特征会影响其战略选择和战略决策，进而对企业行为产生影响(Hambrick et al，1984)。因此，大量学者开始研究特定高管对上市公司会计稳健性的影响。董事长往往对公司各项决策有着重要影响。张兆国等(2011)研究发现，董事长的年龄、任期和学历都能提高会计稳健性，但男性董事长以及具备专业背景的董事长通常会选择稳健性较低的会计政策。周冬华等(2019)进一步研究发现，拥有上山下乡经历的知青董事长往往具备较强的风险规避意识，因而倾向于采用稳健性较强的会计政策。总经理作为首席执行官，对企业的会计政策选择等内部决策有着重要影响。与男性相比，女性总经理具有更强的风险规避意识和更高的道德水准，因而其所在企业的会计稳健性水平更高(Ho et al，2015)。受声誉机制和个人收益的影响，总经理的任期与会计稳健性呈倒U型关系(任汝娟 等，2016)。Chen等(2018)进一步发现，为了获取个人私利，总经理在离职之前往往会进行向上的盈余管理，降低财务报告的会计稳健性。此外，Wang等(2018)以养老金和递延薪酬度量内部债务，发现总经理持有内部债务的增加能够降低债权人对上市公司会计稳健性的要求。财务总监作为财务负责人，参与财务决策以及财务报告的编制，能够直接影响上市公司会计稳健性。GE等(2011)发现，年龄越大的财务总监越倾向于采取稳健的会计政策，而具备专业背景的财务总监则倾向于采取激进的会计政策。Ham等(2017)发现财务总监自恋程度越高，上市公司会计稳健性越低。与男性相比，女性财务总监所在企业的会计稳健性更高(Francis et al，2015)。随着个人法律诉讼风险和权力的增加，财务总监有动力和能力采取更加稳健的会计政策(刘永丽，2015；Levy et al，2018)。

综合上述研究可以发现，现有关于高管特征和上市公司会计稳健性的文献主要从显性和隐性特征方面进行多角度研究，但是尚未得到一致性结论。尽管如此，上述文献大部分都是从能力和动力两个方面研究高管特征对上市公司会计稳健性的影响，也即相关研究认为高管能力和动力是影响其所在企业会计稳健性的重要因素。

(二)假设提出

财务总监作为会计信息生产者，具备财务专长，参与公司日常经营管理、财务决策以及财务报告的编制等；董秘作为会计信息发布者，具备沟通专长，负责信息披露、投资者关系管理以及与监管部门沟通等事宜，熟知上市公司信息披露的监管规则和技巧等。财务总监与董秘兼任可以实现二者职能的有机结合，集会计信息生产和发布于一身，从而能够对包含会计稳健性在内的会计信息质量施加重大影响。

首先，财务总监与董秘兼任同时具备财务专长和沟通专长，此外，二者权力实现了有机结合，因此有能力提高上市公司的会计稳健性水平。会计稳健性作为关于企业会计盈余确认和计量的重要原则之一，是一项专业性很强的会计政策选择活动(韩静 等，2014)。Hitt等(1991)指出，高管在某一领域长期任职会使其具备该领域的专业知识和选择性认知，从而能够更容易、更有效地关注和解读该领域的信息。财务总监作为财务负责人，长期从事会计相关工作使其具备财务专长，知道采用何种会计政策、如何进行财务报告等以提高上市公司会计稳健性水平(Geiger et al，2006；邓川 等，2017)。董秘作为信息发布者，长期负责信息披露、投资者关系管理以及与监管部门沟通等事宜，具备沟通专长，知道如何进行信息披露等以提高上市公司会计稳健性水平。财务总监与董秘作为公司高级管理人员，二者兼任不仅可以获取财务总监具备的财务专长，同时也可以获取董秘具备的沟通专长，因而有能力提高上市公司会计稳健性水平。此外，财务总监与董秘兼任后，同时拥有财务总监和董秘两个职位的权力，在有关会计政策选择的博弈中拥有更大的话语权，从而更有能力提高上市公司的会计稳健性水平。

其次，财务总监与董秘兼任后面临更大的信息违规处罚风险，具备更强的风险规避意识，因而有动力提高上市公司的会计稳健性水平。2019年修订的《中华人民共和国证券法》第一百九十七条明确规定，信息披露义务人报送的报告或者披露的信息有虚假记载、误导性陈述或者重大遗漏的，对直接负责的主管人员和其他直接责任人员给予警告，并处以五十万元以上五百万元以下的罚款。此外，我国《上市公司信息披露管理办法》明确规定，财务总监作为财务报告的签字人，要对财务报告的真实性、准确性和完整性等承担主要责任。董事会秘书作为上市公司信息发布者，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(彭情 等，2018)。獐子岛将2016年6159万元的成本推延至2017年确认，中国证监会于2019年7月9日对其财务总监和董秘同时处以30万元顶格处罚并5年证券市场禁入。可见，财务总监和董秘都要为上市公司信息违规行为负责。因此，财务总监与董秘兼任后，双重身份导致其面临的信息违规处罚风险显著增大，从而往往具备更强的风险规避意识。财务总监的风险偏好是上市公司会计政策选择的关键影响因素(Chava et al，2010)，且对风险更加敏感的高管倾向于提前披露坏消息(Skinner，1994)。因此，财务总监与董秘兼任后为了规避信息违规处罚风险，有动力选择更加稳健的会计政策，提前披露坏消息，提高上市公司会计稳健性水平。

基于上述分析，本文提出假设：财务总监与董秘兼任能提高上市公司会计稳健性。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2007—2017年沪深两市A股上市公司为初始研究样本。在初始研究样本的基础上，本文进行以下处理：(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IPO当年的观测样本；(4)剔除主要变量缺失的观测样本。经过上述处理，本文最终得到19536个有效观测样本。为了降低异常值对回归结果的影响，本文对所有的连续型变量进行了1%和99%分位上的缩尾处理。本文所用数据均来源于国泰安(CSMAR)数据库和万得(WIND)数据库，其中财务总监与董秘兼任数据是在国泰安(CSMAR)数据库的基础上手工整理得到。

(二)变量定义

1.被解释变量

被解释变量为会计稳健性(

CSCORE

)。本文借鉴Khan等(2009)提出的信息确认及时性不对称模型(K-W模型)来度量会计稳健性，具体如下所示：

EPS

,

/P

,-1=

β

+

β

×

RET

,+

β

×

D

,+

β

×

RET

,×

D

,+

ε

,

(1)

其中，

EPS

,为公司

i

第

t

年披露的扣除非经常性损益的基本每股收益。

P

,-1为公司

i

第

t

年4月最后一个交易日的收盘价。

RET

,为公司

i

第

t

年的年度累计超常股票收益率(从当年5月至次年4月)。

D

,为虚拟变量，当

RET

,<0时，取值为1，否则取值为0。在模型(1)中，

β

就代表了企业会计稳健性水平。

CSCORE

,=

β

=

λ

+

λ

×

SIZE

,+

λ

×

M/B

,+

λ

×

LEV

,

(2)

其中，

SIZE

,为公司

i

第

t

年总资产的自然对数，

M/B

,为公司

i

第

t

年的市值账面比，

LEV

,为公司

i

第

t

年的资产负债率。将公式(2)代入模型(1)中进行回归，得到各个参数的估计值，再将这些参数带回公式(2)，最后计算得出公司年度的会计稳健性指数

CSCORE

。

CSCORE

的数值越大，企业会计稳健性水平越高。

2.解释变量

解释变量为财务总监与董秘兼任(

CFO

_

SEC

)。财务总监与董秘兼任(

CFO

_

SEC

)为虚拟变量，经手工处理数据后判断，若公司

i

第

t

年由同一人担任财务总监与董秘两个职位，则取值为1；否则取值为0。

3.控制变量

参照孙光国等(2014)、罗进辉等(2016)以及梁上坤等(2018)的研究，本文还控制了以下变量：盈利能力(

ROA

)、成长性(

GROWTH

)、董事会规模(

BOARD

)、独立董事比例(

IDRATR

)、两职合一(

DUAL

)、股权集中度(

TOP

1)、高质量审计(

BIG

4)、产权性质(

SOE

)。同时为了控制年度特征和行业特征对上市公司会计稳健性的影响，本文还加入了行业和年度虚拟变量。具体定义如表1所示。

表1 控制变量的定义与说明

(三)模型构建

为了检验前文提出的假设，本文构建回归模型(3)进行OLS多元回归分析：

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

为截距项，

α

～

α

为各变量的回归系数，

ε

,为随机误差项。本文主要检验财务总监与董秘兼任和上市公司会计稳健性的关系，若

CFO

_

SEC

的回归系数

α

显著为正，则支持假设，即财务总监与董秘兼任能提高上市公司会计稳健性。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

表2是变量的描述性统计结果。由表2可知，会计稳健性(

CSCORE

)的均值为0.013，标准差为0.079，表明不同上市公司间会计稳健性存在较大差异。财务总监与董秘兼任(

CFO

_

SEC

)的均值为0.101，表明约有10.1%的样本公司财务总监和董秘由一人兼任。此外，盈利能力(

ROA

)、成长性(

GROWTH

)的均值分别为0.043和0.200，样本公司整体盈利能力和发展能力较强；董事会规模(

BOARD

)平均为9人；独立董事所占比例(

IDRATE

)约为37.0%；约有22.3%的样本存在董事长和总经理两职合一(

DUAL

)的情况；股权集中度(

TOP

1)平均为35.9%，一股独大的现象较为明显；约有6.0%的样本公司聘用“四大”会计师事务所；样本中约有45.8%的样本公司为国有上市公司。此外，本研究还对实证模型中的各变量进行了Pearson相关系数检验，检验结果显示绝大多数变量间相关系数的绝对值小于0.4，表明各变量间不存在严重的多重共线性问题。

表2 主要变量的描述性统计

(二)财务总监与董秘兼任和会计稳健性的回归结果分析

表3 财务总监与董秘兼任和会计稳健性的回归结果

为了检验前文假设，本文进行

OLS

多元回归分析，以控制其他因素可能对会计稳健性的影响。表3第(1)列显示了财务总监与董秘兼任对上市公司会计稳健性影响的回归结果，CFO_SEC的回归系数为0

.

005，且在1

%

的水平上显著，表明财务总监与董秘兼任能够提高上市公司会计稳健性，从而验证了假设。此外，由于本文的样本数据为面板结构，可能存在行业间截面相关和时间序列自相关问题，因此本文进一步从行业和年度两个层面对回归分析得到的标准误进行

cluster

处理。表3第(2)列显示了控制行业和年度集聚效应的回归结果，其中CFO_SEC的回归系数为0

.

005，且在5

%

的水平上显著，进一步验证了假设。可以看到，ROA的回归系数为负，且在1

%

水平上显著，与孙光国等(2014)、罗进辉等(2016)的研究结果一致；TOP1的回归系数在1

%

水平上显著为负，与梁上坤等(2018)的研究吻合。

(三)稳健性检验

1

.PSM

为了缓解遗漏变量对回归结果的影响，本文采用倾向得分匹配法(

PSM

)，借鉴汪芸倩等(2019)的做法，以公司规模、资产负债率、盈利能力和股权集中度为匹配变量，对财务总监与董秘兼任的样本公司和财务总监与董秘不兼任的样本公司进行1∶1最近邻匹配，匹配后的样本总量为3278个。表4第(1)列显示了匹配后样本的回归结果，CFO_SEC的回归系数为0

.

005，且在5

%

的水平上显著，说明在考虑遗漏变量的情况下，假设仍然成立。2

.

自变量滞后一期本文主要考察财务总监与董秘兼任对上市公司会计稳健性的影响，但回归分析主要是对自变量和因变量之间的相关关系进行检验，因而可能存在互为因果的内生性问题。一方面，财务总监与董秘兼任后有动力和能力提高上市公司会计稳健性；另一方面，会计稳健性高的上市公司也可能倾向于让一人同时担任财务总监和董秘两个职位。为了解决互为因果的内生性问题，本文借鉴钟宇翔等(2017)的做法，采取滞后一期的财务总监与董秘兼任变量(LCFO_SEC)对模型重新进行回归。回归结果如表4第(2)列所示，LCFO_SEC的回归系数为0

.

005，且在1

%

的水平上显著，与主回归结果一致。这表明在考虑到财务总监与董秘兼任和上市公司会计稳健性存在互为因果的内生性问题的情况下，主回归结果依旧是稳健的。3

.Heckman

两阶段模型为了解决样本自选择问题，本文采用

Heckman

两阶段法进行检验。

Heckman

第一阶段的

Probit

模型中，本文借鉴汪芸倩等(2019)的做法，以上市公司所在省同行业其他企业的财务总监与董秘兼任比例的均值作为工具变量。利用第一阶段的回归结果计算出逆米尔斯比率(

IMR

)，然后将

IMR

代入第二阶段的模型中进行拟合。表4第(3)列显示了第二阶段的回归结果，

IMR

并不显著，说明本文的研究样本不存在明显的自选择问题。CFO_SEC的系数依然在1

%

的水平上显著为正，表明在考虑样本自选择问题的前提下，本文关于财务总监与董秘兼任能提高上市公司会计稳健性的结论依旧稳健。

表4 PSM、解释变量滞后一期和Heckman两阶段模型的稳健性检验结果

4

.PSM

-

DID

为了进一步控制可能存在的内生性问题，本文采用双重差分法进行稳健性检验。实验组为研究期间内财务总监与董秘不兼任变为财务总监与董秘兼任的样本公司，对照组为研究期间内财务总监与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

)对实验组和对照组进行1∶1最近邻匹配，匹配后样本总量为518个。考虑到不同公司财务总监与董秘开始兼任的时间不同，因此本文借鉴王雯岚等(2020)的做法，构建回归模型(4)进行检验。

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，考虑到财务总监与董秘兼任对上市公司会计稳健性的影响需要一定的时间，因此被解释变量为下一期上市公司会计稳健性(FCS)。解释变量TREAT为财务总监与董秘兼任虚拟变量，实验组取值为1，对照组取值为0；POST为标记年度的虚拟变量，上市公司财务总监与董秘兼任的年度取值为1，否则为0。本文关注的系数为α，衡量的是实验组在财务总监与董秘兼任前后上市公司会计稳健性的变化相比于控制组上市公司会计稳健性变化的差异。

表5第(1)列显示了模型(4)的回归结果。TREAT×POST的回归系数为0

.

017，且在5

%

的水平上显著，表明相对于财务总监与董秘一直不兼任的上市公司而言，财务总监与董秘兼任的上市公司会计稳健性在财务总监与董秘兼任之后得到显著提高，进一步证实本文主回归结果是稳健的。5

.

考虑会计准则的变动为了逐步与国际会计准则趋同，2014年财政部对《企业会计准则39号公允价值计量》等进行大规模修订。公允价值计量准则的变化会对企业会计确认和计量产生重大影响，从而导致企业财务报告数据口径存在差异(李宾 等，2017)，并且会在一定程度上对上市公司会计稳健性的度量产生影响(周冬华 等，2019)。为了提高数据的一致性和可比性，本文将研究期间分为2007—2014年以及2015—2017年两个时期，分别对财务总监与董秘兼任和上市公司会计稳健性的关系进行回归。表5第(2)列显示了2007年至2014年的回归结果，CFO_SEC的回归系数为0

.

004，且在5

%

的水平上显著；第(3)列显示了2015年至2017年的回归结果，CFO_SEC的回归系数为0

.

006，且在5

%

的水平上显著。上述回归结果与主回归结果的回归系数和显著性水平十分接近，表明2014年会计准则大规模变动对本文研究结论并未产生重大影响，进一步证实主回归结果是稳健的。

表5 PSM-DID和考虑会计准则变动的稳健性检验结果

五、作用机制分析

本文进一步考察财务总监与董秘兼任提高上市公司会计稳健性的作用机制。具体地，本文从能力和动力两个方面进行检验。就能力而言，财务总监与董秘兼任后具备财务专长和沟通专长，同时又拥有更大的权力，从而有能力提高上市公司会计稳健性。鉴于不同兼任类型具备的专长不同，本文进一步对兼任类型进行检验。就动力而言，财务总监与董秘兼任后面临更大的信息违规处罚风险，具备更强的风险规避意识，从而更有动力提高上市公司会计稳健性。为此，本文对法律制度环境、分析师跟踪人数和产权性质三种情境进行检验。

(一)兼任类型

高管在某一领域的长期任职经历会使其具备该领域的专业知识和选择性认知(

Hitt

et

al

，1991)。财务总监作为财务负责人，参与财务决策以及财务报告的编制等，具备财务专长；董秘作为信息发布者，负责信息披露、投资者关系管理以及与监管部门沟通等，具备沟通专长。鉴于财务总监与董秘所具备专长的不同，本文将财务总监与董秘兼任进一步区分为财务总监兼任董秘(CFO_SEC1)、董秘兼任财务总监(CFO_SEC2)以及财务总监和董秘同时由一人担职(CFO_SEC3)三种类型。其中，财务总监兼任董秘具备财务专长，董秘兼任财务总监具备沟通专长，财务总监和董秘同时由一人担职具备财务专长和沟通专长。本文分别对上述三种兼任类型与上市公司会计稳健性进行回归，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6第(1)列显示了财务总监兼任董秘与上市公司会计稳健性的回归结果，CFO_SEC1的系数为0

.

004，且在5

%

的水平上显著，表明财务总监兼任董秘能够提高上市公司会计稳健性；第(2)列显示了董秘兼任财务总监与上市公司会计稳健性的回归结果，CFO_SEC2的系数不显著，表明董秘兼任财务总监对上市公司会计稳健性并无显著影响；第(3)列显示了财务总监和董秘同时由一人担职与上市公司会计稳健性的回归结果，CFO_SEC3的系数为0

.

007，且在1

%

的水平上显著，表明财务总监和董秘同时由一人担职能够提高上市公司会计稳健性；第(4)列显示了上述三种兼任类型同时进行回归的结果，CFO_SEC1、CFO_SEC2、CFO_SEC3的回归系数及显著性与单独回归一致。上述三种兼任类型都同时具备财务总监和董秘两个职位的权力，但只有财务总监兼任董秘、财务总监与董秘同时由一人任职两种类型才能提高上市公司会计稳健性。上述结果进一步证实，会计稳健性水平的提高对高管的能力有所要求，在具备相应权力的基础上，财务总监与董秘兼任后只有具备财务专长，才能提高上市公司会计稳健性。

表6 财务总监与董秘不同兼任类型和会计稳健性的回归结果

(二)法律制度环境

正如前文所述，财务总监与董秘兼任后，双重身份导致其面临的信息违规处罚风险显著增强，因此有动力提高上市公司会计稳健性。已有研究表明，公司所在地的法律制度环境能影响管理层所面临的信息违规处罚风险，从而影响其战略选择和战略决策(

Chang

et

al

，2006；梁上坤 等，2018)。就法律制度环境而言，若公司所在地位于较高水平的法律制度环境中，股东、债权人等利益相关者的权益能够更好地得到保护，此时隐瞒坏消息等行为将会使管理层面临更高的处罚风险。在此情境下，财务总监与董秘兼任后的风险规避意识会更强，因此往往会采取更加稳健的会计政策。本文采用王小鲁等(2019)计算的市场化指数分项指标——法律环境指数衡量地区的法律制度环境，法律环境指数越大，地区法律制度环境越好。根据高于或低于年度行业中位数，本文将全样本分为地区法律制度环境好组、地区法律制度环境差组，依据分组进行进一步回归。表7列示了分组回归结果，第(1)列法律制度环境好组，CFO_SEC的系数为0

.

006，且在1

%

的水平上显著；第(2)列法律制度环境差组，CFO_SEC的系数为0

.

003，但不显著。这表明相较于法律制度环境差的地区，在法律制度环境好的地区，财务总监与董秘兼任后面临的风险更高，因此更有动力提高上市公司会计稳健性。

表7 财务总监与董秘兼任、法律制度环境与会计稳健性的回归结果

(三)分析师跟踪

财务分析师作为上市公司与资本市场间的重要信息中介，其信息搜索与解读活动是企业各外部利益相关者获取上市公司信息的重要途径之一(魏志华 等，2020)。财务分析师通过到企业实地调研、与管理层讨论等途径获取一些非公开信息，此外还可以采用专业分析技术将复杂的会计信息转化为非专业投资者所能理解的通俗易懂的信息(

Chang

et

al

，2006)。因此，分析师跟踪人数越多的企业，其内外部信息不对称程度越低(姜付秀 等，2016)。在公司有较多分析师跟踪的情形下，隐瞒坏消息、虚增利润等行为更容易被分析师识别，从而导致管理层面临更高的信息违规处罚风险。此时，财务总监与董秘兼任后会更加谨慎，更倾向于采用较为稳健的会计政策。根据高于或低于年度行业中位数，本文将全样本分为分析师跟踪人数多组、分析师跟踪人数少组，根据分组进行进一步回归分析。表8列示了分组回归结果，第(1)列分析师跟踪人数多组，CFO_SEC的系数为0

.

007，且在1

%

水平上显著；第(2)列分析师跟踪人数少组，CFO_SEC的系数为0

.

001，但不显著。回归结果表明，在分析师跟踪人数多的情形下，隐藏坏消息等行为更易被发现，因此财务总监与董秘兼任后更有动力提高上市公司会计稳健性。

表8 财务总监与董秘兼任、分析师跟踪人数与会计稳健性的回归结果

(四)产权性质

在我国特殊的制度背景下，国有企业和非国有企业间存在较大差别。相较于非国有企业，国有企业在我国往往享有“父爱效应”，更容易获得政府部门的支持，能够更好地与相关司法行政部门沟通，从而降低其所面临的法律诉讼风险和违规处罚成本等(杜兴强 等，2009)。这表明与国有企业相比，非国有企业中的财务总监与董秘兼任后面临着更大的信息违规处罚风险，因而更有动力提高上市公司会计稳健性。根据产权性质的不同，本文将全样本分为国有企业组、非国有企业组，并进行分组回归。表9第(1)列国有企业组，CFO_SEC的回归系数为0

.

003，但不显著，表明国有企业中财务总监与董秘兼任对上市公司会计稳健性没有显著影响；第(2)列非国有企业组，CFO_SEC的回归系数为0

.

005，且在1

%

的水平上显著，表明非国有企业中财务总监与董秘兼任能够显著提高上市公司会计稳健性。上述结果进一步证实，与国有企业相比，非国有企业中财务总监与董秘兼任有更强的动力规避信息违规处罚风险，从而提升上市公司会计稳健性。

表9 财务总监与董秘兼任、产权性质和会计稳健性的回归结果

六、结论与政策建议

(一)结论

本文基于2007—2017年沪深

A

股上市公司19536个观测样本，实证检验了财务总监与董秘兼任对上市公司会计稳健性的影响。研究发现，财务总监与董秘兼任能够提高上市公司会计稳健性。进一步区分兼任类型后发现，相较于董秘兼任财务总监，财务总监兼任董秘、财务总监与董秘同时由一人担职这两种兼任类型更有能力提高上市公司会计稳健性。区分法律制度环境、分析师跟踪人数和产权性质后发现，公司所在地法律制度环境好、分析师跟踪人数多的上市公司以及非国有企业中，财务总监与董秘兼任后有更大的动力提高上市公司会计稳健性。根据上述发现，本文得到以下结论：(1)会计稳健性水平的提高对高管能力有所要求，财务总监与董秘兼任后只有具备财务专长，才有能力提高上市公司会计稳健性；(2)财务总监与董秘兼任实现二者职位和权力有机结合的同时，也增加了信息违规处罚风险，因而有动力提高上市公司会计稳健性。

(二)政策建议

基于以上结论，为完善我国公司治理，提高会计信息质量，助力我国经济实现高质量发展，提出以下建议：(1)对监管部门而言，首先，应充分认识到财务总监与董秘兼任这一内部公司治理安排的重要性，继续出台相关政策鼓励上市公司财务总监和董秘两个职位由一人担任；其次，要进一步完善法律制度环境，加大证券法律法规的执行力度，严厉惩治虚增利润、隐瞒坏消息等违法乱纪行为，增加上市公司违规成本；最后，还应定期培训财务总监和董秘，增强其财务专业能力，同时还应对财务总监和董秘开展违规案例专题警示教育，增强其风险规避意识。(2)对上市公司而言，首先，应重视财务总监与董秘兼任在公司治理中发挥的重要作用，积极响应相关部门出台的政策，在职务安排中让财务总监和董秘两个职位由一人担任；其次，在人员选聘中，应选拔具有财务专长的人员同时担任财务总监和董秘两个职位，以便更好地履行相关职责。(3)对投资者、债权人等利益相关者而言，应重视上市公司财务总监与董秘兼任传达出的积极信号，并据此做出合理的投资决策。