CEO 權(quán)力、CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

何 凡 張欣哲 鄭 珺

（四川師范大學(xué) 會(huì)計(jì)系，四川 成都 610066）

一、引言

會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平從微觀層面看關(guān)系到利益相關(guān)者的決策質(zhì)量，從宏觀層面看關(guān)系到社會(huì)資源的合理配置，從會(huì)計(jì)信息產(chǎn)生到對(duì)外披露，CFO 都具有極其關(guān)鍵的作用和責(zé)任①，Mian（2001）甚至將此稱為財(cái)務(wù)體制管理的終極責(zé)任［1］。近年來國內(nèi)外學(xué)者針對(duì)CFO 與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的研究逐步增多。這些主要以高層梯隊(duì)理論為基礎(chǔ)的研究提供的證據(jù)表明，CFO 個(gè)人背景特征會(huì)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量產(chǎn)生顯著的影響，公司在CFO 任命過程中關(guān)注CFO 的背景特征有助于提高公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平。實(shí)踐中監(jiān)管部門和企業(yè)對(duì)構(gòu)建CFO 制度也越來越重視，但會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平較低的問題依然嚴(yán)重。以我國為例，雖然主管部門已經(jīng)在較長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)重視CFO 制度的建設(shè)，并且在2008年頒布的《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及其配套指引中也明確強(qiáng)調(diào)財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人在企業(yè)財(cái)務(wù)內(nèi)部控制方面的職責(zé)，可是與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量相關(guān)的違規(guī)行為并未明顯減少。這表明會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升是一項(xiàng)綜合性的制度工程，CFO 制度之外的其他配套制度亦會(huì)影響CFO 與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系。

根據(jù)高層梯隊(duì)理論，公司高管團(tuán)隊(duì)中另外一個(gè)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平有緊密關(guān)系的主體是CEO。姜付秀等（2013）發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量更多地是由CEO 和CFO 共同決定［2］；Graham 等（2005）指出CFO 同時(shí)是股東和CEO 的代理人［3］。上述結(jié)果表明CEO 權(quán)力會(huì)對(duì)CFO 與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系產(chǎn)生合乎邏輯且不可忽視的影響，但現(xiàn)有研究在探討CFO 與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系時(shí)，都未考慮CEO 權(quán)力對(duì)兩者關(guān)系產(chǎn)生的影響?；诖?，本文以《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》實(shí)施后中國上市公司為對(duì)象，研究CEO 權(quán)力、CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的關(guān)系無疑具有重要的理論和實(shí)踐意義。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）揭示了CEO 權(quán)力對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間關(guān)系的影響，深化了已有關(guān)于CFO 背景特征的研究；（2）以會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的視角入手，分析CEO 權(quán)力影響CFO 制度的效果，有助于拓寬CFO 制度的研究視野，為公司配置CEO 和CFO 提供了可資借鑒的依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

1.CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

作為公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的終極負(fù)責(zé)人，CFO 直接決定了公司會(huì)計(jì)政策的選擇和調(diào)整，其財(cái)務(wù)專長(zhǎng)當(dāng)然值得特別關(guān)注。Aier等（2005）發(fā)現(xiàn)公司財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人財(cái)務(wù)專業(yè)能力越強(qiáng)，公司發(fā)生財(cái)務(wù)重述的概率越小［4］；Geiger等（2006）發(fā)現(xiàn)在公司新的財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人的財(cái)務(wù)能力較原財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人提高的情況下，公司可操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)水平顯著降低［5］；Li等（2010）發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人專業(yè)能力越差，公司的內(nèi)部控制質(zhì)量也越差，導(dǎo)致公司財(cái)務(wù)內(nèi)部控制出現(xiàn)差錯(cuò)和舞弊的概率增加［6］；王霞等（2011）發(fā)現(xiàn)CFO 的財(cái)務(wù)專長(zhǎng)不僅可以降低會(huì)計(jì)差錯(cuò)發(fā)生的概率，而且可以減少會(huì)計(jì)差錯(cuò)發(fā)生的頻率［7］。綜上所述，可以預(yù)期CFO 財(cái)務(wù)專業(yè)能力越強(qiáng)，公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高。鑒于此，本文提出假設(shè)：

H1：CFO 財(cái)務(wù)專業(yè)能力越強(qiáng)，公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平越高。

2.CFO 任期與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

CFO 的任期是其積累工作經(jīng)驗(yàn)的主要方面，任期越長(zhǎng)越有利于積累所在公司的工作經(jīng)驗(yàn)。Aier等（2005）發(fā)現(xiàn)隨著CFO 工作經(jīng)驗(yàn)豐富程度提高，發(fā)生會(huì)計(jì)差錯(cuò)和會(huì)計(jì)舞弊的概率顯著降低［4］；Fraser等（2006）發(fā)現(xiàn)包括CFO 在內(nèi)的公司高管在任期增加后，積累的工作經(jīng)驗(yàn)可以幫助其修正決策偏差［8］；邱昱芳（2011）等發(fā)現(xiàn)，財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人在目前上市公司擔(dān)任現(xiàn)職的時(shí)間越長(zhǎng)，其所在公司的可操縱應(yīng)計(jì)項(xiàng)越低［9］。借此，本文提出假設(shè)：

H2：CFO 擔(dān)任本公司現(xiàn)職的時(shí)間越長(zhǎng)，公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平越高。

3.CFO 年齡（性別）與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

Finkelstein（1992）認(rèn)為高管年齡、性別等特征會(huì)影響其行為模式［10］。從年齡層面看，Prendergast等（1996）發(fā)現(xiàn)，與年長(zhǎng)的管理者相比，年輕的管理者為表現(xiàn)自己的能力，在企業(yè)決策中更容易表現(xiàn)出過度自信，從而做出風(fēng)險(xiǎn)更大的決策［11］；何威風(fēng)等（2010）發(fā)現(xiàn)高管年齡與公司財(cái)務(wù)重述負(fù)相關(guān)［12］。從性別層面看，Boden等（2000）的研究發(fā)現(xiàn)，美國同行業(yè)企業(yè)中，女性企業(yè)家比男性企業(yè)家經(jīng)營的企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)更低［13］；Adams等（2009）發(fā)現(xiàn)女性董事有助于董事會(huì)作用的發(fā)揮，提高董事會(huì)的效率和公司業(yè)績(jī)；何威風(fēng)等（2010）發(fā)現(xiàn)由于男性高管容易表現(xiàn)出過度自信，相對(duì)于女性高管來說更容易做出激進(jìn)的決策從而發(fā)生企業(yè)的財(cái)務(wù)重述［12］。綜上可見，隨著CFO 年齡的增長(zhǎng)，在會(huì)計(jì)政策選擇和調(diào)整過程中可能會(huì)更加穩(wěn)健，導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平的提升，同時(shí)女性CFO 與男性CFO 相比，對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平的提升有正面的影響。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H3：在CFO 具備正常的履職能力的前提下，其年齡與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平正相關(guān)；

H4：在其他條件相同的情況下，與CFO 是男性的公司相比，CFO 是女性的公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平更高。

（二）CEO 權(quán)力、CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

1.CEO 權(quán)力與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

CEO 是公司最高決策權(quán)的擁有者和行使者，按照管家理論的觀點(diǎn)，CEO 與股東的利益目標(biāo)具有一致性，公司更多地授權(quán)CEO 進(jìn)行相應(yīng)的決策。在這種情況下，CEO 會(huì)監(jiān)督CFO 選擇對(duì)公司價(jià)值最大化的會(huì)計(jì)行為，提升績(jī)效的手段是高效的競(jìng)爭(zhēng)獲利而不是盈余管理，這將有利于提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。此時(shí)，CEO 權(quán)力越大則質(zhì)量提升效應(yīng)越顯著。劉啟亮等（2013）發(fā)現(xiàn)高度集權(quán)的CEO 可以盡可能地調(diào)配公司的各種資源來完善內(nèi)部控制，確保內(nèi)部控制的建設(shè)和實(shí)施更加及時(shí)有效，從而使內(nèi)部控制更有助于提高公司會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量［14］；陳德球等（2011）發(fā)現(xiàn)隨著任期的延長(zhǎng)，CEO 在公司中的權(quán)力增加，為了維護(hù)業(yè)已建立的聲譽(yù)，CEO 會(huì)產(chǎn)生降低盈余管理的動(dòng)機(jī)［15］。代理理論則認(rèn)為CEO 與股東的利益目標(biāo)存在差異，作為經(jīng)濟(jì)人的CEO 可能因私利而損害股東利益，公司應(yīng)對(duì)CEO 進(jìn)行相應(yīng)的監(jiān)督。Francis等（2008）發(fā)現(xiàn)CEO 有動(dòng)機(jī)通過盈余操控來影響市場(chǎng)（包括資本市場(chǎng)和經(jīng)理人市場(chǎng)）的評(píng)估，從而導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的差異［16］；謝盛紋等（2014）發(fā)現(xiàn)為了獲得超額盈余的獎(jiǎng)勵(lì)報(bào)酬、爭(zhēng)奪代理權(quán)、降低被解雇的風(fēng)險(xiǎn)、減少債務(wù)融資成本，CEO 具有通過管理盈余信息影響所有者與利益相關(guān)者決策判斷的傾向，上述傾向隨CEO 權(quán)力增加變得更加明顯［17］。上述分析表明CEO 權(quán)力對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響在不同的條件下可能存在差異，故本文提出如下競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

H5a：在其他條件相同的情況下，CEO 權(quán)力越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平越高；

H5b：在其他條件相同的情況下，CEO 權(quán)利越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平越低。

2.CEO 權(quán)力對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的影響

劉啟亮等（2013）指出公司的權(quán)力結(jié)構(gòu)會(huì)影響其會(huì)計(jì)行為［14］；Graham 等（2005）認(rèn)為CEO 對(duì)自己在資本市場(chǎng)和職業(yè)經(jīng)理人市場(chǎng)的評(píng)估很大程度上影響了他們的財(cái)務(wù)報(bào)告決策［18］；Feng等（2011）發(fā)現(xiàn)CEO 權(quán)力較大時(shí)，CFO 可能因無力抵制CEO 的壓力而被迫參與會(huì)計(jì)信息操縱［19］。姜付秀等（2013）指出由于CFO 直接決定了會(huì)計(jì)政策的選擇和調(diào)整，CEO 財(cái)務(wù)報(bào)告決策的實(shí)現(xiàn)不僅依靠自身的決策，更需要直接負(fù)責(zé)會(huì)計(jì)信息處理的CFO 積極配合才能完成，CEO 勢(shì)必對(duì)CFO 的工作過程產(chǎn)生不可忽視的影響［2］。因此可以預(yù)期CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系會(huì)受到CEO 權(quán)力的影響。

那么，CEO 權(quán)力會(huì)如何影響CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系呢？首先，從CEO 權(quán)力對(duì)CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的影響來看，當(dāng)CFO 財(cái)務(wù)專業(yè)能力越強(qiáng)時(shí)，其工作過程和工作結(jié)果越具有權(quán)威性，CEO 在財(cái)務(wù)專業(yè)知識(shí)方面與CFO 相比存在的信息劣勢(shì)也越發(fā)明顯，面對(duì)CEO權(quán)力的壓力，財(cái)務(wù)專業(yè)能力越強(qiáng)的CFO 越可能從專業(yè)的角度維護(hù)會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量，因此CEO 權(quán)力對(duì)CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系可能并不能產(chǎn)生顯著的影響。對(duì)于CFO 任期與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系，CEO 權(quán)力產(chǎn)生影響的能力可能會(huì)更強(qiáng)大，姜付秀等（2013）的研究發(fā)現(xiàn)CEO 和CFO的任期交錯(cuò)產(chǎn)生的團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性能有效抑制CEO 的盈余管理能力［2］。那么，無論是CEO 和CFO 是否存在任期交錯(cuò)，CFO 的任期越長(zhǎng)，CEO 與CFO 之間的團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性都更容易被消除。特別是CEO 權(quán)力越大時(shí)，在較長(zhǎng)的CFO 任期中施壓成功的概率越大，因此CEO 權(quán)力可能會(huì)降低因CFO 任期延長(zhǎng)而對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升效果。另外，王霞等（2011）的研究發(fā)現(xiàn)隨著CFO 年齡的增長(zhǎng)，其決策的保守傾向和豐富的工作經(jīng)驗(yàn)是減少其主觀和客觀會(huì)計(jì)差錯(cuò)的重要原因［7］，在考慮CEO 權(quán)力的影響時(shí)，CFO 年齡上的優(yōu)勢(shì)可能會(huì)有利于其維護(hù)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，CEO 更可能出于對(duì)其工作經(jīng)驗(yàn)充分利用的角度而選擇支持其會(huì)計(jì)行為。而從性別的角度來看，李小榮等（2012）研究表明女性在財(cái)務(wù)決策中更謹(jǐn)慎［20］；Nalikka（2009）發(fā)現(xiàn)女性CFO 提供更多和更高質(zhì)量的自愿性披露，并認(rèn)為女性CFO 的謹(jǐn)慎和溝通能力較男性CFO 更強(qiáng)是導(dǎo)致其前述行為的主要原因［21］。因此我們認(rèn)為女性CFO 為了實(shí)現(xiàn)其自身會(huì)計(jì)信息報(bào)告目標(biāo)，能更有效地利用其溝通能力尋求CEO 的支持，從而使CEO 權(quán)力對(duì)因CFO 性別特征而產(chǎn)生的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提升效果產(chǎn)生進(jìn)一步的提升效應(yīng)?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設(shè)：

H6：公司CEO 權(quán)力對(duì)因CFO 財(cái)務(wù)專業(yè)能力增強(qiáng)而導(dǎo)致的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平提高無法產(chǎn)生顯著的影響；

H7：公司CEO 權(quán)力增加會(huì)對(duì)因CFO 擔(dān)任本公司現(xiàn)職的時(shí)間越長(zhǎng)而導(dǎo)致的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平提高產(chǎn)生抑制效應(yīng)；

H8：公司CEO 權(quán)力增加會(huì)對(duì)因CFO 年齡增長(zhǎng)而導(dǎo)致的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平提高產(chǎn)生提升效應(yīng)；

H9：公司CEO 權(quán)力增加會(huì)對(duì)因CFO 是女性而導(dǎo)致的上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平提高產(chǎn)生提升效應(yīng)。

在實(shí)證檢驗(yàn)的過程中，關(guān)于CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的假設(shè)得到證實(shí)，是進(jìn)一步檢驗(yàn)CEO 權(quán)力對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間關(guān)系影響的前提條件，如果前者在實(shí)證研究中不符合預(yù)期，則后續(xù)的假設(shè)不予檢驗(yàn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

財(cái)政部于2008年頒布并于2009年開始在上市公司實(shí)施《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，這說明對(duì)上市公司內(nèi)部控制建設(shè)的重視達(dá)到一個(gè)新的高度。因此，本文選取2009～2013年滬深交易所上市的所有A 股上市公司為初始樣本，并對(duì)初始樣本進(jìn)行如下篩選：首先剔除了金融業(yè)和公共事業(yè)類上市公司；然后剔除年度行業(yè)觀察值少于20個(gè)的行業(yè)樣本；剔除ST、＊ST 公司；在此基礎(chǔ)上，剔除五年中任意一年初始樣本數(shù)據(jù)缺失或其他相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的公司。最終獲得為期五年的平衡面板數(shù)據(jù)，各年觀測(cè)值為1027個(gè)，共5135個(gè)觀測(cè)值。研究數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、上海和深圳證券交易所官方網(wǎng)站。

（二）變量設(shè)置及檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

1.CEO 權(quán)力變量。借鑒權(quán)小鋒等（2010）使用的方法［22］，將CEO 權(quán)力細(xì)分為組織權(quán)力、專家權(quán)力、所有制權(quán)力、聲譽(yù)權(quán)力四個(gè)方面，為上述四個(gè)方面分別設(shè)置2個(gè)啞變量，然后對(duì)8個(gè)啞變量進(jìn)行主成分分析②，采用第一主成分為CEO 權(quán)力的綜合指標(biāo)，形成第一個(gè)CEO 權(quán)力衡量綜合指標(biāo)Powerpc；另外直接計(jì)算8個(gè)啞變量的算術(shù)平均值，得到另一個(gè)CEO 權(quán)力衡量綜合指標(biāo)Powerew。上述變量用向量組APower表示。在此基礎(chǔ)上，為了檢驗(yàn)CEO 權(quán)力對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間關(guān)系的影響，在實(shí)證模型中需構(gòu)建交乘項(xiàng)，為此，對(duì)前述Powerpc、Powerew分別設(shè)置對(duì)應(yīng)的分組啞變量（變量定義見表1），以向量組AYPower表示。

2.CFO 背景特征變量。已有研究一般從職業(yè)資格、CFO 學(xué)歷、任職年限等方面衡量CFO 的財(cái)務(wù)專長(zhǎng)。由于本文將任職年限作為CFO 背景特征之一單獨(dú)研究，因此設(shè)置STUD 為CFO 學(xué)歷變量，如果CFO 取得了碩士及以上學(xué)歷，取值1，否則0；設(shè)置CPA 為CFO 職業(yè)資格變量，如果CFO 取得CPA 或中級(jí)及以上會(huì)計(jì)師職稱，取值1，否則0；變量PRC為STUD 和CPA 的算術(shù)平均數(shù)，以其作為財(cái)務(wù)專長(zhǎng)的綜合衡量指標(biāo)；TOC 為CFO 在公司中的任職年限；CAGE 為CFO 的年齡；CSEX 為CFO 的性別，女性取值1，否則0。上述變量用向量組ACFO 表示。

3.會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。以公司盈余管理水平衡量會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，設(shè)置變量DIA 代表公司可操縱性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的絕對(duì)值，采用陸建橋（1999）使用的擴(kuò)展瓊斯模型［23］：

其中：TAit為i公司第t年應(yīng)計(jì)利潤(rùn)總額；Ait-1為i公司第t-1年的資產(chǎn)總額；ΔREVit為i公司第t年?duì)I業(yè)收入變動(dòng)額；ΔRECit為i公司第t年應(yīng)收款項(xiàng)增加額；FAit為i公司第t年的固定資產(chǎn)；IAit為i公司第t年的無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)。DIA 為模型擬合后的殘差項(xiàng)。

4.控制變量。借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究［24］，本文控制了如下影響因素：公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、成長(zhǎng)機(jī)會(huì)、審計(jì)質(zhì)量、獨(dú)立董事人數(shù)、年度和行業(yè)啞變量，以向量組ACONTR 表示。全部變量及其定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系，即假設(shè)H1～H4，本文構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)模型：

表1 變量定義表

為檢驗(yàn)CEO 權(quán)力與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的假設(shè)H5a和H5b，以及CEO 權(quán)力對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間關(guān)系產(chǎn)生的影響，即假設(shè)H6～H9，本文構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)模型：

模型（1）、（2）中變量具體定義見上文及表1。αi和κi代表截面數(shù)據(jù)的個(gè)體效應(yīng)，使用Stata12.0進(jìn)行樣本分析，BP檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了面板模型下的固定效應(yīng)回歸和橫截面的混合回歸，故假設(shè)αi和κi為隨機(jī)變量，采用隨機(jī)效應(yīng)模型回歸；μit和ξit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)；為避免異方差和自相關(guān)的影響，采用非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計(jì)法。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，Powerpc的均值為0.0371，第一四分位數(shù)（Q1）為0.0125，第三四分位數(shù)（Q3）為0.0526，表明不同公司的CEO 權(quán)力大小區(qū)別較大，從Powerew的描述性統(tǒng)計(jì)中同樣可以觀察到這一結(jié)果。從STUD 的統(tǒng)計(jì)來看，有31.4%的CFO 擁有碩士及以上學(xué)歷，表明我國上市公司CFO 的學(xué)歷水平較高，擁有良好的教育背景；CPA 的均值為0.451，表明CFO 中已獲得CPA 資格或取得中級(jí)以上會(huì)計(jì)職稱的比例為45.1%，CFO 普遍掌握了良好的會(huì)計(jì)專業(yè)技能。另外，CFO 任職年限均值為1.338，第一四分位數(shù)（Q1）為0.5，第三四分位數(shù)（Q3）為3.472，表明不同公司CFO 的任職年限有較大差異；CFO 的平均年齡是40.315；有26.2%的CFO 為女性；DIA 的均值為0.064，從分位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤來看，不同公司的可操縱性應(yīng)計(jì)數(shù)的差異依然明顯。

表3中報(bào)告了變量DIA 與CFO 特征和CEO 權(quán)力相關(guān)變量的Pearson相關(guān)系數(shù)，Powerpc、Powerew與DIA 的相關(guān)系數(shù)均為正，且在10%水平上顯著；DIA 與CFO 背景特征4個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)均為負(fù)，且除與CSEX 的相關(guān)系數(shù)不顯著之外，另外3個(gè)變量的相關(guān)系數(shù)均在5%及以上水平上顯著。從Pearson相關(guān)系數(shù)的結(jié)果來看，本文關(guān)于CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的假設(shè)得到了初步支持。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

（二）回歸結(jié)果分析

1.CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系分析

我們用模型（1）對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。為更好地反映CFO 背景特征對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響，首先分別將財(cái)務(wù)專長(zhǎng)、任職年限、年齡、性別單獨(dú)放入模型，然后再將所有測(cè)試變量同時(shí)放入模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4。

從表4可知，5個(gè)回歸模型的AdjR2最小值為0.225，最大值為0.453，表明模型較好地?cái)M合了樣本數(shù)據(jù)，模型的F值范圍為13.03～28.66，證明了各模型的顯著性。從模型（1）～（4）的結(jié)果看，4個(gè)CFO 背景特征變量的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，除CSEX 的回歸系數(shù)不顯著之外，其余3個(gè)變量的回歸系數(shù)均在5%及以上水平顯著為負(fù)。這表明CFO 的財(cái)務(wù)專長(zhǎng)越強(qiáng)、任職期限越長(zhǎng)以及年齡越大對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提升作用越顯著。與已有研究不同的是，回歸結(jié)果并未支持女性CFO 對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用。從模型（5）的結(jié)果看，當(dāng)全部CFO 背景特征變量同時(shí)進(jìn)入模型進(jìn)行回歸時(shí)，各變量回歸系數(shù)的符號(hào)未發(fā)生變化，顯著水平未有降低；變量CSEX 的回歸系數(shù)在10%水平上顯著。這表明女性CFO 對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用需要與CFO 其他背景特征相互配合才能體現(xiàn)，這一結(jié)果可能需要在相關(guān)研究中進(jìn)一步分析。至此，假設(shè)H1～H3全部得到了支持，假設(shè)H4得到了部分支持。

在控制變量的回歸結(jié)果中，公司規(guī)模的回歸系數(shù)為負(fù)，但并不顯著；而資產(chǎn)負(fù)債率、主營業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率的回歸系數(shù)均為正，并且顯著；審計(jì)質(zhì)量與獨(dú)立董事人數(shù)的回歸系數(shù)都顯著為負(fù)，表明審計(jì)監(jiān)督和獨(dú)立董事的監(jiān)督作用對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升有顯著的正向效果。這些結(jié)論與已有研究的結(jié)論基本一致。

表4 CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量

2.CEO 權(quán)力對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間關(guān)系的影響分析

表5是模型（2）的回歸結(jié)果，為檢驗(yàn)CEO 權(quán)力與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系，我們首先用衡量CEO 權(quán)力的第一個(gè)綜合變量Powerpc作為自變量，加入控制變量進(jìn)行回歸，得到結(jié)果（1）。然后再按照與模型（1）回歸時(shí)相似的方法，首先單獨(dú)引入CFO 的背景特征變量和相應(yīng)變量與YPowerpc的交叉項(xiàng)，得到（2）～（5）4個(gè)分析結(jié)果。最后將全部變量和交叉項(xiàng)引入模型進(jìn)行回歸，得到結(jié)果（6）。在結(jié)果（1）～（6）中，變量Powerpc的回歸系數(shù)始終顯著為正，說明如果公司不具備對(duì)CEO 權(quán)力的有效控制手段，CEO 權(quán)力越大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越差，檢驗(yàn)結(jié)果支持假設(shè)H5b，符合代理理論的預(yù)期。在結(jié)果（2）～（6）中，CFO 背景特征所有變量的回歸系數(shù)均為負(fù)，并且除CSEX 外，其余變量的系數(shù)均顯著，這一結(jié)果與模型（1）相同，進(jìn)一步支持了模型（1）的分析結(jié)論。從交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)來看，YPowerpc×PRC的回歸系數(shù)為負(fù)，但并不顯著，這表明CEO 權(quán)力對(duì)CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系無法產(chǎn)生明顯的影響，說明在CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響相對(duì)獨(dú)立于CEO 權(quán)力。進(jìn)一步地，可以認(rèn)為CEO 權(quán)力難以影響具有較強(qiáng)財(cái)務(wù)專業(yè)能力的CFO 與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系，由于PRC的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明具有較強(qiáng)財(cái)務(wù)專業(yè)能力的CFO 對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用具有抵御強(qiáng)大CEO 權(quán)力負(fù)面影響的能力，檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H6的結(jié)論。YPowerpc×TOC 的回歸系數(shù)顯著為正，TOC的系數(shù)顯著為負(fù)，表明CEO 權(quán)力對(duì)CFO 任期與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，在CEO 權(quán)力增加時(shí)，任期較長(zhǎng)的CFO 并不能對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量產(chǎn)生相對(duì)獨(dú)立的影響，相反可以認(rèn)為，在CEO 權(quán)力增加的情況下，CFO 任期越長(zhǎng)反而可能為兩者之間的合謀提供了機(jī)會(huì)，從而產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，假設(shè)H7得到了支持。其余兩項(xiàng)交叉項(xiàng)YPowerpc×CAGE 和YPowerpc×CSEX 的系數(shù)均顯著為負(fù)，從系數(shù)值來看，交叉項(xiàng)的系數(shù)絕對(duì)值也都明顯大于單變量CAGE 和CSEX 的系數(shù)絕對(duì)值，表明CEO 權(quán)力對(duì)CFO 年齡和性別與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系產(chǎn)生了顯著的提升效應(yīng)。這可能是因?yàn)樵贑EO 權(quán)力增加的情況下，由于年齡較大的CFO 和女性CFO 可能具備更強(qiáng)的溝通經(jīng)驗(yàn)和溝通性別優(yōu)勢(shì)，從而獲得CEO 支持提升會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的行為，假設(shè)H8和H9得到了支持。需要注意的是，單變量CSEX 的回歸系數(shù)本身雖為負(fù)，但并不顯著，而交叉項(xiàng)YPowerpc×CSEX 的系數(shù)顯著為負(fù)，表明性別的有利影響在CEO 權(quán)力較大的公司值得重視。各模型中的控制變量回歸結(jié)果與表4中模型（1）的結(jié)果類似，不再贅述。

表5 CEO 權(quán)力對(duì)CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量關(guān)系的影響

另外，以本文設(shè)置的衡量CEO 權(quán)力的第二個(gè)綜合變量Powerew作為自變量的回歸結(jié)果與表5中的結(jié)果一致?；诜€(wěn)健性考慮，我們還進(jìn)行了如下檢驗(yàn)：（1）使用Louis（2004）的方法計(jì)算公司的盈余管理水平［25］，重新進(jìn)行模型（1）、（2）的回歸，研究結(jié)論保持不變；（2）將樣本公司中曾發(fā)生財(cái)務(wù)重述的年度樣本重新組合成一組樣本，剩余的年度樣本組合為另一組樣本，然后對(duì)這兩組樣本按照前文方法進(jìn)行回歸，研究結(jié)論與前述結(jié)論一致。由于測(cè)試結(jié)果與前文結(jié)果無實(shí)質(zhì)性差異，故未在文中報(bào)告。

五、研究結(jié)論與政策建議

公司高管的背景特征將影響公司行為，從會(huì)計(jì)行為的選擇來看，CEO 和CFO 的背景特征會(huì)產(chǎn)生更加直接的影響?，F(xiàn)有研究通常單獨(dú)研究CEO 權(quán)力和CFO 背景特征對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量產(chǎn)生的影響。但是CFO 并不只是CEO 的代理人，CFO 背景特征與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系究竟會(huì)受到CEO 權(quán)力的何種影響，需要進(jìn)一步的研究。本文的研究表明：如果公司不具備對(duì)CEO 權(quán)力的有效控制手段，CEO 權(quán)力越大會(huì)導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息質(zhì)量惡化越嚴(yán)重；CFO 財(cái)務(wù)專業(yè)能力越強(qiáng)、任職期限越長(zhǎng)、年齡越大，對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用越顯著。單獨(dú)考慮CFO 的性別時(shí)，女性CFO 對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用并不明顯；CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響相對(duì)獨(dú)立于CEO 權(quán)力，財(cái)務(wù)專業(yè)能力較強(qiáng)的CFO 對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提升作用具有抵御CEO 權(quán)力負(fù)面影響的能力；CEO 權(quán)力對(duì)CFO 任期與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系產(chǎn)生了抑制效應(yīng)；CEO 權(quán)力對(duì)CFO 年齡和性別與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量之間的關(guān)系產(chǎn)生了顯著的提升效應(yīng)。

據(jù)此，本文的政策建議如下：（1）CFO 制度建設(shè)中應(yīng)注意CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)的考核，提高對(duì)CFO 財(cái)務(wù)專業(yè)能力的要求有利于會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高，同時(shí)要保證CFO 有相對(duì)穩(wěn)定的任職環(huán)境，為其積累更多的工作經(jīng)驗(yàn)提供條件；（2）為了在CEO 權(quán)力較大的情況下提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量水平，應(yīng)構(gòu)建充分發(fā)揮CFO 財(cái)務(wù)專長(zhǎng)、利用CFO 的工作經(jīng)驗(yàn)和溝通能力的財(cái)務(wù)制度，同時(shí)應(yīng)注意加強(qiáng)對(duì)任期重合較長(zhǎng)的CEO和CFO的監(jiān)督。

本文的局限性在于：首先，由于數(shù)據(jù)的可獲得性受限，研究樣本的時(shí)間窗口期偏短，結(jié)論的可靠性受到影響；其次，由于我國上市公司權(quán)力結(jié)構(gòu)存在異質(zhì)性，并非所有的公司CEO 在管理團(tuán)隊(duì)中都具有最終的經(jīng)營決策權(quán)，因此研究有進(jìn)一步完善的空間。

注釋：

①我國上市公司的財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人稱謂多樣，常見的有CFO、財(cái)務(wù)總監(jiān)、總會(huì)計(jì)師、財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人、財(cái)務(wù)部部長(zhǎng)、財(cái)務(wù)部經(jīng)理、財(cái)務(wù)處長(zhǎng)、首席財(cái)務(wù)官等。本文CFO 指上市公司年報(bào)中所披露的“主管會(huì)計(jì)工作負(fù)責(zé)人”。

②這8個(gè)啞變量是：組織權(quán)力（CEO 是否兼任董事長(zhǎng)、CEO 是否是公司的內(nèi)部董事）；專家權(quán)力（CEO 是否具有高級(jí)職稱、CEO 的任職年限是否夠長(zhǎng)）；所有制權(quán)力（CEO 是否具有股權(quán)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例是否低于行業(yè)中位數(shù)）；聲譽(yù)權(quán)力（CEO 是否高學(xué)歷、CEO是否在本企業(yè)之外兼職），上述啞變量在“是”時(shí)取值“1”，“否”時(shí)取值“0”。

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