CFO审计背景、产权性质与信息披露质量

李桂荣，王建辉

（河北经贸大学 工商管理学院，河北 石家庄 050061）

信息披露是外部利益相关者了解公司经营和发展状况的有效途径，高质量的信息披露能够提高信息透明度，优化资源配置效率，保障信息使用者的利益。尽管我国监管部门不断强化对财务造假行为的打击力度，但目前我国对信息披露违规行为的处罚力度仍较小，企业违规成本较低，一定程度上助长了高管人员为了私利铤而走险、降低信息披露质量的行为，使得上市公司故意虚假披露、遗漏重要信息、滞后披露信息等信息披露违法违规问题屡见不鲜。［1］信息披露水平整体较低，不仅损害广大投资者的权益，降低投资者的信任，而且影响证券市场的稳定和健康发展。因此，探究信息披露质量的影响因素，并在此基础上研究如何提升信息披露质量变得非常迫切。已有研究大多关注高管的性别、学术背景、专业能力、工作经历等特征，就高管人员个性特质与企业信息披露质量的关系进行了比较充分的讨论，但很少关注到对财务信息披露负有直接领导责任的首席财务官（CFO）的职业背景，尤其是审计经历是否会对信息披露质量产生影响。另外，考虑到我国特殊的产权背景，国有控股和非国有控股公司的代理问题、监管机制存在较大差异，其信息披露质量也可能存在差异，而以往的研究对此问题关注不足。因此，本文专门研究高管团队中对会计信息负直接领导责任的CFO 这一特殊群体的审计背景对信息披露质量的影响，并在此基础上考察不同产权性质下的企业CFO 审计背景对信息披露水平的影响是否存在差异。

本文的贡献在于：一是研究具有审计经历的CFO 与信息披露质量之间的关系，丰富了有关信息披露质量的研究成果；二是进一步考察产权性质对CFO 审计背景与信息披露质量二者关系的影响，为加强不同产权性质公司CFO 的选聘提供参考。

一 理论分析与研究假设

（一）CFO 审计背景对信息披露质量的影响

Hoitash 等［2］结合高阶理论和有限理性理论，提出管理者的决策很多时候会受其价值观、认知水平、年龄、职业背景和学历水平等各种因素的影响。CFO 是企业财务工作的最终负责人，是会计信息质量的把关者，CFO（具有审计背景）在披露相关信息时也会受到之前审计经历的影响，进而影响企业信息披露质量。

Hambrick 和 Mason［3］发现，高管人员对形势的把握，对事务的理解、处理、反馈与自身认知能力和职业背景有关，这说明职业经历会潜移默化对高管性格产生长期的影响。尽管具有审计或财务背景的CFO 均具备丰富的财务知识、经验和技能，但由于审计工作的特点，审计师受诚信、客观、公正及严谨等职业道德原则约束，且其工作面临投资者、政府监管机构、行业协会等多重监管压力，通常比其他职业拥有更强的职业谨慎态度和风险规避意识，因此，具有审计背景的CFO 在信息披露方面会更加谨慎。同时，由于审计师精通财务和审计，熟悉相关审计内容和方法，对财务部门提供的资料更具有职业敏锐性，因此具有更强的信息披露胜任能力。［4］另外，具有审计经历的CFO 更加了解违规披露信息可能造成的声誉损失、经济损失、法律责任等后果，［5］因而会更加严格按照准则规定披露股东和投资者真正需要的信息，努力减少信息披露违规行为的发生，规避违规披露信息风险，从而提升信息披露质量。据此，提出如下假设：

H1：具有审计背景的CFO 会提高企业信息披露质量。

事实上，不同产权性质的公司由于经营目标不同，CFO 审计背景对信息披露的影响也可能存在差异。相对于非国有控股公司来说，国有控股公司兼具政治和经济双重特征，在追求利润的同时要承担更多的社会责任，因此对国有控股公司管理层的考核更加多元化，利润并非唯一的考核依据。［6］同时，投资者和社会公众对国有控股公司的关注度也更高，对其信息披露质量的要求更高，政府及监管部门对国有控股公司监管力度也更大，国有控股公司中高管徇私舞弊行为和信息披露违规更容易被发现，一定程度上抑制了包括CFO 在内的高管人员的违规披露动机。因此，国有控股公司的管理层（包括CFO）更倾向遵守准则规定披露信息，而较少受到个人职业背景的影响。

此外，国有控股公司CFO 大多实行的是委派制，其未来发展很大程度上取决于政府部门的考核结果，职业声誉机制的约束作用不大。在这样的机制下，之前审计经历对CFO 形成的职业谨慎不一定会对信息披露质量产生重大影响。而非国有上市公司的CFO 采用选聘方式，一旦由于信息披露违规被处罚，会损害自身声誉，严重影响长期职业生涯的发展，因此非国有控股公司的CFO 比国有控股公司的CFO 更加重视声誉。［7-8］在声誉机制作用下，具有审计背景的CFO 会切实发挥自身的专业知识和谨慎的职业习惯优势，努力提升信息披露质量。据此，提出如下假设：

H2：与国有控股公司相比，非国有控股公司CFO 审计背景更能提升信息披露质量。

（二）激励机制的调节效应

现代公司机制下两权分离引发委托代理问题，高管薪酬的确定依据主要是其当年为公司赚取的经济收益。［9］CFO 作为理性经济人，其工作动力取决于自身的薪酬和晋升需求能否得到满足。若薪酬水平较低或晋升激励力度较小，难以达到CFO 的预期，拥有审计背景的CFO 很有可能利用其掌握的内部信息和专业能力谋取私利，披露虚假信息。同时，利用较强的反审计能力，规避审计机构审查和监管部门监督。而较高的薪酬水平和晋升激励能够缓解委托代理问题，抑制CFO 的机会主义行为，［10］激发CFO 的工作积极性，促使其为公司长远发展考虑，弱化CFO个人职业背景对信息披露质量的影响。

但是在不同产权性质公司中，薪酬和晋升的激励效果可能也存在差异。国有控股公司中CFO 薪酬水平较少受个人业绩影响，由于所有者缺位，监督机制较弱，高管人员具有较大权力，能够获取较高的私有收益弥补货币薪酬上的不足，薪酬激励较政治晋升和隐性收入来说吸引力较弱。［11］此外，国企高管委派制下晋升激励也难以有效激励CFO。相对而言，非国有控股公司中薪酬和晋升激励的敏感度更高、激励效果更好，更能激发CFO 的工作积极性，促使CFO 努力提升经营业绩，降低盈余管理动机，严格依照准则披露信息，而个人职业背景对信息披露的影响被弱化。据此，提出如下假设：

H3：激励机制在CFO 审计背景与信息披露质量之间具有负向调节作用，且这种调节作用在非国有控股公司中更加显著。

二 研究设计

（一）数据来源与样本选择

以2012—2020年深交所A 股上市公司作为研究样本，并剔除以下样本数据：（1）财务表现异常，信息披露可信度较低的ST 和*ST 的公司；（2）金融类公司；（3）重要数据缺失的样本。经整理后，最后得到9 095个样本。信息披露质量的数据来自深交所官方网站，CFO 审计背景及其他变量数据均来自CSMAR 数据库，部分缺失数据通过查找公司年报手工整理，使用Excel 和Stata 15.0 对数据进行处理。此外，为消除极端值的影响，对主要连续变量进行了上下1%的Winsorize 处理。

（二）变量定义与解释

1.因变量。因变量为上市公司信息披露质量（Quality）。为了保证相关数据的真实性和可比性，借鉴以往学者的研究，［12-13］将深交所公布的上市公司信息披露考评等级A（优秀）、B（良好）、C（合格）和D（不合格）四个层次作为评价样本公司信息披露质量高低的标准，依次赋值为4、3、2 和1。

2.自变量。自变量为CFO 审计背景（Audit）。《中国总会计师协会章程》指出，总会计师（英文简称CFO）包括财务主管、总会计师、财务总监以及未设总会计师或财务总监的财务部门负责人，因此本文中CFO 也包含以上相关职位。对于CFO 审计背景的确定，参考李雪松等［14］、蔡春等［15］在研究中所用的方法，满足以下其中一个条件就认为该CFO 具有审计背景，赋值为1，否则为0：（1）具有在国内或国外会计师事务所工作的经历；（2）高管个人简历中具有公司内部审计工作的经历。

3.调节变量。（1）货币薪酬（Salary），取CFO 当年从公司领取的薪酬总额的自然对数。（2）晋升激励（Lngap），取 CFO 与CEO 的薪酬差距的自然对数，当CFO 预期其晋升为CEO 后能够获得的薪酬越高，越能提升其工作主动性。

4.控制变量。考虑到其他可能影响信息披露质量的因素，选取企业总资产净利率（Roa）、资产规模（Size）、资产负债率（Lev）、股权集中度（Top1）、CFO年龄（Age）、性别（Gender）、任期（Tenu）作为控制变量，并对行业（Industry）和年度（Year）加以控制。变量定义如表一所示。

表一 相关变量定义及预计符号表

（三）模型设计

考虑到因变量为有序分类变量，运用Ordered Logit回归，构建多元回归模型（1）对假设1进行检验：

为检验假设2，将样本按产权性质分组，利用模型（1）进行回归。

为检验假设3，构建模型（2）和（3）：

（四）各变量描述性统计

由表二可知：Quality的均值为3.059，表明样本公司信息披露质量主要集中在良好，与评级优秀还存在一定差距；Audit均值为0.246，表明有24.6%的上市公司CFO 拥有审计背景；样本公司中CFO 平均货币为12.661，CFO 与CEO 的晋升激励均值为12.446。控制变量方面，样本公司Roa均值为0.034，说明各公司间差异较小，大多数公司盈利水平较低；资产负债率均值为0.416，表明部分公司存在较大财务风险；资产规模均值为22.120 且差异较小；股权集中度差异较大，平均而言上市公司股权集中度较高，部分公司甚至高达将近90.0%，“一股独大”现象比较明显；样本公司中男性CFO 占到总CFO 的66.8%，明显多于女性；CFO 的年龄介于27-69 之间，平均年龄约为45.652；CFO 平均任期约为4年；国有控股公司占样本总数的27.5%，非国有控股公司约占72.5%。

表二 全样本描述性统计

由表三可知，不同产权性质下CFO 任期均值差异在5%水平显著，其他变量均值差异在1%水平显著，CFO 性别与任期中位数不存在显著差异，其他变量中位数差异均在1%水平显著。

表三 产权性质分组样本描述性统计和差异性检验结果

（五）变量相关性分析

由表四可知，Quality与Audit的相关系数为0.032，并在1%水平上显著，说明CFO 审计背景会显著正向影响公司信息披露质量，初步支持了假设1。Quality与Roa、Size、Top1、Age、Tenu、State、Salary、Lngap都在1%的水平上显著正相关，Lev与Quality在1%的水平上显著负相关，与预期一致。Gender与Quality不存在明显的相关关系，说明审计专业背景或许能够在一定程度上弱化性别差异对信息披露质量的影响。表三中各个变量间相关系数均不超过0.5，不存在明显的多重共线性问题。

表四 变量间的Person 相关系数

三 实证分析

基本回归分析结果见表五。

由表五中主效应全样本回归结果可知，CFO 审计背景与信息披露质量回归系数为正且在1%水平上显著，表明CFO 审计背景能够显著提升信息披露质量，验证了假设1。由产权性质分组回归结果可知，非国有和国有上市公司中CFO 审计背景与信息披露质量分别在1%和10%水平上显著为正。这意味着，不同产权性质的公司中CFO 审计背景都会正向影响信息披露质量，但相对于国有控股公司来说，非国有控股公司中CFO 审计背景对信息披露质量的提升作用更显著，假设2 得以证明。

控制变量总资产净利率、公司规模、股权集中度、CFO年龄、任期与信息披露质量均显著正相关。可能的原因是盈利水平越高和资产规模越大的公司，经营状况良好，盈余管理动机较弱，而且积极披露高质量的信息有利于增强投资者的信任，吸引更多投资，因此信息披露水平较高。股权集中度高的企业，控股股东集中大量资金，会行使权力约束经营层的行为以便获取真实的信息进行战略决策，进而提升信息披露质量。CFO年龄越大、任期越长，对风险的防范程度和职业谨慎越强，在进行信息披露时越谨慎，越能披露高质量信息。资产负债率与信息披露质量在1%的水平上显著为负，表明企业在融资约束下面临的偿债风险和融资难度增大，为了更好地进行融资，很多公司会实施盈余管理，进而降低信息披露质量。在非国有公司中，CFO 性别和任期与信息披露质量分别在5%和1%的水平上显著，而二者在国有控股公司中不存在明显的相关关系，表明非国有公司中男性CFO 和任期较短的CFO 更偏好风险而且谨慎性较差，更可能会为了获取自身利益而披露虚假信息，信息披露质量更差。而国有控股公司特殊的监管和激励机制可能会弱化CFO个人特征的影响。

激励机制的调节效应回归结果见表五，全样本下审计背景和货币薪酬以及晋升激励的交互项均在5%的水平显著为负，表明CFO 激励机制在审计背景与信息披露质量之间具有负向调节效应，即CFO 薪酬越高，CFO与CEO的薪酬差距越大，审计背景对信息披露质量的影响越会弱化。非国有样本中，审计背景和货币薪酬及晋升激励的交互项分别在1%和5%的水平显著为负；在国有样本中，审计背景和货币薪酬的交互项在10%的水平显著为负，而和晋升激励的交互项不显著；表明CFO 激励机制的调节作用在非国有公司中更显著，验证了假设3。

表五 CFO 审计背景对信息披露质量的影响及激励机制的调节效应回归结果

四 稳健性检验

（一）更改因变量度量方式

为检验研究结果的可信程度，通过改变因变量信息披露质量的衡量方法实施稳健性检验。参考林雁等［16］文献中的方法，将上市公司会计年度内是否存在信息披露违规作为该公司信息披露质量的衡量指标（相关数据来自国泰安数据库），存在信息披露违规行为则意味着该公司信息披露质量较差，赋值为0，否则为1，重新进行回归，结果见表六。

表六 CFO 审计背景对信息披露质量的影响及激励机制的调节效应稳健性检验结果

全样本下，CFO 审计背景与信息披露质量仍在1%的水平上显著正相关；货币薪酬和晋升激励均在二者之间具有调节效应。分组回归中，非国有控股公司CFO 审计背景与信息披露质量在5%的水平上显著为正，而国有公司中上述影响不显著；货币薪酬和晋升激励的调节效应均在非国有控股公司中更加显著。主要结论与前文基本一致，大部分控制变量的符号和显著性与前文相比未发生改变，表明结论稳健。

（二）倾向得分匹配法

参考孙菁等［17］的方法，在选用前文部分控制变量的基础上，增加股权制衡度（Share2-5）和机构持股（Inst）两个特征变量，分别用第2—5 股东持股比例和机构持股比例表示，其他变量定义与前文一致，利用倾向得分匹配法（PSM），将样本中有审计背景CFO 的公司作为处理组，匹配特征较为相似的无审计背景CFO 的公司作为控制组，进行平衡性检验，结果见表七。匹配后所有协变量标准化偏差小于10%,经过T 检验，P值都大于10%，均通过了平衡性检验，匹配效果较好。

表七 倾向得分匹配结果及平衡性检验结果

续表七

为了使检验结果更稳健，本文综合采用最邻近匹配法、1 对4 近邻匹配、半径匹配、核匹配、马氏匹配和局部线性回归匹配的方法进行样本匹配，估计CFO 审计背景对信息披露质量的平均处理效应，结果如表八所示。并按上述匹配方法依次对匹配后的样本进行全样本回归和分组回归，结果见表九。

表八 匹配变量的倾向得分估计结果

表九 经各PSM 匹配方法配对后的CFO 审计背景对信息披露质量的影响

由表八可知，各匹配方法下ATT 值均显著为正，表明拥有审计背景CFO 的公司信息披露质量更高。由表九可知，各方法匹配后对样本进行回归，全样本和非国有样本中CFO 审计背景与信息披露质量的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明审计背景的CFO 正向影响企业信息披露质量。且相对于国有控股公司来说，非国有控股公司CFO 审计背景对信息披露质量的影响更加显著，与前文结论基本一致，表明结论稳健。

（三）内生性检验

前文基准回归分析结果表明审计背景CFO 有助于提升信息披露质量，但本文实证结果可能存在内生性问题。解释变量CFO 审计背景与被解释变量信息披露质量之间的关系可能源自企业的自选择效应，即信息透明度高、信息披露质量较好的企业更可能选聘有审计背景的CFO。为避免内生性问题对基准回归结果的影响，本文参照杜勇等［18］的研究，运用Heckman 两阶段模型进行检验。第一阶段，构建如下企业选择聘用审计背景CFO 的Probit 模型（4），计算出逆米尔斯比率（Imr）；第二阶段，将Imr作为控制变量加入模型（1），以检验可能存在的选择性偏差对研究结论的影响。

模型（4）中，被解释变量为是否拥有审计背景CFO（Audit）的虚拟变量，机构持股（Inst）即机构持股数量/总股数，其他控制变量包括总资产净利率（Roa）、资产规模（Size）、资产负债率（Lev）、股权集中度（Top1）。Heckman 两阶段回归结果见表十。

表十 CFO审计背景与信息披露质量的Heckman 两阶段回归结果

续表十

由表十可知，逆米尔斯比率（Imr）的系数和CFO审计背景（Audit）的系数均在1%的水平上显著为正，表明Heckman 两阶段法在控制审计背景的CFO自选择问题之后，研究结论仍与前文一致，再次验证CFO 审计背景对信息披露质量的提升作用。

五 进一步分析

（一）会计师事务所规模与信息披露质量

会计师事务所工作经历是判断CFO 具有审计背景的一项标准，会计师事务所的规模大小也会影响CFO 的专业能力和素养，进而影响信息披露质量。首先，大型会计师事务所在行业内具有较好的声誉，相对于小规模事务所来说招聘要求更高，能招揽到更多具有较强专业能力的高素质人才。其次，大型事务所相对于小型事务所，其员工培训体系更加完善，能够强化员工的职业谨慎和声誉意识。最后，大型事务所能接触到更多复杂的业务，实践机会更多，短期内能快速提升员工审计技能。因此，大型会计师事务所员工相对于小型事务所员工的专业能力和声誉意识更强，具有大型事务所工作经历的CFO 可能更有助于提高企业信息披露质量。基于以上分析，选取审计背景CFO 中具有会计师事务所经历的样本，将曾任职的会计师事务所属于中国注册会计师协会公布的前十大会计师事务所（Big10）的样本赋值为1，其他为0，进一步探究CFO 曾任职的会计师事务所规模是否会对信息披露质量产生影响，运用模型（5）进行回归，结果见表十一。

表十一 CFO曾任职的事务所规模对信息披露质量的影响

由表十一可知，全样本下CFO十大会计师事务所任职经历与信息披露质量在10%的水平上显著为正；非国有控股公司CFO 十大会计师事务所任职经历与信息披露质量在5%的水平上显著为正，而国有控股公司中二者回归系数为负但不显著。表明CFO 具有十大会计师事务所任职经历对信息披露质量具有显著正向影响，且上述影响在非国有样本中更为显著。

（二）经济后果分析

前文研究结果表明CFO 审计背景能够显著提升信息披露水平。而企业披露的信息作为外界投资者了解企业经营现状的有效途径，会影响投资者对公司的信任水平和投资选择。拥有雄厚经济实力和信息分析能力的机构投资者是企业资金的重要来源，是企业需要关注的重点。机构投资者的资金中很大比例来源于个人投资者的信托资金，若投资失误不仅影响自身资金收益，还需要承担法律风险。因此，机构投资者在进行投资前会利用自己的信息分析能力，审慎选择投资对象，避免投资失误给自身造成的风险和损失。机构投资者具有强大的信息收集和分析能力，同时具备较强的风险规避意识，会通过解读上市公司披露的一系列报告等相关信息，判断公司的发展潜力和盈利能力，从而选择投资效益较好、发展潜力较强的上市公司。此类公司内部经营状况良好，故意瞒报、漏报等违规披露信息的动机较弱。同时高质量的信息披露水平向投资者传递公司经营现状较好的信号，增加机构投资者的信心，促使经济实力较强的机构投资者投资。

本文进一步检验信息披露质量是否会对机构投资者持股偏好产生影响，以机构持股比例（Inst）作为衡量指标，构建模型（6）进行回归分析，结果见表十二。

表十二 信息披露质量对机构投资者持股偏好的影响

由表十二可知，信息披露质量与机构投资者持股比例的回归系数在加入控制变量前后均在1%的水平显著为正，表明机构投资者普遍偏好信息披露水平较高的公司。结合前文主假设可知，CFO 审计背景提升信息披露质量，进一步检验信息披露质量与机构投资者持股比例的正向关系，可知CFO 审计背景提升了信息披露质量，进而增加了机构投资者持股比例。

六 研究结论与建议

本文基于产权异质性视角，选取深交所A 股上市公司研究CFO 审计背景对信息披露质量的影响，进而考察激励机制对二者关系的影响。结果显示：具有审计背景的CFO 对全样本公司和不同产权公司信息披露质量均具有显著的促进作用；薪酬激励和晋升激励在CFO 审计背景和信息披露质量之间均具有负向调节效应，且上述调节效应在非国有控股公司中更加显著。进一步研究发现，曾在十大会计师事务所任职的CFO 会显著提升信息披露质量。此外，CFO 审计背景能够提升信息披露质量，进而增强机构投资者持股偏好。

通过以上分析，提出以下改进上市公司信息披露质量的建议：

第一，重视CFO 审计背景在信息披露质量方面的优势，完善上市公司CFO 选聘机制。具有审计背景的CFO 能够显著提升信息披露质量，因此建议上市公司尤其是非国有控股公司在选聘CFO 时，优先考虑具有审计工作背景的人员。而在选择有会计师事务所经历的CFO 时，可以优先考虑有十大会计师事务所任职经历的人员。

第二，完善CFO 培养和晋升机制。通过加强对财务人员审计能力的教育和培训，安排财务人员到审计部门进行岗位轮换等，提升财务人员的审计专业素养，培养严谨的职业道德和良好的工作习惯，建立科学合理的CFO 培养与晋升通道。

第三，关注货币薪酬和晋升激励在不同产权性质公司中的激励效果，合理使用货币薪酬和晋升激励手段调动CFO 的工作积极性，抑制CFO 的机会主义行为，提升信息披露质量。