CFO兼任董秘会抑制企业盈余管理吗？——基于声誉理论视角

肖 万，林冰儿，郭思圻

（1.华南理工大学 工商管理学院，广东 广州510641；2.广发证券股份有限公司，广东 广州510627）

一、引言

盈余信息作为资本市场的决策依据，是会计信息的重要组成部分。实践中，上市公司管理层通过盈余管理获取私利、规避退市等现象屡见不鲜。盈余管理实质上是对公司财务报告进行控制的过程，作为内部人的公司高管与盈余管理直接相关［1］。其中，首席财务官（Chief Finance Officer，以下简称“CFO”）担任着投融资管理、会计信息制作等重要角色，是公司财务决策的核心人物。董事会秘书（以下简称“董秘”）承担着信息披露职责，是公司规范运作的监督者和新闻发言人。一个是财务信息的制作者，一个是财务信息的发布者，两者在财务职能上具有高度一致性和连贯性，共同影响着公司盈余信息质量［1］。研究表明，具备财务经历的董秘在投资者关系管理、资本市场运作中有着更出色的表现，因此，很多上市公司选择聘任具有财务经历的专业人士担任董秘或直接由CFO兼任董秘［2］。

CFO兼任董秘的协同效应已被证实，现有研究表明CFO兼任董秘在提升信息披露质量、降低股价崩盘风险、提高资本市场效率上均有积极作用［3-4］。但CFO兼任董秘产生的弊端也开始受到关注，已有研究证实CFO兼任董秘削弱了董秘的独立性，引发了更严重的代理问题，使董秘难以有效履行信息披露的职责［5］。由此可知，学界对CFO兼任董秘的评价不一。事实上，无论是协同效应还是代理问题，现有研究均从“实质”层面讨论CFO兼任董秘的经济后果，但几乎没有学者讨论CFO兼任董秘产生的“信号”价值。国外兼任职位的数量常被作为声誉资本的代理变量，即实权高管兼任其他职位作为自身声誉和能力的体现，是获得外界积极认知及评价的重要信号［6］。一种观点认为，CFO兼任董秘为其管理财务信息、进行盈余管理提供了便利，但从声誉理论视角来看，这些对财务信息人为干预或调整的行为一旦败露，会使其付出更大代价，包括更严重的声誉损失［5，7］。那么，CFO兼任董秘是否能够抑制盈余管理行为呢？

为了回答这一问题，本文选择2006—2019年A股上市公司作为样本，引入声誉理论，对CFO兼任董秘能否抑制上市公司盈余管理行为进行研究。本研究的贡献主要有三个方面：一是选取了新的理论视角，从声誉理论视角切入，基于声誉约束激励机制分析CFO兼任董秘对盈余管理行为的影响；二是开拓了CFO兼任董秘与真实盈余管理关系的研究，将真实盈余管理纳入研究当中，检验CFO兼任董秘对应计与真实盈余管理的影响差异；三是基于国有企业经理人政治声誉和职业声誉替代效应，检验了国有经理人声誉对应计盈余管理行为的影响，并进一步研究了董事会规模的治理效应。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

已有研究表明，CFO作为公司财务的管理者和监督者，能够影响甚至独立决定盈余管理［5］。CFO负责公司财务系统管理，包括编制并监管财务报告制作的全过程，这种对公司财务实际控制的权力反映出CFO对盈余信息质量的重要影响［1］。还有研究将CFO与CEO对盈余信息质量的影响进行对比，结果表明CFO确实对公司盈余管理具有充分的话语权，这种权力甚至超过了CEO［8］。CFO进行盈余管理的动机较为复杂，诸如获取个人私利、应对业绩考核、解决融资问题等均可能是其盈余管理的最终目的［9-10］。但是，这种随意干预财务报告的行为并不一定发生，因为很多高管需要顾及盈余管理带来的事后成本以及自身声誉的维护［11］，向外界提供失真的会计信息不仅影响市场经济秩序、挫伤投资者信心，还破坏了企业形象及经理人声誉［9］。经理人基于声誉顾虑，倾向于选择合理制作及披露财务信息，因为声誉的丧失很可能导致其职业生涯结束［12］。

董事会秘书是联结公司与市场的枢纽，在公司内部治理与外部市场表现关系中扮演着“窗口”的角色。董秘的职责可划分为对外和对内两部分，对外主要充当公司的“发言人”，向资本市场发布公司权威信息；对内主要参与公司资本运作，监督高管及董事的合规运营［5］。为此，董秘职位要求担任者熟知公司财务并能够敏锐掌握资本市场的变化，董秘的财务经历有利于其职能的发挥。姜付秀等（2016）认为，董秘拥有财务经历能提升企业的盈余信息含量［2］。但在实践中，只担任董秘的高管常处于边缘化位置，因为“单一身份”的董秘既不能作为董事参与董事会投票，又无法作为经理人参与内部经营［2-3］。因此，董秘的多重身份受到学界的关注。具体而言，董秘可单独兼任董事、经理层或同时兼任董事和经理层。现有研究表明，具有多重身份的董秘基于组织认同及个人职责的激励，其信息披露职责的履行效果优于仅有单一身份的董秘［3，7］。

CFO兼任董秘与公司治理关系的研究，是近年来才受到关注的课题。由于CFO与董秘同盈余管理、信息披露关系紧密，部分学者从盈余信息质量角度研究两者的关系，并且得出的结论大致可分为两类：第一类观点强调CFO兼任董秘的协同效应，认为CFO兼任董秘有利于减少不同职位的信息不对称，担任CFO和董秘的高管能有效履行双岗位职责，进而提升盈余信息质量；第二类观点分析了CFO兼任董秘可能产生的消极后果，因为兼任削弱了公司内部监督，引发了更严重的代理问题。例如，路军伟等（2019）从财务报告的形式质量和实质质量双重视角进行研究，发现CFO兼任董秘对两者均有提升作用［13］；而汪芸倩和王永海（2019）研究得出的结论与之相反，认为CFO兼任董秘时会借助兼任带来的职权效应，进行更严重的机会主义行为，从而降低会计信息质量［5］。

由此可知，盈余信息质量受到CFO和董秘影响已经是公认的事实。并且学界对董秘多重身份持有积极的评价，特别是当CFO和董秘由同一人担任时也有类似结论。与此同时，有学者开始注意CFO兼任董秘可能产生的弊端。但是，这些研究多从兼任产生的实质经济后果进行讨论，忽略了兼任其他职位后经理人对于事后成本的考虑及信号价值的维护。因此，本文从声誉理论视角进行分析，探究声誉是否在CFO兼任董秘与盈余管理之间发挥约束激励作用。

（二）研究假设

经济学中对声誉机制的分析基于“理性人”追求利益最大化或机会主义的假设，认为声誉机制对人的行为具有约束激励作用［12］。约束是指经理人为了不让自身职业生涯受到负面影响而倾向于避免形成差的职业声誉，激励则指经理人为提高自己在市场上讨价还价的能力而保持良好的职业声誉［12］。声誉的约束实际上是一种负向激励，当经理人声誉受损产生的事后成本愈加高昂时，其对外积极表现的动机则愈强，市场投机行为也会受到抑制［14］。已有研究表明，声誉对于高管具有一定的威慑作用，有利于抑制其盈余管理动机，保证公司高质量信息披露。例如Jian和Lee（2011）的研究显示，有更高声誉的经理人会选择正向净现值投资项目，致力于改善公司经营绩效，提供高质量的财务报告［11］；而Beneish（2001）的研究中亦提及类似观点，当公司面临衰退前景时，声誉效应阻止了经理人的获利［15］。对比单一身份的CFO或董秘，兼任提升了任职人员的实际权力和影响力，一旦决策失误，将可能影响报告制作乃至对外披露中的任何环节，触发更高的事后成本。基于此，CFO兼任董秘倾向于严谨对待公司的财务及信息披露问题，以规避由个人疏忽或过失而形成的责任风险，维持个人良好的职业声誉。

声誉对高管个人行为的影响还体现在其正向激励机制上。首先，声誉与高管的职业生涯、物质报酬直接相关，为了维持声誉带来的价值，高管会积极地为公司的长期利益服务［14］。此外，先前的研究表明，声誉能缓解个体心理的不确定性，这种正向激励促进个体努力完成工作［16］。对CFO兼任董秘而言，其付出的精力、承担的责任高于仅担任其中的某一职位，但与此同时也意味着任职人员可能获得更高的声誉收益。具体而言，CFO兼任董秘的良好声誉可展现出其内在的优良特质，对外传递其工作能力突出、专业素养高的信号，有利于CFO兼任董秘职业生涯的发展。另外，这种声誉有助于任职人员获取其他个体的依赖及信任，满足CFO兼任董秘实现自我价值的需求［12，16］。由此可知，基于维持声誉动机，CFO兼任董秘有理由积极地履行职责。声誉效应激励着CFO兼任董秘规范着财务决策及信息披露的全流程，能有效抑制公司的应计盈余管理。由于真实盈余管理是通过真实交易活动进行的，对公司价值的损害是实质的，风险比进行应计盈余管理更大，因此，CFO兼任董秘也会抑制真实盈余管理行为。

基于对声誉理论的分析，本文提出假设1、假设2。

H1：其他因素保持不变，CFO兼任董秘会抑制公司的应计盈余管理；

H2：其他因素保持不变，CFO兼任董秘会抑制公司的真实盈余管理。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本研究除内部控制指数来自迪博内部控制数据库之外，其他会计数据和高管数据均来自国泰安经济金融数据库。首先选取2006—2019年沪深A股的上市公司，然后按照以下步骤筛选研究样本：①剔除ST类公司；②剔除金融类公司；③如果同一家公司同一年度出现两位以上的高管分别担任CFO相关职位，则保留薪酬最高的高管数据；④剔除行业观测值小于10的样本；⑤剔除数据缺失的观测值。为防止极端值的影响，本研究对所有连续变量在1%和99%分位上进行了缩尾，最终得到2 653家上市公司共14 152个样本。

（二）变量选取与模型构建

1.盈余管理

为全面研究CFO兼任董秘对盈余管理的影响，本文所指的盈余管理包括真实盈余管理与应计盈余管理。其中，真实盈余管理是指公司通过真实交易活动影响当期报告利润的手段，从实质上影响了公司价值［17］。相比之下，应计盈余管理则是通过灵活运用会计政策、会计估计等手段对账面利润进行干预，没有进行真实的交易，但最终仍会影响外部投资者对公司的价值判断［18］。参考学界多数学者的研究，应计盈余管理采用修正的琼斯模型计算出的操控应计利润进行衡量［18］。其计算模型如下：

其中：TAi，t表示公司的应计利润，等于净利润减经营活动现金流后的数值；ΔREVi，t表示公司营业收入的变动数额；ΔRECi，t表示应收账款的变动数额；PPEi，t表示固定资产净额；Ai，t-1是指公司t-1年的资产总额；εi，t为残差项，可为正数或负数，用其绝对值衡量应计盈余管理。

真实盈余管理由异常的经营现金流、生产成本和操控性费用三项指标计算得到［18］。其计算模型如下：

其中：CFOi，t是指经营活动现金流数额；SALESi，t表示营业收入大小；ΔSALESi，t表示营业收入变动额；PRODi，t是指公司生产成本；ΔSALESi，t-1表示公司第t-1年与第t-2年的营业收入差额；EXPi，t是指公司管理费用与营业费用之和。上述模型（2）至（4）回 归 得 到 的 残 差 项 分 别 定 义 为R_CFOi，t、R_PRODi，t和R_EXPi，t。本研究利用如下公式计算得到真实盈余管理指标：

2.CFO兼任董秘

解释变量为上市公司CFO是否兼任董事会秘书，本文将其设置为虚拟变量，当CFO兼任董秘时设置为1，否则设置为0。由于不同公司对财务总负责人称呼不同，因此有必要对CFO的范围进行明确界定，本研究中涉及的CFO是指上市公司财务总负责人，包括首席财务官、财务总监、财务副总裁、财务负责人、财务部总经理、总会计师等。

3.控制变量

控制变量从公司特征层面和CFO个人特征层面进行考虑，借鉴姜付秀等（2018）的做法，选取公司杠杆水平、盈利能力、内部控制状况、公司规模、股权集中度、审计师声誉、成长性和两权分离程度作为公司特征层面的控制变量，同时借鉴汪芸晴和王永海等人（2019）的做法，选取CFO性别、年龄、报告期薪酬和教育水平作为个人特征层面的控制变量［2，5］。变量名称、符号及定义见表1所列。

表1 变量名称、符号及定义

4.模型构建

为了验证CFO兼任董秘对上市公司应计盈余管理、真实盈余管理的影响，本文建立如下两个模型，控制时间（YEAR）和行业（IND）效应，并对模型所有回归系数的标准误在公司层面进行聚类（Cluster）处理：

如果假设H1和假设H2成立，说明上述两个模型的β1会小于0，即表明CFO兼任董秘会抑制应计盈余管理和真实盈余管理。

四、实证分析

（一）描述性统计结果

样本的描述性统计结果见表2所列。可以看出，样本中应计盈余管理（DA）的均值为0.059，大于0，而标准差为0.060，说明样本公司总体上存在应计盈余管理行为，并且公司之间存在明显的差异，其中会计盈余操纵水平最低的仅为0.001，但最高的达到0.350。而真实盈余管理（REM）的平均水平为0.144，标准差为0.147，同样说明真实盈余管理行为在样本个体间有较大的差异。

表2 描述性统计

CFO是否兼任董秘（CFO_SEC）的均值为0.138，即多数公司的CFO和董秘由不同人士担任，仅有13.8%的公司由CFO兼任董秘，样本与当前上市公司的基本情况相符。

（二）基准回归分析

CFO兼任董秘与盈余管理的基准回归结果见表3所列。第（1）列仅考虑CFO兼任董秘对应计盈余管理的影响，其回归系数为-0.006，在1%的置信水平下显著，说明CFO兼任董秘比不兼任董秘的公司应计盈余管理低0.006，即CFO兼任董秘会抑制应计盈余管理。进一步考虑公司层面和CFO层面控制变量之后的回归结果见第（2）列所列，从中可知CFO_SEC的符号和显著性水平与第（1）列一致，说明CFO兼任董秘更能抑制公司的应计盈余管理行为，这进一步验证了H1。第（3）列和第（4）列检验了CFO兼任董秘对真实盈余管理的影响，从中可看出，无论有没有加入公司层面和CFO层面控制变量，CFO_SEC均不显著，假设H2无法得到验证。原因可能在于真实盈余管理是基于“真实交易活动”进行的，其操纵主体更加复杂、操纵行为更加隐蔽，可能涉及不同层级、不同部门主体的串通，因而不受CFO兼任董秘的影响。

表3 CFO兼任董秘与应计和真实盈余管理回归结果

（三）稳健性检验

1.区分盈余管理方向

进一步考虑，声誉的约束作用可能导致CFO兼任董秘过分谨慎，那么任职人员会不会在盈利较高的年份隐藏利润而在利润不乐观的期间将其释放出来呢［19］？换言之，高管会不会通过负向盈余管理以达到平滑收益的目的？另外一种顾虑是，为了满足外界对其所在公司业绩的预期以维持现有的良好声誉，CFO兼任董秘会不会倾向于进行正向盈余管理［20］？基于此，本文对盈余管理方向进行了区分，再次进行检验。

在考虑所有控制变量后，回归结果显示CFO_SEC与正向、负向应计盈余管理的系数均显著为负，具体见表4第（1）列和第（2）列所列。这说明无论是正向应计盈余管理还是负向应计盈余管理，CFO兼任董秘均能够对其产生抑制作用，证明了上述结果的稳健性。负向应计盈余管理虽然解决了公司盈利不平衡的问题，但其伴随的偷税漏税行为可能引发更高的事后成本，对比之下CFO兼任董秘选择披露真实可靠的盈余信息更为合理。而正向应计盈余管理虽然提升了短期业绩，但从长期来看增大了CFO兼任董秘声誉受损的可能性。因此，实证结果排除了上述两种可能性，再次证明CFO兼任董秘会抑制应计盈余管理。表4第（3）列和第（4）列展示了区分真实盈余管理方向后的回归结果，从中可以看到自变量的系数均不显著，表明CFO兼任董秘对正向、负向真实盈余管理均没有显著抑制作用，证明了结论的稳健性。

表4 区分盈余管理方向后CFO兼任董秘与应计和真实盈余管理回归结果

2.内生性检验

本部分重点关注样本选择和测量偏误造成的内生性问题。已有研究发现，良好的声誉能够缓解企业融资约束问题，而融资约束因其较高的盈余操控成本而对企业盈余管理行为产生抑制作用［10，21］。如果存在融资约束的公司倾向于利用CFO兼任董秘的声誉效应以实现融资目的，则企业较低的盈余管理水平可能不是CFO兼任董秘所致，而由样本自选择引起。为克服样本选择产生的内生性，本文采用PSM检验进行稳健性检验。表5是基于Logit回归的一对一最近邻匹配法的匹配结果，其中对照组共有114个样本不在共同的取值范围内。从表5可以看出，匹配前实验组的应计盈余管理均值为0.051，对照组的应计盈余管理均值为0.060，实验组的应计盈余管理程度更低，两者间的差异通过1%统计水平的检验；而匹配后的样本显著性有所降低，但是仍然通过了1%显著性水平的检验。利用经PSM的样本重新回归，其结果见表6所列，CFO_SEC的系数仍显著为负，这说明在克服样本选择的内生性之后，CFO兼任董秘组别的应计盈余管理显著性更低，证明了回归结果的稳健性。真实盈余管理的最近邻匹配结果显示，匹配后实验组与照组差异显著性有所提升，但是经匹配后的样本回归仍然不显著，同样无法验证H2。该匹配通过了平衡性检验，由于篇幅所限，此处平衡性检验结果省略报告，留存备索。

表5 最近邻匹配法的匹配结果

表6 经PSM后CFO兼任董秘与应计和真实盈余管理回归结果

接下来讨论本研究可能出现的由测量偏误导致的内生性问题。虽然修正的琼斯模型被公认为是测量应计盈余管理的最佳方式，但是它忽略了许多影响正常应计利润水平的变量，从而形成会计偏差［22］。因此本研究采用陆建桥（1999）提出的扩展的琼斯模型进行验证［22］。此外，Dechow（1995）等人的研究忽略了固定成本对经营活动现金流量估算结果的影响［9］，因此本研究采用李彬等（2009）改进的模型计算结果代替真实盈余管理，回归结果见表7所列［23］。结果表明，自变量与应计盈余管理的回归系数均显著为负，而与真实盈余管理回归结果不显著，再次支持了上述结论。

3.其他稳健性检验

除上述稳健性检验之外，本研究还做了如下稳健性检验：①改变样本区间。为避免2008年金融危机、2019年新冠疫情对盈余信息质量的影响，本文将样本区间更改为2010—2018年后再次进行回归。模型的主要变量（CFO_SEC）回归系数符号和显著程度基本与原有回归结果相同，说明本文的研究结论是稳健的。②倾向性匹配得分检验当中将Logit模型改为Probit模型。基于Probit回归模型的一对一匹配结果仍支持上述结论。③采用随机效应模型代替固定效应模型。回归结果表明，CFO兼任董秘与应计盈余管理的回归系数符号及显著性基本与固定效应模型一致，再次支持了上述基准回归结果。由于篇幅所限，上述结果省略报告，留存备索。

五、进一步研究

（一）CFO兼任董秘对应计盈余管理影响机制检验

根据声誉理论，CFO兼任董秘更担忧声誉受损而形成高昂的事后成本，从而对应计盈余管理起到抑制作用。因此，事后成本（COST）可能是CFO兼任董秘影响应计盈余管理的路径之一。另外，理论上声誉产生的激励作用同样可以促使CFO兼任董秘抑制应计盈余管理。而声誉激励本质上是一种隐性激励，与薪酬激励、股权激励有所区别，它没有通过设置明确的契约条款或标准对经理人予以激励，对其进行测量存在一定难度［24］。但值得注意的是，股权激励将经理人利益与公司利益进行捆绑，同时可能通过设置行权或解锁条件来约束经理人行为，这种特点与声誉激励的特点十分贴合，因此本研究选取股权激励（STOC）作为另一中介变量，以检验声誉激励是否是CFO兼任董秘影响应计盈余管理的机制［24］。参照赵玉洁和黄华青（2020）的做法，本文将事后成本设置为虚拟变量，当公司当年度业务在未来被证券交易所和其他单位宣告违规时设置为1，否则设置为0［25］。同时参照韩忠雪和康永力（2015）的研究，本文采用期末CFO持股数占公司总股本的比例测量股权激励［26］。

本文采取因果逐步回归法和Sobel检验法检验中介效应，以MV表示中介变量，具体方法如下［27-28］：

其中，公式（8）中的β1表示CFO兼任董秘对应计盈余管理的总效应，当β1显著时说明总效应存在，可进一步检验中介效应；公式（9）中的γ1和公式（10）中的μ3的乘积表示间接效应，如果两者均显著则说明存在中介效应；公式（10）中的μ1表示CFO兼任董秘对应计盈余管理的直接效应，如果μ1不显著则MV为完全中介，μ1显著说明MV为部分中介，即CFO_SEC对应计盈余管理还存在直接影响。

因果逐步回归法的中介检验结果见表8所列。其中，第（1）列和第（2）列显示CFO兼任董秘与事后成本、事后成本与应计盈余管理的回归系数均显著，表明中介效应存在，即CFO兼任董秘由于顾虑事后成本而抑制公司的应计盈余管理假设成立。并且，第（2）列中CFO_SEC仍然显著为负，说明CFO_SEC还对应计盈余管理存在直接影响。同理，第（3）列和第（4）列的结果也显示了股权激励在CFO兼任董秘与应计盈余管理之间起部分中介作用。上述结果证实了声誉机制在CFO兼任董秘与应计盈余管理之间发挥的作用。

表8 基于因果逐步回归法的事后成本和股权激励中介效应检验结果

表9显示了Sobel法的检验结果，从中可以看出，CFO兼任董秘对应计盈余管理的总影响效应为显著为负，事后成本和股权激励的中介效应检验结果均显著，占比分别为2.89%和3.35%，这与因果逐步回归法的中介检验结果一致。

表9 基于Sobel检验法的事后成本和股权激励中介效应检验结果

（二）CFO兼任董秘和董事研究

进一步考虑CFO同时兼任董秘和董事对应计盈余管理的影响，假设声誉理论同样适用于解释CFO兼任董事与应计盈余管理的关系，那么理论上CFO兼任董秘的同时兼任董事会更加注重保持自身的良好声誉，因此该部分用以验证CFO同时兼任董秘和董事是否能更有效地抑制应计盈余管理。

表10显示了CFO兼任董事以及不兼任董事与应计盈余管理的回归结果，从中可以看出，在考虑所有控制变量之后，无论是CFO兼任董事还是不兼任董事的组别，CFO_SEC的系数符号均为负，分别为-0.009和-0.003，前者通过1%统计水平检验，但后者没有通过统计水平检验。这一结果表明，当CFO兼任董秘和董事时确实能更有效地抑制应计盈余管理。

表10 CFO兼任董事、兼任董秘与应计盈余管理回归结果

（三）职业声誉与政治声誉替代效应

在以往研究中，很多学者认为CFO兼任董秘的协同效应源于信息不对称的缓解，但是本文认为信息不对称只是产生协同效应的部分原因，还有一部分是职业声誉的约束激励所致［3-4，13］。对于国有企业而言，部分学者认为其经理人同时拥有职业声誉和政治声誉［29］。当国企经理人对企业的经营投入精力较多时，政治声誉的收益相对变小，职业声誉会相应提高；反之，则会导致其职业声誉下降［12］。基于此，本部分对政治声誉与职业声誉加以区分，以验证职业声誉与政治声誉之间的替代效应。如果声誉机制对CFO兼任董秘与应计盈余管理关系的作用成立，那么由于受到政治声誉的干预，理论上在国有企业中CFO兼任董秘基于维持职业声誉的动机抑制盈余管理的行为并不会很明显。非国有企业和国有企业分组回归结果见表11所列。

表11 CFO兼任董秘、企业性质与应计盈余管理回归结果

从表11第（3）列和第（6）列可以看出，在考虑了所有控制变量之后，非国有企业组别中CFO兼任董秘在1%统计水平下显著抑制应计盈余管理行为，而在国有企业组别中CFO_SEC的系数及相关性均有所降低，这进一步验证了本文的观点。

（四）董事会规模治理效应

已有关于董事会特征与盈余管理关系的研究众说纷纭，董事会规模与盈余管理的关系存在不确定性。其中，Lipton和Lorsch（1992）的研究发现，拥有较大董事会规模的公司，难以对管理层的行为进行监督［30］。因此本研究认为，缺乏有效的监督机制增加了CFO兼任董秘进行应计盈余管理的可能性，进而降低公司财务报告质量。并且较大的董事会规模提高了董事会成员间的沟通成本，造成管理层决策效率低下，不利于CFO兼任董秘双重职责的发挥。基于此，较大的董事会规模作为一种抵消因素，削弱了CFO兼任董秘与盈余管理之间的负向关系。为了验证董事会规模对CFO兼任董秘与应计盈余管理的调节作用，建立以下模型进行验证：

董事会规模对CFO兼任董秘与应计盈余管理的调节效应见表12所列。从表12的回归结果可以看出，CFO兼任董秘和董事会规模的交互项（CFO_SEC×BOARD）回归系数在1%统计水平下显著为正，说明董事会规模越大，CFO兼任董秘对应计盈余管理的抑制作用越弱，董事会规模较小时，该抑制作用则增强。换言之，较大的董事会规模削弱了CFO兼任董秘对应计盈余管理的抑制作用。

表12 董事会规模对CFO兼任董秘与应计盈余管理的调节作用

六、结论与启示

盈余管理行为破坏了财务报告的中立性，向外提供了有所偏倚的信息，其后果不利于外部市场对公司价值的判断。本研究选取2006—2019年沪深A股上市公司作为研究样本，从声誉理论视角出发，运用多种实证方法研究了CFO兼任董秘对盈余管理的影响。结果发现，CFO兼任董秘与应计盈余管理行为呈负相关关系，事后成本和股权激励在两者之间起中介作用，这说明CFO兼任董秘基于事后成本的顾虑及自身信号价值的维护而抑制应计盈余管理。而CFO兼任董秘不会对真实盈余管理产生显著影响，这可能是因为真实盈余管理是基于“真实交易活动”进行的，其操纵主体及行为更加复杂隐蔽，从而使得CFO兼任董秘对真实盈余管理没有显著影响。进一步研究发现，CFO同时兼任董秘和董事能更有效抑制应计盈余管理。此外，相比国有企业，CFO兼任董秘对应计盈余管理行为的抑制作用在非国有企业中更显著，这可能是受到国有企业经理人政治声誉的干扰。而CFO兼任董秘对应计盈余管理的抑制作用在董事会规模较大的公司中被削弱，这说明董事会规模越大，越不利于保证信息的高质量披露。

可见，监管层应该鼓励CFO兼任董秘，甚至将CFO或董秘作为法定的董事，减少上市公司对财务信息的人为干预，保障公司财务信息的客观、准确和全面。另外，监管层应强化公司高管以及大股东职业声誉建设，如开发经理人市场、提高资本市场准入标准、加大违规处罚力度等，以促进资本市场的可持续发展。