CFO兼任董秘、異常審計費用與審計質量

【摘要】注冊制的全面實施使得企業上市的門檻降低， 從而倒逼獨立審計質量提升， 而多部門的持續監管也在改變著上市公司的治理格局。本文采用2007 ～ 2022年我國A股上市公司數據， 就CFO兼任董秘這一特殊治理機制對審計質量的影響進行實證考察。研究發現： CFO兼任董秘與審計質量顯著正相關， 其中異常審計費用發揮了部分中介作用， 同時當CFO兼董秘年齡分布、 盈余管理和異常審計費用方向、 代理成本等不同時， CFO兼任董秘對審計質量的影響也不同。本文豐富了公司治理和審計質量研究領域的文獻， 并為政策制定部門和監管部門決策提供了參考依據。

【關鍵詞】CFO兼任董秘；審計質量；盈余管理；異常審計費用

【中圖分類號】 F239 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）23-0082-7

【基金項目】重慶市專業學位研究生教學案例庫建設項目（項目編號：yal223006）；重慶市社會科學規劃項目“戰略整合審計、地方政府效率與鄉村振興戰略”（項目編號：2019YBGL073）；重慶市教委重大項目“政府財務報告審計制度研究”（項目編號：22SKGH184）

【作者單位】重慶工商大學會計學院， 重慶 400067

一、 引言

注冊會計師獨立審計是市場監督體系中的重要制度安排。2017年以來， 國務院、 中國證監會、 財政部和證券交易所等陸續出臺或修訂了有關企業治理和獨立審計業務的一系列法律法規， 如《上市公司治理準則》《會計師事務所執業許可和監督管理辦法》。2023年11月財政部發布的《關于嚴禁會計師事務所以或有收費方式提供審計服務的通知》要求切實增強會計師事務所獨立性， 禁止或有收費行為， 避免因利益沖突對審計質量產生不利影響。然而， 從企業治理特征角度研究審計質量的文獻并不多， 尤其是有關CFO（首席財務官）兼任董秘（董事會秘書）這一特殊治理機制（指代人時表述為“CFO兼董秘”）對審計質量的影響研究較少見。CFO扮演著會計信息生產者等重要角色， 而董秘則承擔著信息收集、 加工及披露等職責， 是企業規范運作的監督者和代言人。顯然， 兩者的職能存在共性， 從而共同影響著企業的盈余信息質量（Mian，2001）。CFO與董秘由德才兼備者兼任， 可以確保財務信息從生產到披露全過程的高質量， 有效減少信息不對稱現象， 并降低因流程不暢或信息失真而可能導致的異常審計費用， 進而提升整體審計質量。然而， 若兼任者存在舞弊動機且公司治理機制不健全， 則可能適得其反， 從而增加異常審計費用， 降低審計質量。

在此背景下， 本文以2007 ～ 2022年我國A股上市公司為樣本， 理論分析并實證檢驗了CFO兼任董秘、 異常審計費用與審計質量之間的關系。結果發現： CFO兼任董秘有助于降低異常審計費用， 并提升審計質量。這一結論的意義與貢獻在于： 在實務層面， 可為遏制審計市場惡性低價競爭、 提高審計質量， 及完善公司治理、 保護中小投資者利益、 促進資本市場高質量發展提供借鑒； 在理論層面， 拓展了公司治理、 審計治理和聲譽理論的交叉研究領域。

二、 文獻回顧

（一） 有關CFO兼任董秘經濟后果的研究

目前， 關于CFO兼任董秘的經濟后果， 學術界存在兩種主要觀點。一種觀點認為， CFO兼任董秘可改進財務報表的形式， 從實質上提高財務報表質量（路軍偉等，2019）， 增強財務報表的可比性（Wang等，2023）， 以及提升信息披露質量和資本市場效率（彭情和鄭宇新，2018）。CFO兼任董秘導致的信譽激勵對應計盈余管理有一定制約作用， 但對真實盈余管理無顯著影響（肖萬等，2022）。另一種觀點認為， CFO兼任董秘會削弱公司內部監督， 使會計信息質量下降（汪蕓倩和王永海，2019）。Huang等（2023）發現， 高管兼任董秘的公司更可能受到證券交易所的質疑， 強勢的高管兼任董秘可能會增加企業經營成本、 降低信息質量， 且對企業的內部人交易利潤產生明顯抑制作用（姚振曄和曹偉，2019）。

（二） 有關異常審計費用影響因素和經濟后果的研究

1. 異常審計費用影響因素的相關研究。一是企業治理機制、 內部控制和經營決策對異常審計費用的影響。隨著內部控制瑕疵信息嚴重程度和公開頻率的提升， 異常審計費用也會增加（徐盛秋，2019）。高質量的內部控制體系在減少不必要的審計支出方面發揮著積極作用， 能抑制正向異常審計費用， 但與負向異常審計費用不相關（曹志鵬和郭寧，2021）。能力出眾的CFO可通過實施有效的財務管理和內部控制來降低異常審計費用。

二是宏觀環境、 審計主體與客體特征對異常審計費用的影響。異常審計費用與地區腐敗呈U型關系， 該相關性在市場化程度較低的地區、 國有企業和固定資產占比較高的企業中更顯著（朱宏泉和陳雙燕，2020）。在法制環境良好且由非“四大”審計的情況下， 企業創新對異常審計費用的影響更顯著（聶曉等，2022）。

2. 異常審計費用影響審計質量的相關研究。整體而言， 非“四大”收取的異常審計費用會對審計質量產生較大影響（史元等，2017）。進一步來說， 存在兩種截然相反的觀點。一種觀點認為， 兩者負相關（史元等，2017；馬壯等，2018；陳麗英等，2018；姜月運等，2019）， 其中正向異常審計費用也與審計質量負相關（Choi等，2010）。另一種觀點則認為， 異常審計費用會提高審計質量（Eshleman和Guo，2014）。

（三） 有關審計質量影響因素的研究

1. 審計主體對審計質量的影響。大量學者從審計師（注冊會計師， 下同）素質、 會計師事務所、 外部監管和市場競爭等方面出發對審計質量展開研究。其中， 穩定的審計團隊（蘭秀文等，2022）、 非正式審計團隊質量（李瑛玫等，2021）、 上市公司選擇原簽字注冊會計師（陳武朝等，2020）、 共享審計師（李兆華和張楚，2021）、 兩位簽字注冊會計師的任期交錯年數（閆煥民等，2022）、 審計師成長期（張雪華，2022）、 簽字注冊會計師行業專長（許弟偉，2022）、 審計師審計任期（Ghosh和 Moon，2005；Jackson等，2008）、 前后任審計師溝通有效性（鄭倩雯等，2022）、 會計師事務所的國際化（彭雯等，2022）和審計的信息化水平（王帆和任瑞雪，2023；高明華，2022）均會顯著提升審計質量。但是， 簽字注冊會計師與企業高管的社會聯系會使審計質量明顯下降（易玄和周瑤瑤，2021）。

2. 監管政策及環境對審計質量的影響。經濟增長壓力會降低政府審計質量（趙放等，2022）， 與“增權”策略相比， 使用“減債”策略的公司更易被出具非標審計意見， 并提高審計質量（顏恩點和錢川陽，2022）。在修訂后的《中國證券監督管理委員會行政許可實施程序規定》的嚴格監管下， 會計師事務所面臨的懲罰和訴訟風險增大， 但這有利于其強化自身法律責任和信譽管理， 提高整體審計質量（樓雯倩等，2022）。審計收費限價政策顯著提高了小型會計師事務所的審計質量（葉豐瀅和龔曼寧，2020）。接受國家審計的企業在變更會計師事務所后， 其社會審計質量提高（雷宇和林澄鋒，2023）。

3. 客戶特征對審計質量的影響。高度集中的治理結構使得我國上市公司的競爭能力難以充分發揮， 從而影響企業的審計質量（徐京平和孫振杰，2021）。客戶集中度會顯著降低企業的審計質量（洪金明等，2021）。

綜上， 有關審計質量的研究成果已較為豐富， 但鮮有文獻研究CFO兼任董秘、 異常審計費用及審計質量三者間的關系。我國審計市場存在惡意低價競爭和以“或有收費”方式提供審計服務等問題， CFO兼任董秘這一治理機制對異常審計費用和審計質量的影響較復雜， 本研究具有重要學術意義和現實意義。

三、 理論分析與研究假設

（一） CFO兼任董秘與審計質量： 基于信息論的分析

信息論將世界的本體視為各種形態的信息。企業信息是與企業實踐有關的語義信息， 包括財務信息和非財務信息。在信息論視域下， 企業信息生產就是企業各級、 各類主體圍繞企業實踐、 企業活動、 企業事件等生成數據、 文本、 圖片、 視頻等不同形態信息產品的過程， 包括不同形態信息的生成、 轉化與重組。作為獨立審計對象的信息主要為財務報表及附注等財務信息， 當然也包括其他一些作為佐證的非財務信息。CFO作為財務信息的直接責任人， 對財務報告制作的全過程進行監管。這種職能和制度設計決定了CFO對盈余信息質量存在重大影響（Mian，2001；Geiger等，2008）。為緩解投資者和上市公司之間的信息不對稱問題， 我國引入董秘制度并將董秘納入上市公司管理團隊， 以加強其管理作用。為確保其在公司日常經營管理方面具備相應的專業能力， 證券交易所也提出了相關任職資格要求， 包括董秘需具備財務審計、 金融投資或者法律等領域的工作經驗（姜付秀等，2016）， 以充分發揮其信息披露和監管職能。研究發現， 董秘會影響企業會計信息披露質量（周開國等，2011）， 具有金融等財務工作經驗的董秘會提高企業盈余的信息含量（姜付秀等，2016）。

CFO和董秘與盈余管理、 信息披露等密切相關， 因此一些學者從盈余信息質量角度來研究兩者的關系， 但是結論卻截然不同。一種觀點強調兩者的協同效應， 即 CFO兼任董秘可降低高管之間的信息不對稱， 更好地發揮雙重職責， 從而提高信息質量； 另一觀點認為， CFO兼董秘會利用其雙重權力， 產生機會主義傾向， 對會計信息質量產生負面影響（汪蕓倩和王永海，2019）。本文認為， CFO兼董秘對信息質量的影響取決于個人素質等因素， 假定其很理性、 有良好職業道德和較高專業技能， 則其能更好地掌握公司內部信息， 提高信息質量和信息披露效率， 降低錯報風險， 提升審計質量。由此， 提出如下假設：

H1： 保持其他因素不變， CFO兼任董秘能夠提高企業的外部審計質量。

（二） CFO兼任董秘與異常審計費用： 基于聲譽理論的分析

聲譽理論認為： 聲譽是一種重要的無形資產， 可以幫助企業等主體樹立品牌形象和贏得客戶信任， 并提高企業的市場競爭力（李延喜等，2010）?；诰S持聲譽動機， CFO兼董秘具有較強的積極性和使命感， 既會努力確保信息質量， 也會注重降低企業的信息違規風險。從財務報告質量角度看， CFO在會計政策的選擇和調整上具有很大的影響力（Mian，2001）， 受到良好教育和專業訓練的CFO比公司其他高管更加厭惡風險且更值得信賴（Brief，1975；Heiliar等，2002）， 因而使企業的財務報告質量更高。

高質量財務報告使企業不愿支付高額的審計費用。董秘是企業與外界溝通的橋梁， CFO兼董秘的權力較大， 承擔的風險較高。注冊制下， 未能有效履職的CFO兼董秘可能面臨解聘、 處罰及賠償等風險。由此， CFO兼董秘的風險規避意識也較強， 在抵制高管不良干預和粉飾報表方面， 表現出更高的專業素養和更強的內在動機， 從而倒逼其更好地發揮監督作用， 減少盈余操縱行為的發生（孫光國和郭睿，2015）。此時企業購買審計意見的動機降低， 與審計師的談判能力增強， 從而會減少審計費用。由此， 提出如下假設：

H2： 保持其他因素不變， CFO兼任董秘會抑制異常審計費用。

（三） 異常審計費用與審計質量的關系

政府干預多、 法律風險低的新興市場對高質量審計的需求有限， 導致會計師事務所動力不足， 同時企業也可能支付高額審計費用購買有利意見或過度操控盈余， 損害審計質量。由于我國審計市場的集中度不高， 無論是國際“四大”， 還是國內“八大”， 都沒有形成一家獨大的局面， 注冊會計師行業仍屬于買方市場， 競爭十分激烈（田利輝和劉霞，2013）， 這就使得企業在談判中擁有較大的話語權。而業績不佳的企業有強烈的動機提升審計費用以得到想要的審計報告， 客觀上增加了異常審計費用。對中國證監會處罰公司的個案進行研究發現： 近年來， 部分公司存在購買審計意見的重大嫌疑， 這部分公司占整個市場的比重在2%左右（楊和雄，2009）。當會計師事務所為了維護客戶關系或獲取更多業務而接受異常審計費用時， 它們可能會傾向于在審計過程中放寬標準， 減少必要的審計程序， 或者對客戶財務報表中的潛在問題視而不見。這種行為不僅會損害審計的公正性， 還將為客戶提供進行盈余管理的空間， 從而加劇財務報表的誤導性。異常審計費用往往與審計質量的下降密切相關。當會計師事務所妥協于客戶的不合理要求時， 它們可能會犧牲審計程序的完整性和嚴謹性， 導致審計結論不可靠。由此， 提出如下假設：

H3： 保持其他因素不變， 異常審計費用與審計質量負相關。

（四） CFO兼任董秘、 異常審計費用與審計質量的關系

CFO兼任董秘這一特殊的治理機制設計通過提高信息透明度、 加強內部監督以及優化資源配置等途徑， 顯著降低了審計過程中的不確定性和風險。這不僅減少了審計過程中因信息不對稱或內部監督不足而可能引起的額外審查需求， 而且有效抑制了異常審計費用的產生?？梢?， 異常審計費用的降低并非偶然， 而是CFO兼任董秘這一治理機制產生的直接效應。這一協同機制可提升審計師對企業財務報告的信賴度， 增強審計的獨立性和客觀性， 進而提高審計質量。另外， CFO兼董秘出于對職業聲譽的維護， 更傾向于披露真實的會計信息， 減少購買審計意見的行為， 且對規則的充分了解使其對會計信息質量更有信心。因而可以說， CFO兼任董秘制度既可直接影響審計質量， 又可通過異常審計費用間接影響審計質量。由此， 提出如下假設：

H4： 保持其他因素不變， CFO兼任董秘可通過抑制異常審計費用來提高審計質量。

四、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文以2007 ～ 2022年我國A股上市公司為初始樣本， 并進行如下處理： ①剔除ST類公司； ②考慮到行業特殊性， 剔除銀行、 保險等金融類公司； ③剔除數據缺失樣本。最終得到32810個公司—年度樣本觀測值。CFO兼任董秘數據和基本財1c8e766612400f06e132c29dff5900a927acac5b1b7cd5de4a96a33d2467edb6務指標從國泰安（CSMAR）數據庫獲取， 其他數據來源于迪博數據庫。同時， 對連續變量進行1%和99%分位的 Winsorize處理， 以排除極端值的影響。另外， 全部回歸分析均控制了年度（Year）、 行業（Ind）固定效應。

（二） 變量與模型設定

1. 變量設定。

（1） 被解釋變量： 審計質量（|Da|、|Re|）。該變量取值越大， 審計質量越差。采用兩種方法進行衡量： 一是應計盈余管理（|Da|）， 借鑒Ball和Shivakumar（2006）的研究， 利用修正后的截面 Jones 模型計算得到。二是真實盈余管理（|Re|）， 借鑒李增福等（2011）的方法， 用異常經營活動現金凈流量、 異常生產成本和異常酌量性費用計量。具體方法是： 通過線性回歸估算出經營活動現金凈流量、 生產成本和酌量性費用的均值， 再用這三項的當年實際數減去均值。

（2） 解釋變量： CFO兼任董秘（C_S）。借鑒肖萬等（2022）的研究， 將其設為虛擬變量， 當CFO兼任董秘時C_S取值為 1， 否則為 0。文中 CFO 指上市公司財務總負責人， 為首席財務官、 財務總監、 財務副總裁、 財務負責人、 財務部經理和總會計師等的統稱。

（3） 中介變量： 異常審計費用（Afee）。借鑒李明輝和沈真真（2016）選取控制變量和設定模型的方法， 構建如下審計費用模型：

Lnfeet=α0+α1Sizet+α2Catat+α3Roat+α4Losst+α5Levt+

α6Arit+α7Empt+α8Liqt+α9Big4t+α10Opit+α11Swit+α12Delt+α13Yeart+α14Indt+ε （1）

其中， 被解釋變量Lnfee為審計費用的自然對數。解釋變量包括： 公司規模（Size）、 總資產收益率（Roa）、 是否虧損（Loss）、 資產負債率（Lev）、 財務報表復雜程度（Ari）、 流動比率（Liq）、 是否由“四大”審計（Big4）（上述變量的定義見表1）； 資產流動性（Cata）， 流動資產占總資產的比重； 員工人數（Emp）， 員工人數的平方根； 審計意見（Opi）， 本年度若為非標審計意見， 則取值為1， 否則為0； 會計師事務所變更（Swi）， 本年度若發生了會計師事務所變更， 則取值為1， 否則為0； 業務復雜程度（Del）， 資產負債表日與審計報告披露日間隔天數的自然對數。同時控制了年度（Year）和行業（Ind）固定效應。對模型（1）進行回歸后得到的殘差即為異常審計費用（Afee）。

（4） 控制變量。本文參照朱宏泉和陳雙燕（2020）的研究選取控制變量。

具體變量定義見表1。

2. 模型設定。為檢驗CFO兼任董秘、 異常審計費用和審計質量的關系， 分別設立CFO兼任董秘與審計質量的多元線性回歸模型（2）、 CFO兼任董秘與異常審計費用的多元線性回歸模型（3）、 異常審計費用與審計質量的多元線性回歸模型（4）， 并在模型（2）和（3）的基礎上， 考慮異常審計費用的中介效應后構建模型（5）。

|Dai，t|/|Rei，t|=α0+α1C_Si，t+α2Contri，t+∑Year+

∑Ind+εi，t （2）

Afeei，t=β0+β1C_Si，t+β2Contri，t+∑Year+∑Ind+εi，t

（3）

|Dai，t|/|Rei，t|=δ0+δ1Afeei，t+δ2Contri，t+∑Year+

∑Ind+εi，t （4）

|Dai，t|/|Rei，t|=γ0+γ1C_Si，t+γ2Afeei，t+γ3Contri，t+

∑Year+∑Ind+εi，t （5）

其中， Contr代表控制變量。后文的實證檢驗中除參考溫忠麟等（2004）的逐步回歸法外， 同時采用sobel 和bootstrap法來檢驗中介效應。

五、 實證結果與分析

（一） 描述性統計

表2是變量的描述性統計結果?？煽吹剑?CFO兼任董秘（C_S）的均值為0.111， 即11.1% 的樣本公司中CFO和董秘由同一人兼任； 異常審計費用（Afee）的均值為-0.005， 標準差為0.409， 最大值為1.057， 最小值為-0.969， 可見不同上市公司間異常審計費用的差異較大。此外， 股權集中度（Top1）的均值為 34.83%， 即一股獨大的現象較常見。是否由“四大”審計（Big4）的均值為0.059， 表示有5.9%的樣本公司聘用國際“四大”會計師事務所， 說明絕大多數公司由非“四大”審計。

（二） 多元回歸分析

1. CFO兼任董秘與審計質量的回歸結果。表3第（1）列顯示， C_S的系數為-0.002， 且在1%的水平上顯著。第（4）列顯示， C_S的系數為-0.008， 也在1%的水平上顯著。這表明CFO兼任董秘能夠有效抑制企業的應計盈余管理和真實盈余管理， 從而提高審計質量， H1得證。

2. CFO兼任董秘與異常審計費用的回歸結果。表3第（2）列給出了CFO兼任董秘與異常審計費用的回歸結果。C_S的系數為-0.039， 且在1%的水平上顯著。這說明CFO兼任董秘能夠抑制異常審計費用， H2得證。

3. 異常審計費用與審計質量的回歸結果。表3第（6）、 （7）列給出了異常審計費用與審計質量的回歸結果， Afee的系數均在1%的水平上顯著為正， 說明異常審計費用會降低審計質量， H3得證。

4. CFO兼任董秘、 異常審計費用與審計質量的回歸結果。表3第（3）、 （5）列給出了異常審計費用在CFO兼任董秘與審計質量的關系中發揮的中介效應的回歸結果。第（3）列中， C_S、 Afee與|Da|的系數分別為-0.002和0.003， 分別在5%和1%的水平上顯著， 通過了中介效應檢驗。第（5）列中， C_S、 Afee與|Re|的系數分別為-0.007和0.010， 均在1%的水平上顯著， 同樣通過了中介效應檢驗。結合H2和H3， 可以得到異常審計費用在CFO兼任董秘與應計盈余管理和真實盈余管理的關系中起到部分中介作用， 即CFO兼任董秘可通過抑制異常審計費用來提高審計質量， H4得證。

（三） 異質性分析

1. 基于CFO兼董秘年齡分布的異質性分析。高階理論認為： 公司高管的個人特征會影響其決策。年長的高管因具有豐富的經驗和良好的信譽， 偏好低風險選擇（Vroom和Pahl，1971）。年齡段不同的CFO兼董秘， 在風險偏好和職業規劃上存在差異。為檢驗其行為特征， 本文將樣本按年齡差異分為三組進行分組檢驗， 結果見表4。第（1）、 （2）、 （3）列顯示： 在三個年齡段樣本組中， Afee的系數均顯著為正。其中， 40歲以下的CFO兼董秘對應計盈余管理（|Da|）的抑制作用最強， 可能因為40歲以下的CFO兼董秘積極創新， 且重視合作與溝通， 對審計質量的提升起到更加顯著的促進作用。隨著年齡增長， CFO兼董秘趨向穩健保守， 對審計質量的提升作用減弱。第（4）、 （5）、 （6）列中， 僅在50歲以上樣本組中， C_S的系數顯著為負， 而Afee的系數在50歲以下樣本組中顯著為正。這可能是因為年長的CFO兼董秘經驗豐富， 重視聲譽， 更了解和注重真實盈余管理， 從而對審計質量的影響更大。

2. 基于盈余管理和異常審計費用方向的異質性分析。將樣本按盈余管理和異常審計費用方向進行分組， 回歸結果見表5。CFO兼任董秘能顯著抑制正向應計盈余管理， 但會促進負向真實盈余管理。CFO兼任董秘與正、 負向異常審計費用負相關， 說明CFO兼任董秘的治理效應不僅體現在對全樣本異常審計費用的抑制上， 而且在對正、 負向異常審計費用的影響上也表現出一致性。

3. 基于代理成本的異質性分析。本文參考田利輝（2005）的做法， 采用管理費用率（Mfee）來衡量代理成本， 以管理費用與營業收入的比率計量。該指標反映管理層因過度在職消費、 不正當開支所造成的資源浪費情況， 指標值越大， 說明代理問題越嚴重。按照管理費用率均值將樣本分成代理成本高組和代理成本低組。表6列示了不同代理成本下的分組檢驗結果。CFO兼任董秘對兩類盈余管理和異常審計費用的抑制作用在代理成本高的樣本組中更顯著， 而在代理成本低的樣本組中， 其與真實盈余管理的相關性不顯著。這說明， 在代理成本低的企業中， 管理層和所有者之間的利益沖突比較小。

4. 其他異質性分析。此外， 本文還基于以下四個方面進行了異質性分析： 企業規模、 審計意見、 產權性質及會計師事務所規模。并得到如下結論： CFO兼任董秘在大規模企業中對應計盈余管理的抑制作用更顯著， 在小企業中僅與真實盈余管理負相關。在標準審計意見下， CFO兼任董秘全面抑制盈余管理和異常審計費用； 在非標審計意見下， CFO兼任董秘對真實盈余管理的影響更大。在國企中， CFO兼任董秘對真實盈余管理的抑制作用更顯著； 在非國企中， CFO兼任董秘對應計盈余管理的抑制作用更顯著。無論是否由“四大”或“八大”審計， CFO兼任董秘都顯著抑制異常審計費用； 在非“四大”和非“八大”審計樣本中， CFO兼任董秘顯著抑制兩類盈余管理。因篇幅所限， 以上結果留存備索。

（四） 穩健性檢驗

1. 改變樣本期間。為避免 2008 年金融危機的影響， 本文將樣本期間設定為2010 ～ 2022年、 2015 ～ 2022年分別進行回歸。表7列示了樣本期間為2010 ～ 2022年的回歸結果。第（1）、 （4）列顯示CFO兼任董秘與兩類盈余管理均顯著負相關， 結果驗證了H1。第（2）列顯示CFO兼任董秘與異常審計費用顯著負相關， 結果驗證了H2。第（6）、 （7）列顯示異常審計費用與兩類盈余管理顯著正相關， 結果驗證了H3。第（3）、 （5）列中， 異常審計費用的系數均顯著為正、 CFO兼任董秘的系數均顯著為負， 通過了中介效應檢驗， 結果驗證了H4。2015 ～ 2022年的回歸結果同樣證明了結論的穩健性， 結果留存備索。

2. 傾向得分匹配法。為了進一步控制平行趨勢假設偏誤， 采用傾向得分匹配法進行穩健性檢驗。以C_S為被解釋變量， 以Size、 Lev、 Gro、 Loss、 Liq、 Age為解釋變量， 設置匹配容忍度為0.05， 即以最大允許的傾向得分差異對實驗組和對照組進行1∶1 最近鄰匹配， 匹配后樣本總量分別為 6681個和5928個。

表8是利用傾向得分匹配法匹配后加入控制變量的回歸結果。可以看到， CFO兼任董秘與兩類盈余管理顯著負相關， 證實了H1的穩健性（平衡性檢驗結果留存備索）。

3. 以10等分排序法異常審計費用（RAfee）替換Afee。借鑒高瑜彬等（2017）的研究， 采用10等分排序法異常審計費用來進行穩健性檢驗， 結果見表9。第（1）、 （4）列中CFO兼任董秘與兩類盈余管理顯著負相關。第（2）列顯示， C_S的系數顯著為負。第（6）、 （7）列中異常審計費用與兩類盈余管理顯著正相關。第（3）、 （5）列顯示， 異常審計費用在CFO兼任董秘與審計質量的關系中起到部分中介作用。由此， H1、 H2、 H3、 H4均成立， 再次證明了結論的穩健性。

六、 結論與建議

本文基于2007 ～ 2022年我國A股上市公司數據， 研究了CFO兼任董秘、 異常審計費用與審計質量之間的關系。結果顯示： CFO兼任董秘與代表審計質量的兩類盈余管理顯著負相關， 即與審計質量顯著正相關， 同時與異常審計費用顯著負相關， 且異常審計費用在CFO兼任董秘與審計質量的關系中起到部分中介作用。根據前文的研究， 提出以下建議：

一是企業應充分認識到CFO兼任董秘在公司治理中發揮的積極作用， 可選拔德才兼備的同一高管兼任CFO與董秘， 并對CFO兼董秘定期進行職業道德和專業能力培訓， 讓其及時掌握相關法律法規， 持續保持較高的專業水平和風險防范意識。應充分發揮不同年齡段CFO兼董秘的獨特作用， 如： 對年齡不滿40歲的CFO兼董秘， 可通過提高其財務分析與風險辨識能力來提高其發現信息操縱行為的能力； 對50歲以上的CFO兼董秘， 則鼓勵其積極參與公司管理， 全面掌握企業經營狀況和財務數據， 降低舞弊風險。

二是相關監管部門要充分認識到公司內部治理結構的重要性， 不斷創新、 完善制度設計， 重點關注CFO兼董秘的整體行為， 可以先行試點讓其成為執行董事， 減少內部人對財務信息的干預， 嚴懲虛增利潤、 隱瞞壞消息等違法行為， 確保公司財務信息客觀、 準確和完整， 促進資本市場健康發展。

三是投資者和債權人等利益相關者應重點關注CFO兼任董秘的上市公司所披露的信息， 并對 CFO兼任董秘這一治理機制進行謹慎評價， 從而做出更理性的投資決策。

【 主 要 參 考 文 獻 】

高明華．區塊鏈技術下審計模式、審計沖突及審計質量提升［ J］．財會月刊，2022（3）：95 ～ 100．

姜付秀，石貝貝，馬云飆．董秘財務經歷與盈余信息含量［ J］．管理世界，2016（9）：161 ～ 173．

路軍偉，王甜甜，卜小霞．CFO與董秘兼任能提高財報質量嗎？——基于形式質量和實質質量的雙重視角［ J］．現代財經（天津財經大學學報），2019（12）：81 ～ 96．

彭情，鄭宇新．CFO兼任董秘降低了股價崩盤風險嗎——基于信息溝通與風險規避的視角［ J］．山西財經大學學報，2018（4）：49 ～ 61．

史元，康麗寧，王佳悅．異常審計收費與審計質量相關性研究——基于上市公司數據［ J］．財會通訊，2017（19）：17 ～ 21．

孫光國，郭睿．CFO內部董事有助于董事會履行監督職能嗎？［ J］．會計研究，2015（11）：27 ～ 33+96．

田利輝，劉霞．國際“四大”的品牌溢價和我國上市公司的審計收費［ J］．中國會計評論，2013（1）：55 ～ 70．

汪蕓倩，王永海．CFO兼任董秘可以提高會計信息質量嗎？［ J］．會計研究，2019（8）：32 ～ 39．

肖萬，林冰兒，郭思圻．CFO兼任董秘會抑制企業盈余管理嗎？——基于聲譽理論視角［ J］．華東經濟管理，2022（1）：119 ～ 128．

楊和雄．A股上市公司審計意見購買研究［ J］．審計與經濟研究，2009（1）：40 ～ 45．

姚振曄，曹偉．財務總監兼任董秘與內部人交易［ J］．會計與經濟研究，2019（2）：22 ～ 43．

周開國，李濤，張燕．董事會秘書與信息披露質量［ J］．金融研究，2011（7）：167 ～ 181．

朱宏泉，陳雙燕．地區腐敗與異常審計費用——基于異質性視角的實證分析［ J］．南京審計大學學報，2020（1）：1 ～ 12．

Ball R.， Shivakumar L.. The Role of Accruals in Asymmetrically Timely Gain and Loss Recognition［ J］． Journal of Accounting Research，2006（2）：207 ～ 242．

Eshleman J. D.， Guo P.. Abnormal Audit Fees and Audit Quality： The Importance of Considering Managerial Incentives in Tests of Earnings Management［ J］． Auditing： A Journal of Practice & Theory，2014（1）：117 ～ 138．

Geiger M. A.， Lennox C. S.， North D. S.. The Hiring of Accounting and Finance Officers from Audit Firms： How Did the Market React？［ J］． Review of Accounting Studies，2008（13）：55 ～ 86．

Mian S.. On The Choice and Replacement of Chief Financial Officers［ J］．Journal of Financial Economics，2001（1）：143 ～ 175．

Vroom V. H.，B．Pahl．Relationship Between Age and Risk Taking Among Managers［ J］． Journal of Applied Psychology，1971（5）：399 ～ 405．

（責任編輯·校對： 許春玲 劉鈺瑩）