CFO變更與企業財務報告質量

余玉苗 章志卓

[摘 要]在現代風險導向審計模式下，審計師會關注CFO變更這一信號以識別和評估財務報表重大錯報風險，但鮮有文獻探究財務報告質量是否因此而下降。以2010—2020年滬深兩市A股上市公司為對象，研究CFO變更對企業財務報告質量的影響。研究表明，CFO變更提高了企業應計盈余管理的程度，增加了企業報告小額盈余、進行財務重述以及被出具非標審計意見的可能性，進而導致財務報告質量顯著下降；當CFO未兼任內部董事、發生外部繼任或非正常變更、任職于非央企時，上述負向作用更加明顯。進一步研究表明，CFO變更通過提高企業的代理成本與信息不對稱程度從而降低財務報告質量，并最終使企業面臨更大的融資約束。

[關鍵詞]CFO變更；財務報告質量；異常應計；小額盈余；財務重述；審計意見；融資約束

[中圖分類號]F273[文獻標志碼]A[文章編號]2096-3114（2024）03-0034-16

一、引言

黨的二十大報告提出“健全資本市場功能，提高直接融資比重”，明確了新時代下資本市場的使命，為資本市場的發展指明了方向。2023年2月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于進一步加強財會監督工作的意見》（以下簡稱《意見》），對進一步健全財會監督體系、完善財會監督工作機制、加大重點領域財會監督力度作出了總體部署。《意見》明確指出，加強對會計信息質量的監督，依法嚴厲打擊偽造會計賬簿、虛構經濟業務、濫用會計準則等會計違法違規行為，以持續提升會計信息質量。作為一個以信息為驅動的市場，高質量的會計信息構成了資本市場高效運作的基本要件。為確保其資源配置功能得以充分發揮，公司向投資者與其他利益相關者傳遞充分且真實的會計信息至關重要。

財務報告是一種公共產品，為實現受托責任、決策有用的雙重目標，企業須相應承擔提供高質量財務報告的法律責任。作為企業的掌舵人，高管團隊需要切實恪守各自的職責，以確保財務報告的質量。但相較于其他高管，CFO是企業財務信息的最直接負責人，更加了解企業的經營與財務狀況^[1]，并擁有決定企業會計政策的權力，因而確保企業會計信息的合法性、公允性是CFO的首要職責^[2]。同時，我國證監會制訂的《公開發行證券的公司信息披露內容與格式準則第2號》一直明確指出，公司負責人、主管會計工作負責人及會計機構負責人應當聲明并保證年度報告中財務報告的真實、準確、完整，持續強調CFO對企業財務報告質量的責任。

然而，近年來上市公司中卻掀起了一股CFO離職浪潮。據CNRDS數據庫統計，A股市場中CFO變更次數自2010年至2020年已經由每年65次快速增長至525次，變更比例也呈現出逐年上升的趨勢。從現實案例來看，山東礦機（002526）財務總監王澤剛因個人原因于2015年12月19日辭職，同時，趙華濤任職。在短短的半年后，新任財務總監趙華濤再度提出辭職。值得關注的是，山東礦機在2016年6月6日收到監管函，原因是未能按時、準確地履行相關信息披露義務。實際上，早在2016年5月10日，山東礦機就曾經收到深交所中小板公司管理部發出的年報問詢函。由此可見，兩任CFO的更替非但沒有帶來轉機，反而使公司信息披露質量陷入更大的危機。而從已有研究來看，高管變更會帶來企業未來經營業績的波動^[3-4]以及公司戰略的轉變^[5]，進而增加經營風險。同時，基于CFO職位的特殊性，當企業發生財務舞弊時，CFO必然難辭其咎^[6]。因此，在現代風險導向審計模式下，審計師在評估財務報表重大錯報風險時會關注CFO變更這一信號。若被審計單位發生CFO變更，評估的錯報風險較高，但這是否真正表明財務報告質量因此而下降卻并無實際的經驗證據。

本文以2010—2020年滬深兩市A股上市公司為研究對象，實證檢驗CFO變更對財務報告質量的影響。本文的研究貢獻在于：第一，從CFO變更視角拓展高管變更經濟后果的研究。現有文獻主要從企業績效^[3-4]、創新投入^[7-8]、現金持有^[9-10]、盈余管理^[11-12]等維度探究高管變更的經濟后果，同時研究對象主要聚焦于CEO、董事長或總經理，但忽略了CFO作為財務負責人對企業財務報告質量發揮的重要作用，以及CFO變更本身傳遞出的財務風險信號。本文豐富了CFO變更的經濟后果研究。第二，基于離任原因和繼任來源考察不同類別CFO變更對財務報告質量的影響是否存在差異。已有研究表明，高管變更所產生的經濟后果會由于高管離任方式以及繼任來源的不同而產生顯著差異^{[4，11，13]}。但囿于數據的可獲得性，現有文獻在探究CFO變更的經濟后果時并未對變更類別作進一步區分^[6，14-15]。本文利用手工收集的數據彌補了此領域研究的不足。第三，探明CFO變更影響財務報告質量的作用機制。本文研究結論在一定程度上拓展了財務報告質量決定因素的研究。

二、文獻綜述

現有文獻對高管變更如何影響企業績效進行了大量研究，但并未達成一致結論。于然和徐瑤以我國民營上市公司為對象，研究發現CEO的變更頻次與公司績效顯著負相關^[3]。而另一部分學者則認為高管變更與企業績效之間存在正相關關系。例如，Bernard等選取法國近13年來88家上市公司，并利用可持續發展績效指標對這些公司的績效進行了分析，結果表明這些指標在新任CEO上任后的五年內均呈現出正向變化趨勢，尤其是在新任CEO為外部繼任者的情況下，這種正向效應更加顯著^[4]。

隨著研究的豐富，越來越多的學者轉而關注高管變更對企業產生的其他經濟后果。有文獻表明，高管變更往往伴隨著企業現金持有量的增加，但現金的邊際價值卻不因高管變更而降低^[9-10]。此外，新任CEO在其任期首年傾向于加大研發投入，并且當管理層存在過度自信傾向或公司屬于高科技行業時，這種正向影響將會更強^[7]。但也有學者研究表明，繼任CEO面臨的解聘威脅會弱化其“速勝”的動機，因此繼任CEO傾向于選擇更加穩健的經營策略，進而會抑制企業的研發投入^[5，8]。還有部分學者研究了高管變更對于企業會計信息質量的影響。例如，繼任高管有動機通過提前計提商譽減值準備來進行盈余管理，從而降低未來業績的比較基準^[12]。

CFO是企業高管團隊的重要成員，但現有研究對其變更動因以及相應經濟后果的關注相對較少。Main首次利用事件研究法探究了CFO變更所帶來的經濟后果^[2]，研究表明CFO發生變更會導致企業的資產報酬率和股價下降。Geiger和North則進一步探究了CFO變更對公司盈余管理的影響，發現CFO變更當年公司操縱性應計利潤顯著下降^[14]。在盈余管理的方向上，CFO變更與正向盈余管理程度顯著正相關，而與負向盈余管理程度顯著負相關^[15]。同時，CFO變更作為一種風險信號，導致審計師的投入更多，因而增加了審計費用^[6]。

由于財務報告具有受托責任、決策有用的雙重目標以及作為公共產品的特征，企業需要承擔提供高質量財務報告的法律責任。研究表明，財務報告作為連接公司與投資者之間的橋梁和紐帶，其質量的高低對于能否緩解信息不對稱和代理問題起到了舉足輕重的作用^[16-17]。基于信息披露的視角，較低的財務報告質量顯著增強了對管理層短視行為的激勵，同時增加了管理層通過操縱公司業績來夸大自身薪酬激勵的可能性，使得董事會難以分辨和解聘實際業績糟糕的管理層^[18]。而高質量的財務報告則能夠顯著減少逆向選擇和道德風險的發生，幫助管理層在低融資摩擦的環境下確認投資機會，并通過減少投資不足并抑制過度投資進而提高公司的投資效率^[17]。鑒于高質量財務報告所帶來的經濟意義，學者們廣泛研究了提升財務報告質量的相關途徑，例如設立審計委員會并增強其獨立性^[19]、提高審計質量^[20]、進行內控鑒證或內控審計^[21]、存在大股東退出威脅^[22]等。

關于財務報告質量的度量方法，目前許多學者選取盈余質量作為財務報告質量的代理變量進行研究^[1，22-24]。除盈余質量外，還有學者利用審計意見^[19]、財務重述^[22]、小額盈利^[24]等代理變量衡量財務報告質量。但在財務報告質量研究中應該選取何種變量，學術界并沒有形成統一意見。Defond和Zhang認為相較于財務重述和非標意見而言，盈余質量識別的是在公認會計準則（GAAP）下的盈余操縱行為，并且盈余質量在計量上具有連續性，適用范圍較為廣泛^[20]；而財務重述和非標審計意見則與財務報告重大錯報密切相關，更能明確地反映出財務報告質量較低的特征，但基于其離散變量的特征，在研究時所需的樣本量也更大。由于單個代理變量只能凸顯財務報告某一方面的質量特征，必然存在不能全面評價財務報告質量的缺陷，因此本文將選取多個指標來度量財務報告質量以保證研究結果的穩健性。

三、理論分析與研究假設

CFO具有企業高管與財務核心負責人的雙重身份^[2]，在參與重大戰略決策、總領財務管理工作、防范內部控制風險等方面扮演著至關重要的角色。相較于其他高管變更而言，CFO更加了解企業的經營與財務狀況^[1]，其變更更能凸顯在財務報告質量層面上產生的經濟后果。基于社會網絡理論、高層梯隊理論、信息不對稱理論和委托代理理論，CFO變更能從以下維度對企業財務報告質量產生影響：

第一，CFO變更打破了高管團隊的穩定性，造成企業重要關系資源的流失。CFO變更從表面看僅涉及單一的高級管理人員變動，但實則往往牽一發而動全身，高管繼任可能自上而下包括對其他高管、中層管理者乃至普通員工的調整，這將嚴重影響公司組織架構的穩定性，破壞組織內部原有的平衡與默契，削弱成員間的凝聚力和協作性，使得決策的效率和效果大打折扣^[25]。同時，繼任高管內部提拔或外部聘請方式上的不確定性雖然能在一定程度上提升高管團隊成員的晉升預期^[8]，但外部繼任的方式往往意味著內部高管團隊成員的晉升預期破滅，從而引發部分高管團隊成員的不滿情緒并產生矛盾，甚至造成高管集體離職，這對于高管團隊的穩定性同樣極為不利。社會網絡理論認為，個體在與其他個體建立的社會關系中獲得支持和資源，這些社會關系所構成的網絡共同促進了組織和社會的發展。企業作為獨立法人雖然擁有一定的資源，但其各項經營活動仍需要管理者來親自推行，因此高管的社會網絡關系強弱將直接影響企業的社會網絡關系。中國自古以來就是一個人情與關系型社會，建立并維護各種社會關系有助于企業獲得稀缺資源，從而能在生產經營以及投融資活動中占據優勢^[26]。如果CFO發生變更，那么各種基于CFO自身能力、聲譽以及信任所建立起來的社會關系資本會隨著CFO的離任一并流出企業，與此同時，離任CFO在長期任職過程中所獲取的企業專有知識也將一并消失，而這些恰恰都是繼任CFO在短時間內缺乏的重要特質。因此，從財務報告的生成過程來看，一份高質量財務的報告需要CFO合理分配資源，妥善協調財務、內部審計、外部審計以及其他利益相關者之間的關系，但CFO變更打破了內部高管團隊以及外部社會關系的平衡與穩定，進而降低了財務報告質量。

第二，CFO變更帶來了戰略變革與經營決策的重大調整，進而加大企業的經營風險。高層梯隊理論認為，企業的戰略選擇是高管認知基礎與價值觀共同作用的產物，并在一定程度上凸顯了決策者的特質。正是由于高管人口統計學特征上的多樣性，不同高管在教育背景、職業背景、工作能力以及風險偏好等方面存在較大的差異。已有研究表明，在高管發生變更的企業中，新任高管傾向于采取不同于前任高管的戰略措施，即實施戰略變革^[5]。戰略本身作為一定時期內企業發展方向的選擇與規劃，其變革具體體現在企業經營決策的重大調整上。現有文獻指出，高管變更會導致企業在創新投入^[5，7-8]、現金持有^[9-10]等多種經營決策上產生顯著的變化，進而引發企業業績波動^[3-4]，加大經營風險。此外，從繼任高管本身來看，新戰略措施是否真的適合公司、能否被大眾所接受、能否為公司創造價值仍是一個值得商榷的問題。在某些情況下，繼任高管可能并不適合于該公司，文化背景的差異將導致其戰略措施無法得到原高管團隊的認同，進而無法有效實施^[27]。即便新戰略措施得以推行，繼任高管可能由于不熟悉企業的具體情況使得變革后的企業無法發揮其特有優勢^[28]，還可能因自身缺乏聲望和威信而降低執行力，導致戰略變革失敗。因此，CFO變更所帶來的戰略變革、經營決策的重大調整、繼任CFO能力以及戰略本身的不確定性均會導致企業的經營風險顯著增加，而較高的經營風險往往與較高的財務報表重大錯報風險以及較低的持續經營能力相關，進而降低了財務報告質量。

第三，CFO變更會導致盈余管理程度上升，損害了企業的會計信息質量。根據委托代理理論與信息不對稱理論，委托代理關系本質上就是一種用以表明兩個經濟主體之間存在委托與被委托關系并規定雙方權利和義務的契約。但所有權和經營權的分離卻導致了委托人和受托人之間的利益沖突，股東追求的是股東財富最大化，這直接取決于管理者為之付出的努力，而管理者則追求的是個人薪酬與自身利益的最大化。由于股東無法觀測到管理者的全部行為，管理者便很可能利用股東投入的資本謀取私利，這種信息不對稱將會導致管理層道德風險和逆向選擇的發生，從而助長高管的尋租能力。一方面，離任CFO在離職或退休時為了獲取更多的報酬及退休待遇，在離任前存在操縱盈余提升公司業績從而實現自身利益最大化的動機。同時，CFO在離職后往往會選擇另謀高就，而業績作為評價高管個人能力的最直接指標，離任CFO為了能在職業經理人市場中獲得更強的競爭力以謀求更好的發展機會，同樣在離任前有動機提高盈余管理程度^[11]。此外，基于管理防御的視角，離任CFO也可能會利用盈余管理為繼任CFO實現業績目標設置障礙，相比之下提高自身的聲譽。另一方面，繼任CFO在繼任后有強烈的動機證明自己強于前任，加之CFO變更年度業績責任歸屬的模糊性，進行負向盈余管理可以將較差的業績歸咎于前任CFO并為以后年度利潤增長奠定基礎，實現輕裝上陣^[12，29]。同時，對于繼任CFO來說，短期內的解聘威脅意味著高昂的工作轉移成本^[5]，短期離任不僅帶來了薪酬損失，而且會向職業經理人市場傳遞其經營能力不足的負面信號，不利于其職業生涯的發展。因此，出于職位固守以及迎合利益相關者業績預期的考慮，繼任CFO在繼任次年則會利用盈余管理的“反轉性”實現正向盈余操縱，以證明自己的工作能力。由此可見，CFO變更往往伴隨著嚴重的盈余管理，而盈余管理本身作為一種利潤操縱行為，對應計項目的調整最終會導致財務報告質量降低。綜合上述分析，本文認為財務報告質量會受到CFO變更的負面影響。基于此，本文提出如下假設：

H1：限定其他條件不變，企業的財務報告質量會因CFO變更而顯著降低。

四、研究設計

（一）樣本選擇

本文以2010—2020年滬深兩市全部A股上市公司為研究對象，并按照以下標準對初始數據進行篩選：（1）剔除金融、保險類上市公司；（2）剔除ST、^*ST上市公司；（3）剔除數據缺失、遺漏的樣本；（4）對所有連續變量在1%和99%分位上進行Winsorize處理。經過上述篩選過程，本文最終得到24145個觀測值，其中CFO發生變更的樣本為4084個。文中CFO變更數據來自CNRDS數據庫，CFO離任原因與繼任來源數據來自上市公司公告和年報手工收集獲取，其他數據來自CSMAR數據庫。

（二）變量定義

1. 被解釋變量

財務報告質量（FRQ）。借鑒相關研究^[19，24]，本文分別采用異常應計（AbsDA）、小額盈余（SmallProfit）、財務重述（Restatement）以及非標審計意見（MAO）來度量財務報告質量，從而保證研究結論的穩健性。異常應計（AbsDA）本文采取修正的Jones模型進行計算^[30]，具體計算過程分為以下三步：

其中，TA_t為總應計利潤，數值上等于本期凈利潤減去經營活動現金流量凈額，A_t-1為上期末資產總額，ΔREV_t、ΔREC_t分別為本期與上一期營業收入、應收賬款的差額，PPE_t為本期期末固定資產凈額。通過模型（1）分行業分年度回歸得到各行業各年度對應的α₁、α₂、α₃，再將其代入模型（2）計算得出本期非操縱性應計利潤NDA_t，最后利用模型（3）即可求出本期操縱性應計利潤DA_t。雖然企業以正向盈余管理為主，但同時也存在負向操縱盈余的情況，本文參照潘珺和余玉苗的做法^[19]，使用操縱性應計利潤的絕對值來衡量異常應計水平，即AbsDA=|DA|。異常應計越大，則說明財務報告質量越低。

自我國全面實行股票發行注冊制以來，凈利潤仍是企業于主板、創業板、科創板等板塊上市的重要財務指標。同時，在退市新規下，若企業連續兩年凈利潤為負值且營業收入小于一億元，公司股票將被終止上市。出于對監管要求的考慮，企業有強烈的動機夸大盈利以實現小額盈余（SmallProfit），因而利潤較低可能是盈余管理的結果。參照周楷唐等的做法^[24]，如果樣本當年總資產報酬率（Roa）位于（0，0.01]區間內，SmallProfit取值為1，否則取值為0。財務重述（Restatement）作為上市公司糾正差錯、重新表述前期財務報告的手段，這種后期“打補丁”的行為同樣從側面反映出前期財務報告質量較差的特征。考慮到財務重述公告具有一定的滯后性，本文在確認財務重述歸屬期間時與重述對象所屬會計期間保持一致。基于上述判斷標準，如果企業當年年度財務報告被重述，Restatement取值為1，否則取值為0。而非標審計意見（MAO）包含以下兩種情形：一是財務報表重大錯報與審計范圍受限導致的保留意見、否定意見或無法表示意見；二是企業存在影響財務報表使用者決策的重大事項，注冊會計師在審計報告中增加適當的段落予以提醒。如果會計師事務所為企業年度財務報表出具了非標審計意見，則說明財務報告在某些方面存在質量缺陷，此時MAO取值為1，否則取值為0。

2. 解釋變量

CFO變更（Turnover）。本文將CFO界定為上市公司總會計師、首席財務官、財務總監或財務負責人，若公司當年發生CFO變更，Turnover取值為1，否則取值為0。

3. 控制變量

借鑒現有研究^[1，19]，本文選取以下控制變量：公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產報酬率（Roa）、營業收入增長率（Growth）、托賓Q值（TobinQ）、應收賬款占比（Rec）、存貨占比（Inv）、獨立董事比例（Indep）、兩職合一（Dual）、國際四大審計（Big4）、公司年齡（Firm_Age）、CFO年齡（CFO_Age）、CFO性別（CFO_Gender）。此外，本文還加入了年度（Year）、行業（Industry）虛擬變量來控制宏觀經濟因素以及行業因素對于實證結果的影響。具體變量定義如表1所示。

（三）模型設計

為檢驗CFO變更對于財務報告質量的影響，本文構建如下模型：

FRQ=β₀+β₁Turnover+β₂Size+β₃Lev+β₄Roa+β₅Growth+β₆TobinQ+β₇Rec+β₈Inv+β₉Indep+β₁₀Dual+β₁₁Big4+β₁₂Firm_Age+β₁₃CFO_Age+β₁₄CFO_Gender+∑Year+∑Industry+ε??? （4）

其中，被解釋變量FRQ為財務報告質量的不同代理變量，包括異常應計（AbsDA）、小額盈余（SmallProfit）、財務重述（Restatement）以及非標審計意見（MAO）。解釋變量Turnover為CFO當期是否發生變更。由于異常應計為連續變量而其余三者均為虛擬變量，因此在回歸時前者采用OLS回歸模型，后者采用Logit回歸模型。如果回歸結果中β₁均顯著為正，則表明CFO變更顯著降低了財務報告質量，假設1成立。

五、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列出了各研究變量的描述性統計結果。樣本中異常應計（AbsDA）的均值為0.068，最大值和最小值分別為0.417和0.001，這說明上市公司或多或少存在應計盈余管理行為，但程度在各公司之間差異較大。同時，共有9.8%的公司在研究期間報告了小額盈余（SmallProfit），19.1%的公司對其年度財務報告進行了重述（Restatement），2.5%的公司年度財務報表被審計師出具了非標審計意見（MAO）。解釋變量CFO變更（Turnover）的均值為0.169，表明樣本中有16.9%的公司更換了CFO，較高的離職率也與近年來A股市場CFO頻繁變更的實際情況相符。對于控制變量，上市公司平均資產負債率（Lev）、總資產報酬率（Roa）、營業收入增長率（Growth）分別為42.1%、4.3%、16.9%，可以發現樣本公司整體財務指標較為合理，但部分個體存在較為極端的情況。獨立董事比例（Indep）的均值為0.374，中位數和最小值均為0.333，符合上市公司獨立董事人數不少于董事總人數三分之一的要求。

（二）回歸分析

表3報告了CFO變更與財務報告質量的回歸結果。CFO變更（Turnover）的估計系數在列（1）至列（4）中分別在1%、5%、10%、1%的水平上顯著為正，這說明CFO變更確實提高了公司應計盈余管理的程度，增加了公司報告小額盈余、進行財務重述以及被出具非標審計意見的可能性，從而導致財務報告質量顯著下降，因此假設1成立。在主要控制變量上，公司規模（Size）、總資產報酬率（Roa）的估計系數在四列中均顯著為負，表明企業規模越大、盈利能力越強，財務報告質量越高；而資產負債率（Lev）的估計系數在四列中均顯著為正，表明企業財務風險越大，財務報告質量越低。

（三）內生性檢驗

1. 工具變量法

一方面，CFO相較于投資者在公司財務與非財務信息上具備更多優勢，當企業財務報告質量較差時便可以通過提前離職以規避責任；另一方面，較差的財務報告質量也會向董事會和股東傳遞CFO能力不足的信號，進而引發CFO變更。因此，CFO變更可能是財務報告質量較差的結果。為解決上述可能存在的反向因果關系，本文借鑒劉鑫和薛有志^[5]以及寧美軍和劉永祥^[23]的研究，選取CFO在職時間（Lps）作為工具變量進行回歸，其具體度量方式為當年在職CFO自上任起至當年年末為止累計的在職時長，精確到月并最終換算為年。例如，2020年3月上任的CFO在2022年末的Lps為（2022-2020）+（12-3）/12=2.75年。由于CFO的在職時間越長，其發生變更的可能性相對越低，因此CFO在職時間滿足工具變量的相關性要求。同時，CFO在職時間的長短并不會對企業的財務報告質量產生直接影響，滿足工具變量的外生性要求。

由于本文的內生解釋變量CFO變更為虛擬變量，故基于連續變量的兩階段最小二乘法不再適用^[31]。因此，本文利用Roodman^[32]提出的條件混合過程估計方法（Conditional Mixed Process，CMP）對模型進行兩階段回歸。表4報告了CMP估計方法的兩階段回歸結果。在列（1）中，CFO在職時間與CFO變更在1%的水平上顯著負相關，這與預期一致，表明CFO在職時間滿足工具變量的相關性要求。在列（2）和列（5）中，CMP估計方法的內生性檢驗參數atanhrho_12分別在1%和5%的水平上顯著為負，但在列（3）和列（4）中不顯著，表明在列（2）和列（5）的回歸模型中，CFO變更為內生解釋變量，工具變量具有一定的解釋力；而對于列（3）和列（4）的回歸模型，參考基準回歸中的估計結果即可。在控制反向因果可能帶來的內生性偏差后，CFO變更仍與財務報告質量顯著負相關，研究結論與前文一致。

2. 處理效應模型

由于CFO變更可能受到公司自身特征以及不可觀測因素的影響，因此CFO變更與財務報告質量之間的關系可能存在自選擇問題所導致的偏差，故本文采用處理效應模型對主要研究結果再次進行驗證。借鑒劉鑫和薛有志的研究^[5]，本文將CFO在職時間（Lps）作為CFO變更的解釋變量加入選擇方程，其余解釋變量與前文控制變量一致。根據第一階段選擇方程對CFO離職的概率進行Probit回歸，計算得出逆米爾斯比率（IMR），再將IMR作為控制變量加入模型（4）中進行回歸。第一、第二階段的具體模型如下：

Turnover=β₀+β₁Lps+β_iControls+ε（5）

FRQ=β₀+β₁Turnover+β₂IMR+β_iControl+ε（6）

處理效應模型回歸結果如表5所示。在列（2）和列（5）中，逆米爾斯比率（IMR）的估計系數在1%的水平上顯著為負，說明原回歸模型中存在自選擇偏差。而在列（3）和列（4）中，逆米爾斯比率（IMR）的估計系數不顯著，則說明自選擇偏差問題在原回歸模型中不明顯，基準回歸結果本身是可信的。在控制自選擇效應后，CFO變更的估計系數在列（2）至列（5）中均顯著為正，即CFO變更仍然對財務報告質量存在顯著的負向影響，研究結論保持不變。

3. 傾向得分匹配

為了進一步緩解函數形式設定錯誤以及自選擇偏差所帶來的內生性，本文還采用傾向得分匹配法（PSM）加以驗證。本文將CFO發生變更的樣本作為處理組，未發生變更的樣本作為控制組，選取前文控制變量作為匹配變量，利用Logit回歸模型估計傾向得分后進行近鄰一對三匹配。PSM匹配前兩組樣本在協變量上存在顯著差異，但在匹配后差異均不顯著，說明匹配效果較好。表6報告了PSM匹配樣本的回歸結果，回歸結果與前文研究結論一致，CFO變更與財務報告質量仍舊呈顯著負相關關系。

（四）其他穩健性檢驗

除上述測試外，本文還進行了其他穩健性檢驗。借鑒現有研究^[1，24]，本文使用持續經營審計意見（GC）、財務違規（Fraud）、真實盈余管理（REM）重新度量財務報告質量（FRQ）。其中，GC與Fraud為虛擬變量，若公司年報被注冊會計師出具持續經營審計意見或者公司發生財務違規，則GC與Fraud分別取1，否則取0。真實盈余管理（REM）采用Roychowdhury模型^[33]計算出的異常產品成本（AbProdCost）、異常經營活動現金流量凈額（AbCFO）與異常可操縱費用（AbDisExp）來衡量，由于公司可能同時采用以上三種方式，故真實盈余管理水平REM=AbProdCost-AbCFO-AbDisExp，REM越大則表示公司真實盈余管理水平越高。此外，本文將解釋變量CFO變更（Turnover）滯后一期代入模型（4）中回歸，以緩解可能存在的內生性問題【限于篇幅，具體回歸結果略，留存備索。】。從回歸結果可知，CFO變更仍會導致財務報告質量顯著降低，同時也體現出CFO對不同盈余管理方式的權衡。在CFO變更當年，應計與真實盈余管理兼而有之；而在CFO變更次年，應計盈余管理顯著，真實盈余管理卻不顯著。這說明離任CFO出于利己目的會實施盈余管理，但隨著內外部監管力度的不斷增強，企業應計盈余管理空間收窄，CFO會轉向隱蔽性更強的真實盈余管理。而在CFO變更次年，盈余貢獻歸屬比較明確，繼任CFO由于就職時間較短，工作經驗、人際關系、個人能力受限，故難以實施真實盈余管理，只能采取應計盈余管理^[11，13]。

此外，在上市公司尤其是一些國有企業中，CEO或董事長處于權力金字塔的頂端，CFO對其言聽計從。在進行財務操縱時，CFO也只能從令如流，因而財務報告質量下降更可能是CEO或董事長變更的結果，CFO離職往往只是因其充當了替罪羊的角色。為了排除這種可能性，本文將CEO/董事長變更（Top_Turnover）的變量代入模型（4）中回歸。同時，在樣本搜集與處理的過程中，本文發現部分公司存在CFO與CEO/董事長兩職合一的情況，由于企業在進行任免決策時更加關注CEO/董事長這一身份，故CFO變更對財務報告質量的影響在這部分樣本中不能得到充分的反映，本文將兩職合一的樣本剔除后重新回歸【限于篇幅，具體回歸結果略，留存備索。】。從回歸結果可知，在控制CEO/董事長變更以及剔除兩職合一樣本后，CFO變更仍與財務報告質量顯著負相關，本文的研究結論依舊穩健。

六、進一步研究

（一）機制檢驗

1. 代理成本

基于委托代理理論的建立，現代公司的治理結構得以在長期實踐中不斷優化，通過股東會、董事會、監事會以及管理層之間的相互監督與制衡實現企業內部風險可控的總體目標。但CFO作為理性經濟人，無法在公司經營管理的全過程中保持完全理性，容易做出為追求自身利益而損害股東財富與公司長期價值的舉措，并且這種現象在CFO變更前后尤為突出。一方面，前后任CFO在離職前與繼任后均存在通過操縱盈余實現自身利益最大化的動機^[11-12]，進而引發與股東之間的代理沖突；另一方面，高管變更會降低企業的內部控制質量^[34]，而薄弱的內部監管環境則為高管的尋租行為提供了“溫床”，在代理成本增加的同時降低了企業的會計信息和披露質量。

為了檢驗CFO變更是否通過提高代理成本，進而影響企業的財務報告質量。本文借鑒余怒濤等的研究^[22]，利用管理費用與銷售費用之和占主營業務收入的比例度量第一類代理成本（AC）的大小，并利用溫忠麟和葉寶娟^[35]的方法構建如下模型進行機制檢驗：

AC=γ₀+γ₁Turnover+γ_iControls+ε（7）

FRQ=δ₀+δ₁Turnover+δ₂AC+δ_iControls+ε（8）

由于模型（4）中β₁顯著為正，為檢驗中介效應是否成立，只需觀測模型（7）、模型（8）中γ₁和δ₂的顯著性。若γ₁和δ₂均顯著，則進一步觀測δ₁的顯著性，δ₁顯著則代表AC存在部分中介效應，δ₁不顯著則代表AC存在完全中介效應。若γ₁和δ₂至少有一個不顯著，且Bootstrap檢驗置信區間不包含0，亦可證明AC存在中介效應。表7報告了代理成本機制檢驗的回歸結果。在列（1）中，Turnover的估計系數在5%的水平上顯著為正，表明CFO變更的確會增加企業的第一類代理成本。在列（2）至列（5）中，AC的估計系數分別在10%、5%、5%、1%的水平上顯著為正，同時，列（2）和列（5）中Turnover的系數δ₁顯著為正，列（3）和列（4）不顯著，說明當代理變量為小額盈余（SmallProfit）和財務重述（Restatement）時，AC存在完全中介效應，而當代理變量為異常應計（AbsDA）和非標審計意見（MAO）時，AC存在部分中介效應。綜上所述，中介效應成立，即CFO變更通過提高代理成本，進而使得財務報告質量下降。

2. 信息不對稱

分析師作為資本市場重要的信息中介，通過對企業的公共信息與私有信息進行搜集、加工和傳遞，能夠在一定程度上降低投資者與企業之間的信息不對稱程度，從而提高資本市場的資源配置效率。已有研究表明，分析師的跟蹤行為會受到企業盈余信息質量的影響^[23]。如果公司盈余操縱程度越高，分析師在搜集私有信息以及處理、整合信息上所花費的成本則越高，預測難度越大，預測準確度也會相應降低，進而使得分析師的供給減少^[23]。同時，分析師擁有較強的信息分析與風險感知能力，能夠從財務報告中發現企業的異常信息。一旦企業的會計信息和披露質量顯著惡化，則未來的不確定性風險大大增加，分析師基于自身聲譽的考慮便很可能放棄對這一公司的跟蹤^[36]。因此，本文預期CFO變更所帶來的盈余管理以及前任CFO與分析師社會關系的流失會導致企業分析師跟蹤數量下降，增加信息不對稱程度。與此同時，分析師這一外部監管力量的弱化也將進一步助長高管的機會主義行為，使得企業的財務報告質量更加糟糕。

為了檢驗CFO變更是否通過提高信息不對稱程度，進而影響企業的財務報告質量。本文借鑒寧美軍和劉永祥的研究^[23]，利用企業分析師跟蹤數量加1的自然對數來衡量企業信息不對稱程度（AnaAttention）的高低，并利用溫忠麟和葉寶娟^[35]的方法構建如下模型進行機制檢驗：

AnaAttention=γ₀+γ₁Turnover+γ_iControls+ε（9）

FRQ=δ₀+δ₁Turnover+δ₂AnaAttention+δ_iControls+ε（10）

表8報告了信息不對稱機制檢驗的回歸結果。在列（1）中，Turnover的估計系數在1%的水平上顯著為負，表明CFO變更確實會造成企業分析師跟蹤數量顯著下降，進而導致信息不對稱程度的增加。在列（2）至列（5）中，AnaAttention的估計系數均顯著為負，同時，列（2）、列（4）、列（5）中Turnover的系數δ₁顯著為正，列（3）不顯著，說明當代理變量為異常應計（AbsDA）、財務重述（Restatement）以及非標審計意見（MAO）時，AnaAttention存在部分中介效應，而當代理變量為小額盈余（SmallProfit）時，AnaAttention存在完全中介效應。因此，中介效應成立，即CFO變更提高了企業的信息不對稱程度，使得財務報告質量下降。

（二）異質性檢驗

1. CFO內部董事

CFO擔任內部董事凸顯了其較強的執行能力，擁有經理人和董事的雙重身份使得CFO在企業中擁有更大的話語權與信息權。內部董事作為董事會獲取企業內部信息的重要渠道，更具財務信息優勢的CFO擔任內部董事，將有助于減輕管理層與董事會之間的信息不對稱程度，進而幫助董事會更好地履行咨詢與決策職能^[23]。同時，CFO兼任內部董事也能在一定程度上強化董事會的監督職能。作為高管團隊中的一員，CFO本身也是董事會的監督對象，而更嚴格的內部監管反過來能夠進一步約束CFO以及其他高管的機會主義行為，降低企業的代理成本，進而改善財務報告質量。因此，本文預期當CFO為非內部董事時，CFO變更對于財務報告質量的負面影響更加顯著。本文將樣本按照CFO是否為內部董事進行分組，具體回歸結果如表9所示。在CFO內部董事組中，Turnover的估計系數均不顯著。而在CFO非內部董事組中，Turnover的估計系數分別在1%、5%、5%、5%的水平上顯著為正，表明CFO未兼任內部董事時，CFO變更與財務報告質量之間的負向關系更明顯。

2. CFO繼任來源

當CFO發生變更后，公司通常有兩種方式選聘繼任CFO：一是提拔企業內部現有人員，二是從企業外部進行招聘。對于內部繼任者而言，企業對其工作能力以及工作崗位的適配程度擁有較為全面的了解和認知，因而內部繼任者在短期內不急于利用盈余管理的方式向董事會與股東證明自己的能力^[11]。同時，內部繼任者在公司的長期任職中形成了復雜的內部關系網絡，這進一步制約了繼任高管的機會主義行為，使其在公司戰略和會計政策上更傾向于保持一貫性，所以內部繼任者的盈余管理手段有限，程度也相對較低^[13]。而對于外部繼任者，董事會和股東往往對其給予極高的期望，并希望外部繼任者能夠盡快帶領企業走出困境，因而較大的業績壓力可能促使其操縱盈余。此外，外部繼任者并未參與公司之前的經營管理，關系網相對簡單，較高的獨立性也為其尋租行為提供了空間。因此，本文預期當CFO外部繼任時，CFO變更對財務報告質量的負面影響更加顯著。本文CFO繼任來源數據根據上市公司年報和相關公告中披露的高管個人簡歷信息手工收集得到。參照李增福和曾曉清的做法^[11]，若繼任CFO來自同一或相關聯的公司，則屬于內部繼任，否則為外部繼任。CFO繼任來源異質性檢驗的回歸結果如表10所示。在CFO內部繼任組中，列（2）至列（4）Turnover的估計系數均不顯著；而在CFO外部繼任組中，列（6）至列（8）Turnover的估計系數分別在5%、10%、1%的水平上顯著為正。同時，當財務報告質量的代理變量為異常應計（AbsDA）時，CFO內部繼任組中Turnover的估計系數大小和顯著性相較于CFO外部繼任組均有所下降，組間系數差異檢驗的Chi²統計量（p值）為5.49（0.019），表明兩者之間存在顯著差異。綜上所述，當CFO外部繼任時，CFO變更與財務報告質量之間的負向關系更明顯。

3. CFO變更原因

高管變更存在多種原因，現有研究通常將其劃分為正常變更（與高管自身決策和管理行為無關）和非正常變更（與高管自身決策和管理行為相關）兩大類^[26]。研究表明，前任高管能力不足或公司經營業績不佳^[11]往往會導致高管非正常變更的發生。相較于正常變更而言，非正常變更在一定程度上會提高公司董事會和利益相關者對繼任高管的能力預期，同時也會造成企業內部環境不穩定，進而增加繼任高管管理無效和被解雇的風險^[8]。在這種情形下，繼任CFO很可能會從事追求短期業績提升的管理短視行為，借此獲得管理認可并建立領導權威，進一步降低職業風險，提高自身聲譽。而諸如退休、健康原因、任期屆滿等因素導致的正常變更則屬于一種平穩的人員更替，董事會和利益相關者對繼任CFO的能力預期并不會大幅增加，其操縱盈余的動機因而相對較弱。因此，本文預計當CFO非正常變更時，CFO變更對財務報告質量的負面影響更加顯著。本文CFO變更原因數據根據上市公司年報與高管離職公告中披露的離職原因手工收集得到。參照饒品貴和徐子慧^[26]的做法，將退休、去世、健康原因、結束代理、控股權變動所引起的高管變更劃分為正常變更，將涉案、解聘、個人原因、主動辭職、工作變動所引起的高管變更劃分為非正常變更。CFO變更原因異質性檢驗的回歸結果如表11所示。在CFO正常變更組中，列（3）和列（4）Turnover的估計系數均不顯著；而在CFO非正常變更組中，列（7）和列（8）Turnover的估計系數分別在5%、1%的水平上顯著為正。同時，當財務報告質量的代理變量為異常應計（AbsDA）時，CFO正常變更組中Turnover的估計系數大小和顯著性相較于CFO非正常變更組均有所下降，組間系數差異檢驗的Chi²統計量（p值）為3.33（0.068），表明兩者之間存在顯著差異。綜上所述，當CFO非正常變更時，公司應計盈余管理的程度更大，進行財務重述以及被出具非標審計意見的可能性更高，因而CFO變更與財務報告質量之間的負向關系更明顯。

4. 公司產權性質

我國存在產權性質、經營目標不同的兩類企業，即國有企業和非國有企業。其中，國有企業在追求經濟利潤的同時，也承擔了促進就業、發展經濟、維護社會穩定等多重責任。正是基于這種特殊性，國有企業受到更強的社會監督與政府監管。根據不同的控制層級，國有企業可進一步劃分為央企與地方國企，央企直接隸屬于中央政府，而地方國企則由各級地方政府控制。在央企中，高級管理人員的行政級別更高，多數具有政府官員的身份，在更換這類高管時成本較大，并且高管的離任與繼任往往反映了政府特殊的政策性安排，這與非央企利用高管變更來改變企業現狀的動機大不相同^[37]。在這種情形下，于央企任職的CFO因本身話語權不高，出于對未來仕途的考慮以及面臨更為嚴格的內外部監管，尋租動機明顯減弱。因此，本文預計當CFO任職于非央企時，CFO變更對財務報告質量的負面影響更加顯著。本文將樣本按照CFO是否任職于央企進行分組，具體回歸結果如表12所示。在CFO央企任職組中，列（1）至列（3）Turnover的估計系數均不顯著；而在CFO非央企任職組中，列（5）至列（7）Turnover的估計系數分別在1%、5%、10%的水平上顯著為正。同時，當財務報告質量的代理變量為非標審計意見（MAO）時，CFO央企任職組中Turnover的估計系數大小和顯著性相較于CFO非央企任職組均有所下降，組間系數差異檢驗的Chi²統計量（p值）為4.45（0.035），表明兩者之間存在顯著差異。因此，當CFO任職于非央企時，CFO變更與財務報告質量的負向關系更明顯。

（三）經濟后果檢驗

前文研究已經證明，CFO變更提高了企業的代理成本與信息不對稱程度，進而導致財務報告質量下降。與此同時，這一負面信號也可能作用于投資者、債權人、供應商等利益相關者，影響其對于企業的風險感知、聲譽評價以及價值判斷。例如，我國股權融資受到證監會的嚴格監管，高管變更使得企業股權融資成本大幅上升，公司將難以通過配股、增發新股或發行可轉債等方式實現再融資；同時，較低的財務報告質量以及較高的經營風險會導致銀行調低企業的信用評級，通過縮小貸款規模并提高貸款成本來控制自身信貸風險^[28]；此外，企業的聲譽資本也會因財務報告質量的惡化而顯著降低，供應商會審慎地評估與企業之間的商業合作關系，要求企業提前償還所欠貨款或降低商業授信額度以減少交易的不確定性。因此，遵循“是否影響、如何影響、經濟后果”這一由因及果的研究路徑，本部分將進一步探究財務報告質量因CFO變更顯著降低以后，企業在融資過程中是否會面臨更加嚴格的限制與制約。借鑒陳峻和袁夢^[38]的做法，本文建立如下模型：

在模型（11）中，被解釋變量FC為融資約束FC指數，具體計算方式如下：第一步，在每一年度內對公司規模、公司年齡、現金股利支付率三個變量進行標準化處理，并按照標準化處理后的變量均值對樣本公司進行升序排序，以上下三分位點作為融資約束的分界點，設立虛擬變量FC_Dummy，大于66%分位的樣本公司被定義為低融資約束組，此時FC_Dummy=0，而小于33%分位的樣本公司被定義為高融資約束組，此時FC_Dummy=1；第二步，對模型（12）進行Logit回歸，擬合公司每一年度融資約束發生的概率P（FC_Dummy=1），并將其作為融資約束的代理變量FC（取值范圍為0到1），FC越大則表明公司融資約束程度越高。其中，Size和Lev與前文的變量定義一致，CashDiv為公司當年發放的現金股利，TA為資產總計，M/B為市值賬面比，Current_Ratio為流動比率，EBIT為息稅前利潤。

本部分我們重點關注模型（11）中交互項Turnover×FRQ的估計系數η₃，該系數反映了CFO變更導致財務報告質量降低以后，企業的融資約束程度如何變化。表13報告了經濟后果檢驗的具體回歸結果。在列（1）至列（4）中，交乘項Turnover×FRQ的估計系數分別在5%、5%、5%、1%的水平上顯著為正，表明企業的融資約束程度確實因CFO變更導致財務報告質量下降這一負面信號而顯著上升。

七、結論性評述

本文以2010—2020年滬深兩市A股上市公司為研究對象，實證檢驗了CFO變更對財務報告質量的影響。研究發現，CFO變更提高了公司應計盈余管理的程度，增加了公司報告小額盈余、進行財務重述以及被出具非標審計意見的可能性，從而導致財務報告質量顯著下降。機制檢驗表明，CFO變更通過提高企業的代理成本與信息不對稱程度，最終使得財務報告質量降低。本文還發現當CFO未兼任內部董事、發生外部繼任或非正常變更、任職于非央企時，CFO變更對企業財務報告質量的負面影響更加顯著。經濟后果檢驗表明，CFO變更導致財務報告質量下降以后，企業的融資約束程度會因這一負面信號而顯著上升。此外，為了保證研究結果的穩健性，本文還進行了一系列穩健性檢驗，包括利用工具變量法、處理效應模型以及傾向得分匹配法解決模型可能存在的內生性問題，更改財務報告質量的代理變量，控制CEO/董事長變更影響，剔除CFO與CEO/董事長兩職合一樣本，將CFO變更數據滯后一期進行回歸，研究結論依然穩健。

財務報告具有受托責任、決策有用的雙重目標，高質量的財務報告有助于促進資本市場的透明化和規范化、提高資源配置效率、增強企業的社會責任，進而推動社會的可持續發展。本文的研究結論具有以下啟示：第一，由于CFO變更會對財務報告質量造成顯著的負面影響，因此上市公司應該重新審視CFO在公司治理中的戰略地位，通過建立健全內部控制制度、設計適當的激勵機制以及推動具備勝任能力的CFO兼任內部董事，從而更好地促進CFO職能的發揮，抑制其機會主義行為，避免頻繁發生CFO變更。第二，低質量的財務報告很大程度上會誤導投資者做出錯誤的投資決策，因此投資者可以根據CFO變更傳遞出的預警信息，及時做出行之有效的應對措施，保障自身的合法權益，外部審計機構也可以有針對性地開展審計工作，更好地了解被審單位及其環境，防范審計失敗的風險。第三，國家需要完善對上市公司外部監管的長效機制，加強對CFO守信激勵與失信懲戒的力度，把權力關進制度的籠子，從而將CFO變更對財務報告質量的負面影響維持在較低水平。

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[責任編輯：高 婷]

CFO Turnover and Corporate Financial Reporting Quality

YU Yumiao， ZHANG Zhizhuo

（School of Economics and Management， Wuhan University， Wuhan 430072， China）

Abstract： Under the modern risk-oriented audit mode， auditors pay attention to signals such as CFO turnover to identify and assess the risk of material misstatement in financial statements. However， there is scarce literature exploring whether this leads to a decrease in financial reporting quality. Taking A-share listed companies in the Shanghai and Shenzhen stock markets from 2010 to 2020 as the research object， this paper studies the impact of CFO turnover on the quality of corporate financial reporting. The result shows that CFO turnover increases the extent of accrual earnings management， the likelihood of reporting small profits， conducting financial restatements， and being issued non-standard audit opinions， which in turn leads to a significant decline in financial reporting quality. Moreover， when the CFO does not concurrently serve as an internal director， or the turnover is caused by external succession or abnormal reasons， or working in non-central enterprises， the negative effect is more pronounced. Further research indicates that CFO turnover reduces the quality of financial reporting by increasing the agency costs and information asymmetry of the company， ultimately subjecting the company to greater financial constraints.

Key Words： CFO turnover; quality of? financial reporting; abnormal accruals; small profit; financial restatement; audit opinion; financing constraint