范钦钦　邱静

【摘要】基于管理层业绩预告质量这一情境， 以2013 ～ 2020年A股上市公司为研究样本， 对独立董事社会网络的治理效果及相关机制进行研究。研究结果表明： 独立董事网络中心度越高的企业， 其管理层业绩预告的精确性及准确性越高； 独立董事网络中心度越高及网络位置越靠近中心的企业， 其管理层越倾向于发布业绩预告好消息。进一步分析发现： 独立董事网络中心度与业绩预告的上述关系主要出现在市场化程度较低、 融资约束水平较高及独立董事的勤勉度较高的样本企业中； 独立董事网络中心度能够负向调节第一类代理问题与业绩预告误差的正相关关系， 而独立董事网络中心度对第二类代理问题与业绩预告误差的正相关关系不具备显著的调节效应。

【关键词】独立董事；网络中心度；业绩预告；管理层机会主义；代理问题

【中图分类号】F275      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2023）02-0084-10

一、 引 言

在我国， 证监会要求上市公司在财务报告公告日前提前进行业绩预告， 以缓解财务报告日当天股价的剧烈震荡， 并保护中小投资者的利益。投资者能够从业绩预告中获得公司经营状况的重要信息， 以缓解信息不对称、 降低交易成本， 并能够一定程度上降低投资风险（Beyer等，2010；李志生等，2018）。然而， 诸多研究表明， 管理者并非总是与股东及投资者的目标一致， 只有在充分权衡并确定利大于弊时其才愿意披露真实完整的私有信息（Nagar，1999）， 管理层甚至试图在业绩预告中通过择机操纵影响股价从中获利（李欢和罗婷，2016）。进一步地， 公司管理层相较于外部投资者更能掌握公司核心的经营情况， 因而处于信息的优势方， 具备通过择机交易获取利益的条件（曾庆生，2008；曾庆生和张耀中，2012）。加之， 我国对上市公司业绩预告的监管并不十分严格， 管理层在披露中具备一定的自由裁量权， 这也给管理层实施机会主义行为留下了一定空间。管理层对业绩预告进行有策略的择机披露会对投资者的判断与决策造成影响， 对资本市场的稳定运行带来风险（Muramiya和Takada， 2017）。

我国业绩预告信息披露准确度较低， 模糊披露现象普遍存在， 而业绩预告准确性的提高能够提振广大投资者的信心（李馨子和罗婷，2014）。精确的管理层业绩预告可以为企业调整市场预期及传递信息等（Ajinkya和Gift，1984）。已有研究发现， 公司治理结构及管理层特性等对业绩预告质量具有一定影响（张艺琼等，2019；廖义刚和邓贤，2017；孔晨和陈艳，2019）。公司治理水平的提高能够减少信息不对称及降低代理成本， 而独立董事制度的引入是提高公司治理水平的有力举措， 是我国资本市场发展完善的标志。

然而， 有研究发现独立董事在行使独立监督权的时候面临较大压力， 其投票权很多情况下形同虚设（Kesner等，1986；叶康涛等，2021）。究其原因， 一些学者认为可能是未将公司间独立董事的兼任关系一并纳入考虑， 导致独立董事的经济角色与社会角色相分离， 将所有独立董事的功能视为完全相同， 对其影响和作用的评估不准确（梁上坤等，2018）。深受儒家文化影响， 在我国上市公司实践中独立董事兼任的现象比比皆是（田高良等，2011）。与其他的社会行动者一样， 独立董事治理也是一个动态的人际互动过程， 而因其与其他董事的特殊弱连接关系， 更易在其所处的外部社會关系中获得镶嵌在社会网络中的异质性信息和资源， 对其咨询及监督职能的发挥产生一定影响（陈运森，2012；傅代国和夏常源，2014）。管理层能够在第一时间了解到企业经营运作的相关信息， 如果独立董事没有对其进行有效及时的监督， 则其会出于机会主义动机对信息进行操纵并从中谋取私人利益。而嵌入社会网络的独立董事能够凭借其丰富的异质性高质量信息， 具备更强的能力对有损公司利益的行为进行监督。

基于上述研究背景， 本文以独立董事网络中心度及相关网络位置作为独立董事社会网络的衡量指标， 以管理层代理问题作为管理层机会主义的研究切入点， 对独立董事社会网络是否会提升管理层业绩预告质量进行了理论推导和实证研究。

二、 文献综述

（一）连锁独立董事社会网络

学者们对连锁独立董事发挥作用的机制及其经济行为结果的研究主要基于社会网络展开， 并大多集中于独立董事网络中心度， 可归纳为以下几个方面： ①独立董事社会网络与企业信息披露。陈运森（2012）发现独立董事网络中心度越高， 公司综合信息披露质量越好； 连锁独立董事关系对公司盈余质量的提高具有积极的影响（傅代国等，2014）。②独立董事社会网络与公司治理。江新峰等（2020）的研究表明， 具有多家公司兼职席位的独立董事能够抑制企业违规行为； 廖方楠等（2021）的研究显示， 连锁独立董事对于加强企业内部控制具有一定积极作用。③独立董事社会网络与正式制度环境。万良勇和胡璟（2014）基于独立董事的咨询职能， 认为独立董事在所处的社会网络中越靠近中心， 越有利于并购咨询服务的开展， 且在正式制度较弱的区域该效应较明显； 梁上坤等（2018）则发现， 独立董事的网络中心度会对经济欠发达地区企业的会计稳健性产生显著影响； 陈运森等（2018）研究发现， 独立董事网络中心度对公司业绩具有正向影响， 该正向作用与环境制度形成互补； 易弦和谢钟灵（2019）的研究则证实， 独立董事处于社会网络中心位置的企业股价崩盘的风险更低， 且该抑制作用还会受到环境制度的影响。

以上研究大都证实了连锁独立董事社会网络对企业的正向经济后果。而在强调防范重大风险的当下， 独立董事社会网络对于上市公司前瞻性的财务信息披露的影响尚未有理论及实践进展。

（二）管理层业绩预告

1. 基于业绩预告的治理效应。第一， 业绩预告具备一定的前瞻性， 能够调整资本市场投资者的预期（李志生等，2012；Beyer和Cohen，2010；Ajinkya和Gift，1984；Choi等，2011）。Call等（2014）的研究亦表明， 业绩预告能够起到抑制机会主义行为的作用。第二， 业绩预告可以为管理层及分析师等带来透明度更高的信息。Dutta等（2002）认为， 业绩预告可以作为财务报告信息的补充指标以帮助投资者做出更准确的决策。Otamasa等（2017）以日本上市公司为研究样本， 发现其董事会采用业绩预告信息评估管理层表现。第三， 基于外部分析师视角， Anantharaman 等（2017）发现， 业绩预告因为吸引了更多的分析师关注， 因而一定程度上可以遏制管理层的机会主义行为。

2. 基于业绩预告带来短视主义行为。有研究指出， 管理层出于自利动机， 其所披露的业绩预告信息并非与市场所需要和期望的一样真实而具体（Bushman和Smith， 2001； Nagar， 1999）。管理者只有权衡利大于弊时， 才愿意对掌握的私有信息进行披露。李馨子和罗婷（2017）研究发现， 管理层对业绩预告进行有策略的择机披露会对投资者的判断与决策造成影响， 进而影响资本市场的稳定运行。李欢和罗婷（2016）的研究表明， 高管试图通过业绩预测的发布影响股价， 以增加其股票交易的收益， 高管在买入和卖出股票时均存在不同的操纵业绩预告行为。周冬华和赵玉洁（2013）研究发现， 业绩预告准确度及及时性与CEO 权力呈反向变动关系， 而董事会的权力则能够在一定程度上抑制这种不良影响； 有效的内部控制能够抑制业绩预告的低质量与审计收费的正向关系（廖义刚和邓贤崐，2017）， 还能校正业绩预告的偏差（张艺琼等，2019；孔晨和陈艳，2019）。

上述两种认识看似分歧较大， 实则不然。大多数学者认同业绩预告这一制度本身具有治理效应， 然而在企业的经营管理实践中这一制度却被认为难以真正发挥作用， 原因大多与公司高管的机会主义行为有关。近年来， 一些学者开始研究非正式制度或渠道对业绩预告的影响， 并探寻治理之路。如有研究发现， 媒体报告及公司股吧发帖等对于管理层业绩预告的态度及偏差均具有一定的治理作用（娄祝坤和张博慧，2019；王丹等，2020）； 林钟高和赵孝颖（2020）研究发现， 供应商集中度会对管理层业绩预告精确性和披露态度产生影响。而关于公司内部治理层的独立董事， 其在中国情境下的社会角色对于管理层机会主义行为治理的效用则鲜有文献探讨。在强调防范重大风险的背景下， 该选题可作为未来研究的方向。

三、 理论分析与研究假设

（一）独立董事网络与管理层业绩预告误差

我国管理层业绩预告制度实施得较晚， 其披露要求不如财务报告严格， 因而为择机披露等机会主义行为留下了一定的操纵空间。上市公司业绩预告的精确性是多重因素共同作用的结果。客观上， 由于未来的经营情况存在不确定， 加之管理层因专业能力及信息获取能力所限， 会造成业绩预告较为粗略模糊， 精确度不高； 主观上， 管理层出于对自身利益的权衡， 有动机降低业绩预告的精确度， 以规避最终业绩未能落在业绩预告区间内所带来的负面影响和相应责任（林钟高和赵孝颖，2020）。作为公司治理的重要组成部分， 独立董事理应对管理层的机会主义行为采取相应的监管措施， 抑制该行为发生。而嵌入社会网络的独立董事则能更好地发挥其咨询与监督的职能， 具体从以下两个方面进行详细探讨。

1. 基于差序格局理论。我国目前正式制度尚不够健全， 社会关系网络作为替代机制发挥着不容小觑的作用， 在关系型的社会中形成了特有的差序格局（费孝通，1998；陈德球，2022）。处于社会网络差序格局不同位置的行动者所获取的信任和地位是不同的， 所获取的信息资源也相去甚远。独立董事要发挥监督和咨询的职能需要较为丰富的信息资源， 而嵌入社会网络结构中的独立董事拥有更畅通的信息渠道。具体而言， 一方面， 社会网络中心度较高的独立董事能帮助企业获取更多的外部信息， 降低风险并提高管理层决策的科学性（傅代国和夏常源，2014）， 从而对管理层逐利的机会主义行为起到一定的遏制作用。另一方面， 独立董事网络也是输出信息的重要渠道（Akbas等，2016）。管理层业绩预告需要董事会的全体成员共同商讨， 再经过董事会决定最终发布的内容与公布时间等， 而无须会计师事务所进行独立审计， 独立董事可单独发表独立意见， 因而独立董事发表的独立意见对于管理层业绩预告的态度及准确性十分重要。社会网络中心度较强的独立董事具备较高的资源禀赋和影响力， 有助于打破管理层信息壁垒， 在企业决策中具备较强的议价能力， 从而促进业绩预告水平的提升。

2. 基于声誉理论。嵌入社会网络的独立董事出于对声誉的考虑， 会更积极地参与公司治理， 一定程度上缓解代理冲突， 对上市公司的合规性及信息披露的真实性具有更强的“看门人”意愿（田高良等，2011）。独立董事的社会网络被认为能够反映个人社会信用， 是其个人拥有社会资源的体现（Choi等，2011）， 而得到多家单位的聘用是对其社会信用度及专业能力的认可。相反， 较差的履职业绩会导致其难以获得其他公司的兼职席位（Kaplan和Reishus，1990）， 其就职机会和收入会明显减少（Ertimur等，2012；刘浩等，2014）。一方面镶嵌在这些社会网络中的社会资源可以被独立董事直接利用， 另一方面也能提升其个人的社会地位。基于此， 嵌入社会网络的独立董事会更加看重个人的声誉， 因为徇私舞弊的行为可能会带来更高的违法成本， 致使其声誉受损， 失去在其他公司的独立董事席位。而独立董事同时也能够从自我的身份认同中对自己的执业行为更加自信， 从而增强决策的独立性。社会网络中心度较高的独立董事对自身声誉及同行的认可具有更强烈的需求， 其参与公司治理决策并监督高层管理者的动力和能力更强， 对于管理层在业绩预告中降低准确度的机会主义动机能够更敏锐地识别， 并進行适时的干预。在网络中心度指标中， 程度中心度（Centrality）能够最直接地反映行动者在社会网络中的地位和影响力， 因而本文用程度中心度作为独立董事网络中心度的代理变量。由此， 本文提出如下假设：

H1a： 在其他条件相同时， 独立董事网络程度中心度越高的企业， 管理层业绩预告的精确度越高。

H1b： 在其他条件相同时， 独立董事网络程度中心度越高的企业， 管理层业绩预告的准确度越高。

（二）独立董事网络位置与业绩预告消息

基于机会主义动机， 公司管理层会根据自利动机利用不同消息类型的业绩预告进行择机的操控性披露： 为便于自身低价位购入股票， 而倾向于发布较多坏消息； 发布较多好消息时则有可能是出于高价位售出股票的逐利动机。进一步地， 当企业对未来业绩预测为坏消息时， 管理层大多会在业绩预告日将坏消息和盘托出； 企业对未来业绩预测为好消息时， 管理层则更倾向于在业绩预告日之后、 财务报告日之前渐次公布好消息（Soffer等，2000）。由此造成消息类型的不稳定， 并容易被操纵。根据资源依赖理论， 社会网络即为社会资本， 网络关系的实质是资源。Akbas等（2016）研究发现， 成熟的投资者更易于获取独立董事网络中心度较高公司的信息。在社会网络中， 处于中心位置的独立董事， 除自身学历及专业背景之外， 其丰富的履职经验拓展了自身认知并更善于处理不同的情况， 从而降低了各种不确定性因素及风险， 保持了盈余的稳定性。与此同时， 网络中心度较高的独立董事也需要通过努力得到网络中其他成员的认可， 以保持甚至进一步丰富自己的社会资本（陈运森等，2018）。因此， 处于网络中心位置的独立董事主动参与监督管理的意愿明显更强， 并更注重建立公司与外部利益相关者的关系以畅通信息渠道， 由此使得自己的执业能力得以提升（江新峰等，2020）。网络中心度较高的独立董事一方面基于对自身声誉的考虑和权衡， 更加勤勉尽责地参与管理层治理， 另一方面其所拥有的资源及专业能力可强化其履职的意愿和能力， 更好地发挥其咨询职能。已有研究也表明， 独立董事网络中心度的提高有利于提升公司业绩水平（傅代国和夏常源，2014）， 从而更倾向于稳定地发表业绩预告好消息。

具体而言， 程度中心度是衡量网络中心度最直观的指标， 其他能够进一步反映独立董事网络位置的指标主要包括中介中心度及接近中心度。中介中心度（Betweenness centrality）与程度中心度在本质上是不同的， 它强调个体在社会网络中的媒介功能（Freeman，2017）。接近中心度（Closeness centrality）反映了社会网络中的特定个体与其他个体的接近程度。在很多情况下， 两个公司之间并没有直接兼任的连锁独立董事， 而是通过公司的其他董事而产生间接关系。网络中介中心度及接近中心度较高的独立董事为了维持现有的异质性信息获取和资源整合方面的优势， 也更有动力去保证信息的畅通与对称， 从而更好地发挥独立董事咨询的职能， 因而对管理层业绩预告披露消息的类型也能起到相应作用。基于上述分析， 本文提出以下几个假设：

H2a： 在其他条件相同时， 独立董事网络程度中心度越高的企业， 管理层越倾向于发布业绩预告好消息。

H2b： 在其他条件相同时， 独立董事网络中介中心度越高的企业， 管理层越倾向于发布业绩预告好消息。

H2c： 在其他条件相同时， 独立董事网络接近中心度越高的企业， 管理层越倾向于发布业绩预告好消息。

四、 研究设计

（一）样本选择与数据来源

我国业绩预告制度的完善是循序渐进的。自《创业板信息披露业务备忘录第11号 —— 业绩预告、 业绩快报及其修正》于2012年发布以后， 我国业绩预告制度基本趋于稳定。因此， 本文选取2013年作为研究起始时间， 以2013 ～ 2020年我国A股上市公司为研究样本。

根据CSMAR及WIND数据库中2013年1月1日至2020年12月31日的上市公司独立董事的兼任情况而初步获得连锁独立董事兼任信息， 再通过人员ID号码排除同名同姓者， 将连锁独立董事的信息进一步确定。在进行原始资料的收集、 整理和编码之后， 利用Python编程将上述公司独立董事兼任表格转换成为0-1矩阵， 具体为通过判断两家企业之间是否存在兼任的连锁独立董事来实现， 如果存在则赋值为1， 否则赋值为0， 进一步形成8个年份的0-1矩阵数据表格。将表格数据通过PAJECK软件计算出独立董事个人层面的程度中心度、 中介中心度及接近中心度。最后将个人层面数据的均值作为其所属公司企业层面的相应指标。样本公司的财务指标数据来自CSMAR国泰安数据库， 剔除金融行业、 ST、 ?ST及SST（剩余23632个观测值）、 业绩预告类型为不明确、 业绩预告及实际利润数据缺失的样本（剩余11593个观测值）， 进一步剔除控制变量数据缺失的样本， 選取公司年度末次业绩预告数据， 获得共计9879个有效公司/年份观测值。

（二）模型设定与变量设计

为检验独立董事网络中心度对业绩预告精确度、 准确度与预告态度的影响， 本文构建如下计量模型： 模型（1）、 （2）采用OLS模型进行估计， 模型（3）、 （4）和（5）采用二元Logit回归模型进行估计， 并对所有模型进行企业层面的聚类稳健性处理。

Precisei，t=β0+β1Centralityi，t+β2Controlsi，t+∑Indus+∑Year+εi，t                （1）

Biasi，t=β0+β1Centralityi，t+β2Controlsi，t+∑Indus+∑Year+εi，t  （2）

Newstypei，t=β0+β1Centralityi，t+β2Controlsi，t+∑Indus+∑Year+εi，t           （3）

Newstypei，t=β0+β1Betweennessi，t+β2Controlsi，t+∑Indus+∑Year+εi，t      （4）

Newstypei，t=β0+β1Closenessi，t+β2Controlsi，t+∑Indus+∑Year+εi，t      （5）

1. 被解释变量。被解释变量为业绩预告精确度误差（Precise）、 业绩预告准确度误差（Bias）及业绩预告消息类型（Newstype）。借鉴曾琦等（2018）及张艺琼等（2019）的研究， 业绩预告精确度误差（Precise）采用年度预测净利润上限与预测净利润下限的差值比上年末资产总额并取绝对值度量， Precise值越小， 精确度越高； 业绩预告准确度误差（Bias）采用预测净利润上限均值与实际净利润差值除以年末资产总额并取绝对值度量， Bias值越小， 准确度越高； 业绩预告消息类型（Newstype）根据管理层发布业绩预告的情况来确定， 当上市公司管理层业绩预告大于行业业绩预告均值时为好消息， 赋值为1， 否则赋值为0。

2. 解释变量。上述模型中的解释变量包括独立董事网络程度中心度（Centrality）、 中介中心度（Betweenness）和接近中心度（Closeness）。程度中心度的具体算法参考Freeman（1979）、 李志生等（2018）的研究， 用pij表示公司i和公司j之间是否存在关联关系， 如公司i的董事成员在公司j担任董事职务， 则pij=1， 否则pij=0。公司i的独立董事网络程度中心度 Centralityi的计算公式如下：

其中， n表示构成连锁独立董事网络的企业数量。中介中心度和接近中心度借鉴Grewal等（2006）的研究测量具体的网络位置， gjk为连接公司j和k的最短路径数量； 而 d（i， j） 为连接公司i与公司j 的最短路径长度。计算公式如下：

3. 控制变量。本文借鉴王丹等（2020）的做法， 在模型中引入可能对回归结果产生干扰的控制变量， 将能够反映公司治理结构的指标及部分财务指标等一并纳入模型中进行考虑。

具体变量定义见表1。

五、 实证分析

（一）描述性统计

描述性统计结果如表2所示， 业绩预告精确度Precise的均值为0.024， 最大值为0.314， 最小值为0， 表明上市公司之间的业绩预告精确度差异较大。业绩预告准确度Bias也具有类似的特征。二者的均值大于中位数， 说明大部分上市公司业绩预告的精确度和准确度低于均值。业绩预告的消息类型Newstype均值为0.684， 表明一半以上的公司倾向于发布好消息。独立董事网络程度中心度的均值、 中介中心度的均值及接近中心度的均值， 与前人的研究结果大体一致。此外， 通过方差膨胀系数（VIF）检验， 所有系数均在1 ～ 2之间， 可判断变量间不存在多重共线性。

（二）基准回归检验

表3报告了模型（1） ～ 模型（5）的回归结果， 可以看到在第（1）列和第（2）中Centrality的系数显著为负， 说明独立董事网络程度中心度越高的上市公司， 管理层披露的业绩预告精确度和准确度都越高（误差越小）。由此， 前文中提出的H1a和H1b得到验证。第（3）列中Centrality的系数显著为正， 第（4）列及第（5）列中Betweenness和Closeness的系数也均显著为正， 说明独立董事网络位置越处于或靠近中心的上市公司， 业绩预告越倾向于披露好消息。由此， 前文中提出的H2a、 H2b和H2c均得到了验证。

上述检验结果表明， 独立董事的网络中心度能够一定程度上影响管理层业绩预告的内容和方式， 这些证据都表明独立董事网络中心度为企业所带来的异质性信息和资源有利于其咨询及监督职能的发挥， 一方面通过强化监督职能， 减少了管理层业绩预告中人为的主观误差； 另一方面通过畅通信息渠道更好地发挥了咨询职能， 对企业业绩起到了改善作用， 从而增加了业绩预告较好消息的可能性。

（三）稳健性检验

1. 替换被解释变量。参考袁振超等（2014）、 张艺琼等（2019）的研究， 当业绩预告性质为“大增”“扭亏”“略增”“续盈”时， 则判断公司业绩预告为好消息， 赋值为1； 否则便视公司业绩预告为坏消息， 赋值为0。业绩预告精确度（Precise）采用预测净利润上限与下限差值除以年初资产总额并取绝对值衡量。Precise值越小（点估计时为0）， 精确度越高。业绩预告准确度（Bias）采用预测净利润上下限均值与实际净利润差值除以年初资产总额并取绝对值衡量。Bias值越小， 准确度越高。将重新度量的指标代入主回归模型中检验， 关键变量的回归结果基本未发生变化。

2. 替换解释变量。为了综合考虑独立董事网络位置对于管理层业绩预告的影响， 本文参照李留闯等（2012）的方法， 将公司连锁独立董事社会网络中心度的三个主要度量指标放入同一模型中进行综合度量。以Net指标作为网络中心度的综合指标： Neti= Centralityi + Betweennessi+Closenessi。Neti 为公司i在公司网络中的中心度， 其值越大， 代表公司的独立董事嵌入社会网络越紧密， 并以此指标替换之前的程度中心度等指标。检验结果显示， Net指标的估计系数符号与预期一致， 且结果均显著， 表明独立董事网络位置越处于或靠近中心， 在社会网络中镶嵌得越紧密的公司， 其业绩预告的准确性越高， 也越有可能披露高于同行均值水平的业绩预告消息。

3. 考虑遗漏变量。借鉴陈运森等（2018）的研究成果， 在模型中进一步加入了管理层质量（Managementquality）， 以降低遗漏变量的可能性。用股票市场收益连续性（Stockyield）作为管理层质量的代理变量， 如果该指标高于同行业收益率中位数， 则定义中心度的指标系数与基准回归的符号、 显著性及绝对值基本一致。此外， 上市公司总体的信息透明度对于独立董事履职作用的发挥具有一定影响， 因而考虑将该变量加入回归模型中， 重新检验独立董事网络中心度对于管理层业绩预告的影响。根据深交所上交所披露的上市公司透明度评级结果进行赋值， 4=优秀， 3=良好， 2=及格， 1=不及格。在加入上市公司透明度（Opacity）之后， Centrality、 Betweenness及Closeness系数仍然显著， 系数的符号及绝对值与基准回归基本一致。再次說明H1与H2的检验结果是稳定的。

篇幅所限， 上述回归结果均未列示， 留存备索。

六、 进一步检验

（一）异质性分析

已有研究表明， 业绩预告质量与企业经营环境、 经营风险以及内部治理等方面息息相关（王彩和李晓慧，2022；朱杰，2022）， 故从以下几方面对相关机制进行异质性检验。

1.  经营环境 —— 宏观制度环境。与市场交易机制或市场性制度被看作是正式制度不同， 社会网络往往被判断为非正式制度（Stiglitz等，2000）。在市场化宏观环境等正式制度相对较弱的情况下， 社会网络等非正式制度对于促进公司合规化管理、 提高治理水平方面具有积极的作用， 从而有助于抑制管理层机会主义行为。在市场化进程较为缓慢、 产品成熟度较低的地区， 上市公司有更高的监督需求（Shleifer和Vishny， 1997； La Porta等，2020）。根据王小鲁等（2021）计算的分省份市场化指数对企业所在地当年市场化指数进行中位数分组， 高于全国中位值水平的构建虚拟变量并赋值为1， 其余情况构建虚拟变量并赋值为0。由表4的回归结果可知（删除关键变量缺失值）， 在市场化程度较低组， 即表中第（6）至第（10）列， 主要解释变量回归结果均显著， 且符号与预期一致。这说明独立董事网络中心度这种非正式制度， 能够在一定程度上弥补制度环境的治理缺位。

2. 经营风险 —— 企业融资约束。对于自身融资约束水平较高的企业而言， 由于自身的融资能力及投资能力受到限制， 管理层为了确保现金流能维持企业正常运转， 可能会通过盈余管理提高业绩以满足债务条款的要求（王彩和李晓慧，2022）， 从而导致业绩预告偏离真实值， 降低业绩预告的质量。同时， 融资约束对企业的经营绩效会造成一定影响， 使其披露好消息的可能性降低。而由独立董事社会网络所带来的社会资源及较强的履职能力则能够缓解融资约束， 也能够使企业管理层有信心和把握披露较为乐观的业绩预告消息。本文借鉴潘红波和杨海霞（2022）的方法， 采取WW指数度量企业面临的融资约束水平， WW指数值越大， 表示融资约束水平越高。本文按照企业融资约束水平进行中位数分组检验， 结果如表5所示。在融資约束水平较高组中， 即表5第（1）至第（5）列， 主要解释变量的系数均显著且符号与预期一致， 表明独立董事网络中心度能够缓解因融资约束而引起的业绩预告精确度与准确度不高问题， 并能够正向影响消息的乐观性； 而在融资约束水平较低组中， 即表5第（6）至第（10）列， 主要解释变量的系数几乎均不显著。这说明融资约束水平是影响独立董事社会网络与业绩预告质量关系的重要因素。

3. 内部治理 —— 独立董事勤勉度。如前文所述， 根据“声誉理论”及“资源依赖理论”等， 网络中心度较高的独立董事为更好地避免声誉风险， 并且依附于嵌入社会网络的资源更好地履职， 应该会更加勤勉尽责地工作。本文借鉴江新峰等（2020）的研究， 对独立董事亲自参加上市公司董事会的会议次数进行加总并取自然对数以衡量独立董事的勤勉度， 并以中位数进行分组回归， 以检验独立董事勤勉度对于独立董事网络中心度与业绩之间关系的作用。结果如表6所示， 在独立董事参加会议次数较多组即第（1）至第（5）列中， 独立董事网络中心度的回归结果均显著， 且系数的符号与预期一致； 在独立董事参加会议较少组即第（6）至第（10）列中， 独立董事网络中心度的回归结果几乎均不显著。这说明独立董事的勤勉度是独立董事社会网络提高业绩预告质量的重要因素。

（二）调节效应检验

代理理论认为， 公司治理最重要的效用便是约束管理层的机会主义行为（陈仕华和李维安，2011）。在企业中代理人（管理者）因其专业上的优势以及对信息第一时间获取的优势， 委托人（所有者）与代理人之间存在明显的信息不对称， 双方之间的利益甚至目标均存在不一致， 代理问题也应运而生， 导致代理成本增加（Fama和Jensen，1983）。在公司治理实践中独立董事须在充分获取及完全理解公司经营运作的情况下方能真正发挥作用， 抑制管理层对财务信息的操纵行为。而业绩预告的主要内容和发布方式等大都由管理层初步拟定， 独立董事对公司特质性信息的全面获取存在一定难度， 较大程度上受制于管理层的配合程度（陈霞等， 2018）。具备机会主义利己动机的管理层所构筑的信息壁垒会影响独立董事的履职效果， 独立董事的社会网络能够拓展独立董事自身的信息获取渠道、 提高其议价能力， 进而破解管理层信息壁垒。本文借鉴陈霞等（2018）、 刘新民等（2018）的相关研究， 对由管理层机会主义导致的第一类代理问题用第一类代理成本进行定义， 采用管理费用与主营业务收入的比值进行度量， 该比值越高， 则代理成本越高， 代理问题越严重。从表7的实证结果可以看出， 第一类代理成本对于业绩预告精确度及准确度偏差具有正向的影响， 结果均在10%的水平上显著， 说明代理问题越严重的公司业绩预告的准确性越低， 佐证了管理层对业绩预告的操纵； 反映独立董事网络中心度的所有指标均显著， 且符号与预期一致； 同时， 与独立董事网络中心度的交乘项的符号为负， 结果均在1%的统计水平上显著， 表明独立董事网络中心度能够负向调节管理层代理问题对于业绩预告偏差的影响； 而具体到独立董事网络位置与消息类型的指标， 仅有中介中心度与第一类代理成本的交乘项显著， 表明独立董事网络中介中心度高的企业能够一定程度抑制管理层的代理问题。

此外， 本文还对第二类代理问题进行分析。第二类代理问题由股东与中小股东之间的利益不一致及信息不对称引起， 亦会损害中小股东的利益， 导致第二类代理成本上升， 上市公司的第二类代理问题同样不容忽视。本文借鉴刘新民等（2018）的研究， 通过其他应收款与总资产的比值对第二类代理成本进行衡量。结果表明， 独立董事网络中心度及其相关指标与第二类代理成本的交乘项并不显著， 表明在上述二者的关系中， 其并不具备显著的调节作用（限于篇幅，表略）。可见， 代理成本对于业绩预告发布的内容具备一定的不良影响， 而独立董事社会网络只在第一类代理成本中具备调节效应， 进一步佐证了独立董事社会网络对于管理层在业绩预告中机会主义操纵行为的抑制作用， 也证明嵌入社会网络的独立董事能够通过降低代理成本一定程度破解管理层信息壁垒， 从而提高业绩预告披露的质量。

七、 结论与启示

（一）结论

本文以我国A股上市公司自2013年起连续8年的数据为研究样本， 对其独立董事网络中心度与管理层业绩预告质量的关系进行研究。研究结果表明， 独立董事网络中心度对管理层业绩预告的精确度、 准确度与消息的稳定性具有正向影响。进一步分析发现， 就宏观层面的经营环境而言， 该效应在企业所在地市场化程度较低的企业中较显著； 就企业层面的经营风险而言， 该效应在企业融资约束水平较高的企业中较为显著； 就企业内部的治理能力而言， 该效应在独立董事勤勉度较高的企业中较为显著。而在进一步的调节效应检验中发现， 由管理层机会主义动机引起的第一类代理问题对业绩预告的误差具有显著的正向影响， 而独立董事网络中心度能够负向调节这种影响； 第二类代理问题对业绩预告误差也存在显著的正向影响， 但独立董事网络中心度对此的调节作用并不显著。这再次印证了业绩预告的披露中存在管理层机会主义行为， 而独立董事网络中心度对这种影响能够起到一定的抑制作用。

（二）启示

通过上述研究， 本文得到如下启示： 第一， 独立董事在公司治理及前瞻性财务信息披露中并非是“橡皮章”的存在，独立董事发挥作用需要一定的边界条件， 企业在聘用独立董事时应关注其社会网络的嵌入性， 使其能够更大程度上发挥其监督和咨询的职能。第二， 对于上市公司而言， 融资渠道的拓宽、 治理层的高度参与等都会对业绩预告质量产生一定的正向影响。同时， 企业也应尽力扫清独立董事履职的障碍， 加强对管理层机会主义动机及行为的识别与监督， 提高业绩预告信息披露的真实性与准确性。第三， 良好的市场化机制、 公平的营商环境等有益于因独立董事社会网络而相互联系的各个企业进行更加规范化的业绩预告披露， 更好地发挥独立董事社会网络的正面效应。

本文对由连锁关系而形成的独立董事社会网络及其网络位置对于上市公司业绩预告质量的影响进行了研究， 并对其作用机制及边界条件进行了一定的分析， 但仍存在一些局限。原因在于， 对其边界条件的探讨不能穷尽， 且业绩预告由于制度的半强制性导致样本数据存在一定缺失。就已有研究而言， 样本区间内企业的自愿性披露比例并不高， 未来可结合独立董事的动态及静态社会网络、 宏观（环境嵌入性）及微观网络（双边嵌入性）进一步分别探讨其与业绩预告自愿性披露及强制性业绩预告披露的关系。

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（責任编辑·校对： 李小艳  黄艳晶）

【基金项目】国家社会科学基金项目（项目编号：17BJY212）；国家自然科学基金委员会地区科学基金项目（项目编号：72162003）；2022校级

科研基金项目（项目编号：2022KYYB03）

【作者单位】贵州财经大学会计学院， 贵阳 550025。 范钦钦为通讯作者