獨立董事社會網絡影響公司業績預告嗎

范欽欽　邱靜

【摘要】基于管理層業績預告質量這一情境， 以2013 ～ 2020年A股上市公司為研究樣本， 對獨立董事社會網絡的治理效果及相關機制進行研究。研究結果表明： 獨立董事網絡中心度越高的企業， 其管理層業績預告的精確性及準確性越高； 獨立董事網絡中心度越高及網絡位置越靠近中心的企業， 其管理層越傾向于發布業績預告好消息。進一步分析發現： 獨立董事網絡中心度與業績預告的上述關系主要出現在市場化程度較低、 融資約束水平較高及獨立董事的勤勉度較高的樣本企業中； 獨立董事網絡中心度能夠負向調節第一類代理問題與業績預告誤差的正相關關系， 而獨立董事網絡中心度對第二類代理問題與業績預告誤差的正相關關系不具備顯著的調節效應。

【關鍵詞】獨立董事；網絡中心度；業績預告；管理層機會主義；代理問題

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）02-0084-10

一、 引 言

在我國， 證監會要求上市公司在財務報告公告日前提前進行業績預告， 以緩解財務報告日當天股價的劇烈震蕩， 并保護中小投資者的利益。投資者能夠從業績預告中獲得公司經營狀況的重要信息， 以緩解信息不對稱、 降低交易成本， 并能夠一定程度上降低投資風險（Beyer等，2010；李志生等，2018）。然而， 諸多研究表明， 管理者并非總是與股東及投資者的目標一致， 只有在充分權衡并確定利大于弊時其才愿意披露真實完整的私有信息（Nagar，1999）， 管理層甚至試圖在業績預告中通過擇機操縱影響股價從中獲利（李歡和羅婷，2016）。進一步地， 公司管理層相較于外部投資者更能掌握公司核心的經營情況， 因而處于信息的優勢方， 具備通過擇機交易獲取利益的條件（曾慶生，2008；曾慶生和張耀中，2012）。加之， 我國對上市公司業績預告的監管并不十分嚴格， 管理層在披露中具備一定的自由裁量權， 這也給管理層實施機會主義行為留下了一定空間。管理層對業績預告進行有策略的擇機披露會對投資者的判斷與決策造成影響， 對資本市場的穩定運行帶來風險（Muramiya和Takada， 2017）。

我國業績預告信息披露準確度較低， 模糊披露現象普遍存在， 而業績預告準確性的提高能夠提振廣大投資者的信心（李馨子和羅婷，2014）。精確的管理層業績預告可以為企業調整市場預期及傳遞信息等（Ajinkya和Gift，1984）。已有研究發現， 公司治理結構及管理層特性等對業績預告質量具有一定影響（張藝瓊等，2019；廖義剛和鄧賢，2017；孔晨和陳艷，2019）。公司治理水平的提高能夠減少信息不對稱及降低代理成本， 而獨立董事制度的引入是提高公司治理水平的有力舉措， 是我國資本市場發展完善的標志。

然而， 有研究發現獨立董事在行使獨立監督權的時候面臨較大壓力， 其投票權很多情況下形同虛設（Kesner等，1986；葉康濤等，2021）。究其原因， 一些學者認為可能是未將公司間獨立董事的兼任關系一并納入考慮， 導致獨立董事的經濟角色與社會角色相分離， 將所有獨立董事的功能視為完全相同， 對其影響和作用的評估不準確（梁上坤等，2018）。深受儒家文化影響， 在我國上市公司實踐中獨立董事兼任的現象比比皆是（田高良等，2011）。與其他的社會行動者一樣， 獨立董事治理也是一個動態的人際互動過程， 而因其與其他董事的特殊弱連接關系， 更易在其所處的外部社會關系中獲得鑲嵌在社會網絡中的異質性信息和資源， 對其咨詢及監督職能的發揮產生一定影響（陳運森，2012；傅代國和夏常源，2014）。管理層能夠在第一時間了解到企業經營運作的相關信息， 如果獨立董事沒有對其進行有效及時的監督， 則其會出于機會主義動機對信息進行操縱并從中謀取私人利益。而嵌入社會網絡的獨立董事能夠憑借其豐富的異質性高質量信息， 具備更強的能力對有損公司利益的行為進行監督。

基于上述研究背景， 本文以獨立董事網絡中心度及相關網絡位置作為獨立董事社會網絡的衡量指標， 以管理層代理問題作為管理層機會主義的研究切入點， 對獨立董事社會網絡是否會提升管理層業績預告質量進行了理論推導和實證研究。

二、 文獻綜述

（一）連鎖獨立董事社會網絡

學者們對連鎖獨立董事發揮作用的機制及其經濟行為結果的研究主要基于社會網絡展開， 并大多集中于獨立董事網絡中心度， 可歸納為以下幾個方面： ①獨立董事社會網絡與企業信息披露。陳運森（2012）發現獨立董事網絡中心度越高， 公司綜合信息披露質量越好； 連鎖獨立董事關系對公司盈余質量的提高具有積極的影響（傅代國等，2014）。②獨立董事社會網絡與公司治理。江新峰等（2020）的研究表明， 具有多家公司兼職席位的獨立董事能夠抑制企業違規行為； 廖方楠等（2021）的研究顯示， 連鎖獨立董事對于加強企業內部控制具有一定積極作用。③獨立董事社會網絡與正式制度環境。萬良勇和胡璟（2014）基于獨立董事的咨詢職能， 認為獨立董事在所處的社會網絡中越靠近中心， 越有利于并購咨詢服務的開展， 且在正式制度較弱的區域該效應較明顯； 梁上坤等（2018）則發現， 獨立董事的網絡中心度會對經濟欠發達地區企業的會計穩健性產生顯著影響； 陳運森等（2018）研究發現， 獨立董事網絡中心度對公司業績具有正向影響， 該正向作用與環境制度形成互補； 易弦和謝鐘靈（2019）的研究則證實， 獨立董事處于社會網絡中心位置的企業股價崩盤的風險更低， 且該抑制作用還會受到環境制度的影響。

以上研究大都證實了連鎖獨立董事社會網絡對企業的正向經濟后果。而在強調防范重大風險的當下， 獨立董事社會網絡對于上市公司前瞻性的財務信息披露的影響尚未有理論及實踐進展。

（二）管理層業績預告

1. 基于業績預告的治理效應。第一， 業績預告具備一定的前瞻性， 能夠調整資本市場投資者的預期（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， 業績預告能夠起到抑制機會主義行為的作用。第二， 業績預告可以為管理層及分析師等帶來透明度更高的信息。Dutta等（2002）認為， 業績預告可以作為財務報告信息的補充指標以幫助投資者做出更準確的決策。Otamasa等（2017）以日本上市公司為研究樣本， 發現其董事會采用業績預告信息評估管理層表現。第三， 基于外部分析師視角， Anantharaman 等（2017）發現， 業績預告因為吸引了更多的分析師關注， 因而一定程度上可以遏制管理層的機會主義行為。

2. 基于業績預告帶來短視主義行為。有研究指出， 管理層出于自利動機， 其所披露的業績預告信息并非與市場所需要和期望的一樣真實而具體（Bushman和Smith， 2001； Nagar， 1999）。管理者只有權衡利大于弊時， 才愿意對掌握的私有信息進行披露。李馨子和羅婷（2017）研究發現， 管理層對業績預告進行有策略的擇機披露會對投資者的判斷與決策造成影響， 進而影響資本市場的穩定運行。李歡和羅婷（2016）的研究表明， 高管試圖通過業績預測的發布影響股價， 以增加其股票交易的收益， 高管在買入和賣出股票時均存在不同的操縱業績預告行為。周冬華和趙玉潔（2013）研究發現， 業績預告準確度及及時性與CEO 權力呈反向變動關系， 而董事會的權力則能夠在一定程度上抑制這種不良影響； 有效的內部控制能夠抑制業績預告的低質量與審計收費的正向關系（廖義剛和鄧賢崐，2017）， 還能校正業績預告的偏差（張藝瓊等，2019；孔晨和陳艷，2019）。

上述兩種認識看似分歧較大， 實則不然。大多數學者認同業績預告這一制度本身具有治理效應， 然而在企業的經營管理實踐中這一制度卻被認為難以真正發揮作用， 原因大多與公司高管的機會主義行為有關。近年來， 一些學者開始研究非正式制度或渠道對業績預告的影響， 并探尋治理之路。如有研究發現， 媒體報告及公司股吧發帖等對于管理層業績預告的態度及偏差均具有一定的治理作用（婁祝坤和張博慧，2019；王丹等，2020）； 林鐘高和趙孝穎（2020）研究發現， 供應商集中度會對管理層業績預告精確性和披露態度產生影響。而關于公司內部治理層的獨立董事， 其在中國情境下的社會角色對于管理層機會主義行為治理的效用則鮮有文獻探討。在強調防范重大風險的背景下， 該選題可作為未來研究的方向。

三、 理論分析與研究假設

（一）獨立董事網絡與管理層業績預告誤差

我國管理層業績預告制度實施得較晚， 其披露要求不如財務報告嚴格， 因而為擇機披露等機會主義行為留下了一定的操縱空間。上市公司業績預告的精確性是多重因素共同作用的結果。客觀上， 由于未來的經營情況存在不確定， 加之管理層因專業能力及信息獲取能力所限， 會造成業績預告較為粗略模糊， 精確度不高； 主觀上， 管理層出于對自身利益的權衡， 有動機降低業績預告的精確度， 以規避最終業績未能落在業績預告區間內所帶來的負面影響和相應責任（林鐘高和趙孝穎，2020）。作為公司治理的重要組成部分， 獨立董事理應對管理層的機會主義行為采取相應的監管措施， 抑制該行為發生。而嵌入社會網絡的獨立董事則能更好地發揮其咨詢與監督的職能， 具體從以下兩個方面進行詳細探討。

1. 基于差序格局理論。我國目前正式制度尚不夠健全， 社會關系網絡作為替代機制發揮著不容小覷的作用， 在關系型的社會中形成了特有的差序格局（費孝通，1998；陳德球，2022）。處于社會網絡差序格局不同位置的行動者所獲取的信任和地位是不同的， 所獲取的信息資源也相去甚遠。獨立董事要發揮監督和咨詢的職能需要較為豐富的信息資源， 而嵌入社會網絡結構中的獨立董事擁有更暢通的信息渠道。具體而言， 一方面， 社會網絡中心度較高的獨立董事能幫助企業獲取更多的外部信息， 降低風險并提高管理層決策的科學性（傅代國和夏常源，2014）， 從而對管理層逐利的機會主義行為起到一定的遏制作用。另一方面， 獨立董事網絡也是輸出信息的重要渠道（Akbas等，2016）。管理層業績預告需要董事會的全體成員共同商討， 再經過董事會決定最終發布的內容與公布時間等， 而無須會計師事務所進行獨立審計， 獨立董事可單獨發表獨立意見， 因而獨立董事發表的獨立意見對于管理層業績預告的態度及準確性十分重要。社會網絡中心度較強的獨立董事具備較高的資源稟賦和影響力， 有助于打破管理層信息壁壘， 在企業決策中具備較強的議價能力， 從而促進業績預告水平的提升。

2. 基于聲譽理論。嵌入社會網絡的獨立董事出于對聲譽的考慮， 會更積極地參與公司治理， 一定程度上緩解代理沖突， 對上市公司的合規性及信息披露的真實性具有更強的“看門人”意愿（田高良等，2011）。獨立董事的社會網絡被認為能夠反映個人社會信用， 是其個人擁有社會資源的體現（Choi等，2011）， 而得到多家單位的聘用是對其社會信用度及專業能力的認可。相反， 較差的履職業績會導致其難以獲得其他公司的兼職席位（Kaplan和Reishus，1990）， 其就職機會和收入會明顯減少（Ertimur等，2012；劉浩等，2014）。一方面鑲嵌在這些社會網絡中的社會資源可以被獨立董事直接利用， 另一方面也能提升其個人的社會地位。基于此， 嵌入社會網絡的獨立董事會更加看重個人的聲譽， 因為徇私舞弊的行為可能會帶來更高的違法成本， 致使其聲譽受損， 失去在其他公司的獨立董事席位。而獨立董事同時也能夠從自我的身份認同中對自己的執業行為更加自信， 從而增強決策的獨立性。社會網絡中心度較高的獨立董事對自身聲譽及同行的認可具有更強烈的需求， 其參與公司治理決策并監督高層管理者的動力和能力更強， 對于管理層在業績預告中降低準確度的機會主義動機能夠更敏銳地識別， 并進行適時的干預。在網絡中心度指標中， 程度中心度（Centrality）能夠最直接地反映行動者在社會網絡中的地位和影響力， 因而本文用程度中心度作為獨立董事網絡中心度的代理變量。由此， 本文提出如下假設：

H1a： 在其他條件相同時， 獨立董事網絡程度中心度越高的企業， 管理層業績預告的精確度越高。

H1b： 在其他條件相同時， 獨立董事網絡程度中心度越高的企業， 管理層業績預告的準確度越高。

（二）獨立董事網絡位置與業績預告消息

基于機會主義動機， 公司管理層會根據自利動機利用不同消息類型的業績預告進行擇機的操控性披露： 為便于自身低價位購入股票， 而傾向于發布較多壞消息； 發布較多好消息時則有可能是出于高價位售出股票的逐利動機。進一步地， 當企業對未來業績預測為壞消息時， 管理層大多會在業績預告日將壞消息和盤托出； 企業對未來業績預測為好消息時， 管理層則更傾向于在業績預告日之后、 財務報告日之前漸次公布好消息（Soffer等，2000）。由此造成消息類型的不穩定， 并容易被操縱。根據資源依賴理論， 社會網絡即為社會資本， 網絡關系的實質是資源。Akbas等（2016）研究發現， 成熟的投資者更易于獲取獨立董事網絡中心度較高公司的信息。在社會網絡中， 處于中心位置的獨立董事， 除自身學歷及專業背景之外， 其豐富的履職經驗拓展了自身認知并更善于處理不同的情況， 從而降低了各種不確定性因素及風險， 保持了盈余的穩定性。與此同時， 網絡中心度較高的獨立董事也需要通過努力得到網絡中其他成員的認可， 以保持甚至進一步豐富自己的社會資本（陳運森等，2018）。因此， 處于網絡中心位置的獨立董事主動參與監督管理的意愿明顯更強， 并更注重建立公司與外部利益相關者的關系以暢通信息渠道， 由此使得自己的執業能力得以提升（江新峰等，2020）。網絡中心度較高的獨立董事一方面基于對自身聲譽的考慮和權衡， 更加勤勉盡責地參與管理層治理， 另一方面其所擁有的資源及專業能力可強化其履職的意愿和能力， 更好地發揮其咨詢職能。已有研究也表明， 獨立董事網絡中心度的提高有利于提升公司業績水平（傅代國和夏常源，2014）， 從而更傾向于穩定地發表業績預告好消息。

具體而言， 程度中心度是衡量網絡中心度最直觀的指標， 其他能夠進一步反映獨立董事網絡位置的指標主要包括中介中心度及接近中心度。中介中心度（Betweenness centrality）與程度中心度在本質上是不同的， 它強調個體在社會網絡中的媒介功能（Freeman，2017）。接近中心度（Closeness centrality）反映了社會網絡中的特定個體與其他個體的接近程度。在很多情況下， 兩個公司之間并沒有直接兼任的連鎖獨立董事， 而是通過公司的其他董事而產生間接關系。網絡中介中心度及接近中心度較高的獨立董事為了維持現有的異質性信息獲取和資源整合方面的優勢， 也更有動力去保證信息的暢通與對稱， 從而更好地發揮獨立董事咨詢的職能， 因而對管理層業績預告披露消息的類型也能起到相應作用。基于上述分析， 本文提出以下幾個假設：

H2a： 在其他條件相同時， 獨立董事網絡程度中心度越高的企業， 管理層越傾向于發布業績預告好消息。

H2b： 在其他條件相同時， 獨立董事網絡中介中心度越高的企業， 管理層越傾向于發布業績預告好消息。

H2c： 在其他條件相同時， 獨立董事網絡接近中心度越高的企業， 管理層越傾向于發布業績預告好消息。

四、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

我國業績預告制度的完善是循序漸進的。自《創業板信息披露業務備忘錄第11號 —— 業績預告、 業績快報及其修正》于2012年發布以后， 我國業績預告制度基本趨于穩定。因此， 本文選取2013年作為研究起始時間， 以2013 ～ 2020年我國A股上市公司為研究樣本。

根據CSMAR及WIND數據庫中2013年1月1日至2020年12月31日的上市公司獨立董事的兼任情況而初步獲得連鎖獨立董事兼任信息， 再通過人員ID號碼排除同名同姓者， 將連鎖獨立董事的信息進一步確定。在進行原始資料的收集、 整理和編碼之后， 利用Python編程將上述公司獨立董事兼任表格轉換成為0-1矩陣， 具體為通過判斷兩家企業之間是否存在兼任的連鎖獨立董事來實現， 如果存在則賦值為1， 否則賦值為0， 進一步形成8個年份的0-1矩陣數據表格。將表格數據通過PAJECK軟件計算出獨立董事個人層面的程度中心度、 中介中心度及接近中心度。最后將個人層面數據的均值作為其所屬公司企業層面的相應指標。樣本公司的財務指標數據來自CSMAR國泰安數據庫， 剔除金融行業、 ST、 ?ST及SST（剩余23632個觀測值）、 業績預告類型為不明確、 業績預告及實際利潤數據缺失的樣本（剩余11593個觀測值）， 進一步剔除控制變量數據缺失的樣本， 選取公司年度末次業績預告數據， 獲得共計9879個有效公司/年份觀測值。

（二）模型設定與變量設計

為檢驗獨立董事網絡中心度對業績預告精確度、 準確度與預告態度的影響， 本文構建如下計量模型： 模型（1）、 （2）采用OLS模型進行估計， 模型（3）、 （4）和（5）采用二元Logit回歸模型進行估計， 并對所有模型進行企業層面的聚類穩健性處理。

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. 被解釋變量。被解釋變量為業績預告精確度誤差（Precise）、 業績預告準確度誤差（Bias）及業績預告消息類型（Newstype）。借鑒曾琦等（2018）及張藝瓊等（2019）的研究， 業績預告精確度誤差（Precise）采用年度預測凈利潤上限與預測凈利潤下限的差值比上年末資產總額并取絕對值度量， Precise值越小， 精確度越高； 業績預告準確度誤差（Bias）采用預測凈利潤上限均值與實際凈利潤差值除以年末資產總額并取絕對值度量， Bias值越小， 準確度越高； 業績預告消息類型（Newstype）根據管理層發布業績預告的情況來確定， 當上市公司管理層業績預告大于行業業績預告均值時為好消息， 賦值為1， 否則賦值為0。

2. 解釋變量。上述模型中的解釋變量包括獨立董事網絡程度中心度（Centrality）、 中介中心度（Betweenness）和接近中心度（Closeness）。程度中心度的具體算法參考Freeman（1979）、 李志生等（2018）的研究， 用pij表示公司i和公司j之間是否存在關聯關系， 如公司i的董事成員在公司j擔任董事職務， 則pij=1， 否則pij=0。公司i的獨立董事網絡程度中心度 Centralityi的計算公式如下：

其中， n表示構成連鎖獨立董事網絡的企業數量。中介中心度和接近中心度借鑒Grewal等（2006）的研究測量具體的網絡位置， gjk為連接公司j和k的最短路徑數量； 而 d（i， j） 為連接公司i與公司j 的最短路徑長度。計算公式如下：

3. 控制變量。本文借鑒王丹等（2020）的做法， 在模型中引入可能對回歸結果產生干擾的控制變量， 將能夠反映公司治理結構的指標及部分財務指標等一并納入模型中進行考慮。

具體變量定義見表1。

五、 實證分析

（一）描述性統計

描述性統計結果如表2所示， 業績預告精確度Precise的均值為0.024， 最大值為0.314， 最小值為0， 表明上市公司之間的業績預告精確度差異較大。業績預告準確度Bias也具有類似的特征。二者的均值大于中位數， 說明大部分上市公司業績預告的精確度和準確度低于均值。業績預告的消息類型Newstype均值為0.684， 表明一半以上的公司傾向于發布好消息。獨立董事網絡程度中心度的均值、 中介中心度的均值及接近中心度的均值， 與前人的研究結果大體一致。此外， 通過方差膨脹系數（VIF）檢驗， 所有系數均在1 ～ 2之間， 可判斷變量間不存在多重共線性。

（二）基準回歸檢驗

表3報告了模型（1） ～ 模型（5）的回歸結果， 可以看到在第（1）列和第（2）中Centrality的系數顯著為負， 說明獨立董事網絡程度中心度越高的上市公司， 管理層披露的業績預告精確度和準確度都越高（誤差越小）。由此， 前文中提出的H1a和H1b得到驗證。第（3）列中Centrality的系數顯著為正， 第（4）列及第（5）列中Betweenness和Closeness的系數也均顯著為正， 說明獨立董事網絡位置越處于或靠近中心的上市公司， 業績預告越傾向于披露好消息。由此， 前文中提出的H2a、 H2b和H2c均得到了驗證。

上述檢驗結果表明， 獨立董事的網絡中心度能夠一定程度上影響管理層業績預告的內容和方式， 這些證據都表明獨立董事網絡中心度為企業所帶來的異質性信息和資源有利于其咨詢及監督職能的發揮， 一方面通過強化監督職能， 減少了管理層業績預告中人為的主觀誤差； 另一方面通過暢通信息渠道更好地發揮了咨詢職能， 對企業業績起到了改善作用， 從而增加了業績預告較好消息的可能性。

（三）穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量。參考袁振超等（2014）、 張藝瓊等（2019）的研究， 當業績預告性質為“大增”“扭虧”“略增”“續盈”時， 則判斷公司業績預告為好消息， 賦值為1； 否則便視公司業績預告為壞消息， 賦值為0。業績預告精確度（Precise）采用預測凈利潤上限與下限差值除以年初資產總額并取絕對值衡量。Precise值越小（點估計時為0）， 精確度越高。業績預告準確度（Bias）采用預測凈利潤上下限均值與實際凈利潤差值除以年初資產總額并取絕對值衡量。Bias值越小， 準確度越高。將重新度量的指標代入主回歸模型中檢驗， 關鍵變量的回歸結果基本未發生變化。

2. 替換解釋變量。為了綜合考慮獨立董事網絡位置對于管理層業績預告的影響， 本文參照李留闖等（2012）的方法， 將公司連鎖獨立董事社會網絡中心度的三個主要度量指標放入同一模型中進行綜合度量。以Net指標作為網絡中心度的綜合指標： Neti= Centralityi + Betweennessi+Closenessi。Neti 為公司i在公司網絡中的中心度， 其值越大， 代表公司的獨立董事嵌入社會網絡越緊密， 并以此指標替換之前的程度中心度等指標。檢驗結果顯示， Net指標的估計系數符號與預期一致， 且結果均顯著， 表明獨立董事網絡位置越處于或靠近中心， 在社會網絡中鑲嵌得越緊密的公司， 其業績預告的準確性越高， 也越有可能披露高于同行均值水平的業績預告消息。

3. 考慮遺漏變量。借鑒陳運森等（2018）的研究成果， 在模型中進一步加入了管理層質量（Managementquality）， 以降低遺漏變量的可能性。用股票市場收益連續性（Stockyield）作為管理層質量的代理變量， 如果該指標高于同行業收益率中位數， 則定義中心度的指標系數與基準回歸的符號、 顯著性及絕對值基本一致。此外， 上市公司總體的信息透明度對于獨立董事履職作用的發揮具有一定影響， 因而考慮將該變量加入回歸模型中， 重新檢驗獨立董事網絡中心度對于管理層業績預告的影響。根據深交所上交所披露的上市公司透明度評級結果進行賦值， 4=優秀， 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系數仍然顯著， 系數的符號及絕對值與基準回歸基本一致。再次說明H1與H2的檢驗結果是穩定的。

篇幅所限， 上述回歸結果均未列示， 留存備索。

六、 進一步檢驗

（一）異質性分析

已有研究表明， 業績預告質量與企業經營環境、 經營風險以及內部治理等方面息息相關（王彩和李曉慧，2022；朱杰，2022）， 故從以下幾方面對相關機制進行異質性檢驗。

1.? 經營環境 —— 宏觀制度環境。與市場交易機制或市場性制度被看作是正式制度不同， 社會網絡往往被判斷為非正式制度（Stiglitz等，2000）。在市場化宏觀環境等正式制度相對較弱的情況下， 社會網絡等非正式制度對于促進公司合規化管理、 提高治理水平方面具有積極的作用， 從而有助于抑制管理層機會主義行為。在市場化進程較為緩慢、 產品成熟度較低的地區， 上市公司有更高的監督需求（Shleifer和Vishny， 1997； La Porta等，2020）。根據王小魯等（2021）計算的分省份市場化指數對企業所在地當年市場化指數進行中位數分組， 高于全國中位值水平的構建虛擬變量并賦值為1， 其余情況構建虛擬變量并賦值為0。由表4的回歸結果可知（刪除關鍵變量缺失值）， 在市場化程度較低組， 即表中第（6）至第（10）列， 主要解釋變量回歸結果均顯著， 且符號與預期一致。這說明獨立董事網絡中心度這種非正式制度， 能夠在一定程度上彌補制度環境的治理缺位。

2. 經營風險 —— 企業融資約束。對于自身融資約束水平較高的企業而言， 由于自身的融資能力及投資能力受到限制， 管理層為了確保現金流能維持企業正常運轉， 可能會通過盈余管理提高業績以滿足債務條款的要求（王彩和李曉慧，2022）， 從而導致業績預告偏離真實值， 降低業績預告的質量。同時， 融資約束對企業的經營績效會造成一定影響， 使其披露好消息的可能性降低。而由獨立董事社會網絡所帶來的社會資源及較強的履職能力則能夠緩解融資約束， 也能夠使企業管理層有信心和把握披露較為樂觀的業績預告消息。本文借鑒潘紅波和楊海霞（2022）的方法， 采取WW指數度量企業面臨的融資約束水平， WW指數值越大， 表示融資約束水平越高。本文按照企業融資約束水平進行中位數分組檢驗， 結果如表5所示。在融資約束水平較高組中， 即表5第（1）至第（5）列， 主要解釋變量的系數均顯著且符號與預期一致， 表明獨立董事網絡中心度能夠緩解因融資約束而引起的業績預告精確度與準確度不高問題， 并能夠正向影響消息的樂觀性； 而在融資約束水平較低組中， 即表5第（6）至第（10）列， 主要解釋變量的系數幾乎均不顯著。這說明融資約束水平是影響獨立董事社會網絡與業績預告質量關系的重要因素。

3. 內部治理 —— 獨立董事勤勉度。如前文所述， 根據“聲譽理論”及“資源依賴理論”等， 網絡中心度較高的獨立董事為更好地避免聲譽風險， 并且依附于嵌入社會網絡的資源更好地履職， 應該會更加勤勉盡責地工作。本文借鑒江新峰等（2020）的研究， 對獨立董事親自參加上市公司董事會的會議次數進行加總并取自然對數以衡量獨立董事的勤勉度， 并以中位數進行分組回歸， 以檢驗獨立董事勤勉度對于獨立董事網絡中心度與業績之間關系的作用。結果如表6所示， 在獨立董事參加會議次數較多組即第（1）至第（5）列中， 獨立董事網絡中心度的回歸結果均顯著， 且系數的符號與預期一致； 在獨立董事參加會議較少組即第（6）至第（10）列中， 獨立董事網絡中心度的回歸結果幾乎均不顯著。這說明獨立董事的勤勉度是獨立董事社會網絡提高業績預告質量的重要因素。

（二）調節效應檢驗

代理理論認為， 公司治理最重要的效用便是約束管理層的機會主義行為（陳仕華和李維安，2011）。在企業中代理人（管理者）因其專業上的優勢以及對信息第一時間獲取的優勢， 委托人（所有者）與代理人之間存在明顯的信息不對稱， 雙方之間的利益甚至目標均存在不一致， 代理問題也應運而生， 導致代理成本增加（Fama和Jensen，1983）。在公司治理實踐中獨立董事須在充分獲取及完全理解公司經營運作的情況下方能真正發揮作用， 抑制管理層對財務信息的操縱行為。而業績預告的主要內容和發布方式等大都由管理層初步擬定， 獨立董事對公司特質性信息的全面獲取存在一定難度， 較大程度上受制于管理層的配合程度（陳霞等， 2018）。具備機會主義利己動機的管理層所構筑的信息壁壘會影響獨立董事的履職效果， 獨立董事的社會網絡能夠拓展獨立董事自身的信息獲取渠道、 提高其議價能力， 進而破解管理層信息壁壘。本文借鑒陳霞等（2018）、 劉新民等（2018）的相關研究， 對由管理層機會主義導致的第一類代理問題用第一類代理成本進行定義， 采用管理費用與主營業務收入的比值進行度量， 該比值越高， 則代理成本越高， 代理問題越嚴重。從表7的實證結果可以看出， 第一類代理成本對于業績預告精確度及準確度偏差具有正向的影響， 結果均在10%的水平上顯著， 說明代理問題越嚴重的公司業績預告的準確性越低， 佐證了管理層對業績預告的操縱； 反映獨立董事網絡中心度的所有指標均顯著， 且符號與預期一致； 同時， 與獨立董事網絡中心度的交乘項的符號為負， 結果均在1%的統計水平上顯著， 表明獨立董事網絡中心度能夠負向調節管理層代理問題對于業績預告偏差的影響； 而具體到獨立董事網絡位置與消息類型的指標， 僅有中介中心度與第一類代理成本的交乘項顯著， 表明獨立董事網絡中介中心度高的企業能夠一定程度抑制管理層的代理問題。

此外， 本文還對第二類代理問題進行分析。第二類代理問題由股東與中小股東之間的利益不一致及信息不對稱引起， 亦會損害中小股東的利益， 導致第二類代理成本上升， 上市公司的第二類代理問題同樣不容忽視。本文借鑒劉新民等（2018）的研究， 通過其他應收款與總資產的比值對第二類代理成本進行衡量。結果表明， 獨立董事網絡中心度及其相關指標與第二類代理成本的交乘項并不顯著， 表明在上述二者的關系中， 其并不具備顯著的調節作用（限于篇幅，表略）。可見， 代理成本對于業績預告發布的內容具備一定的不良影響， 而獨立董事社會網絡只在第一類代理成本中具備調節效應， 進一步佐證了獨立董事社會網絡對于管理層在業績預告中機會主義操縱行為的抑制作用， 也證明嵌入社會網絡的獨立董事能夠通過降低代理成本一定程度破解管理層信息壁壘， 從而提高業績預告披露的質量。

七、 結論與啟示

（一）結論

本文以我國A股上市公司自2013年起連續8年的數據為研究樣本， 對其獨立董事網絡中心度與管理層業績預告質量的關系進行研究。研究結果表明， 獨立董事網絡中心度對管理層業績預告的精確度、 準確度與消息的穩定性具有正向影響。進一步分析發現， 就宏觀層面的經營環境而言， 該效應在企業所在地市場化程度較低的企業中較顯著； 就企業層面的經營風險而言， 該效應在企業融資約束水平較高的企業中較為顯著； 就企業內部的治理能力而言， 該效應在獨立董事勤勉度較高的企業中較為顯著。而在進一步的調節效應檢驗中發現， 由管理層機會主義動機引起的第一類代理問題對業績預告的誤差具有顯著的正向影響， 而獨立董事網絡中心度能夠負向調節這種影響； 第二類代理問題對業績預告誤差也存在顯著的正向影響， 但獨立董事網絡中心度對此的調節作用并不顯著。這再次印證了業績預告的披露中存在管理層機會主義行為， 而獨立董事網絡中心度對這種影響能夠起到一定的抑制作用。

（二）啟示

通過上述研究， 本文得到如下啟示： 第一， 獨立董事在公司治理及前瞻性財務信息披露中并非是“橡皮章”的存在，獨立董事發揮作用需要一定的邊界條件， 企業在聘用獨立董事時應關注其社會網絡的嵌入性， 使其能夠更大程度上發揮其監督和咨詢的職能。第二， 對于上市公司而言， 融資渠道的拓寬、 治理層的高度參與等都會對業績預告質量產生一定的正向影響。同時， 企業也應盡力掃清獨立董事履職的障礙， 加強對管理層機會主義動機及行為的識別與監督， 提高業績預告信息披露的真實性與準確性。第三， 良好的市場化機制、 公平的營商環境等有益于因獨立董事社會網絡而相互聯系的各個企業進行更加規范化的業績預告披露， 更好地發揮獨立董事社會網絡的正面效應。

本文對由連鎖關系而形成的獨立董事社會網絡及其網絡位置對于上市公司業績預告質量的影響進行了研究， 并對其作用機制及邊界條件進行了一定的分析， 但仍存在一些局限。原因在于， 對其邊界條件的探討不能窮盡， 且業績預告由于制度的半強制性導致樣本數據存在一定缺失。就已有研究而言， 樣本區間內企業的自愿性披露比例并不高， 未來可結合獨立董事的動態及靜態社會網絡、 宏觀（環境嵌入性）及微觀網絡（雙邊嵌入性）進一步分別探討其與業績預告自愿性披露及強制性業績預告披露的關系。

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（責任編輯·校對： 李小艷? 黃艷晶）

【基金項目】國家社會科學基金項目（項目編號：17BJY212）；國家自然科學基金委員會地區科學基金項目（項目編號：72162003）；2022校級

科研基金項目（項目編號：2022KYYB03）

【作者單位】貴州財經大學會計學院， 貴陽 550025。 范欽欽為通訊作者