范欽欽，邱 靜（博士生導(dǎo)師）

一、引言

在我國，證監(jiān)會(huì)要求上市公司在財(cái)務(wù)報(bào)告公告日前提前進(jìn)行業(yè)績預(yù)告，以緩解財(cái)務(wù)報(bào)告日當(dāng)天股價(jià)的劇烈震蕩，并保護(hù)中小投資者的利益。投資者能夠從業(yè)績預(yù)告中獲得公司經(jīng)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(fēng)險(xiǎn)（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(biāo)一致，只有在充分權(quán)衡并確定利大于弊時(shí)其才愿意披露真實(shí)完整的私有信息（Nagar，1999），管理層甚至試圖在業(yè)績預(yù)告中通過擇機(jī)操縱影響股價(jià)從中獲利（李歡和羅婷，2016）。進(jìn)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(jīng)營情況，因而處于信息的優(yōu)勢方，具備通過擇機(jī)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(yè)績預(yù)告的監(jiān)管并不十分嚴(yán)格，管理層在披露中具備一定的自由裁量權(quán)，這也給管理層實(shí)施機(jī)會(huì)主義行為留下了一定空間。管理層對業(yè)績預(yù)告進(jìn)行有策略的擇機(jī)披露會(huì)對投資者的判斷與決策造成影響，對資本市場的穩(wěn)定運(yùn)行帶來風(fēng)險(xiǎn)（Muramiya和Takada，2017）。

我國業(yè)績預(yù)告信息披露準(zhǔn)確度較低，模糊披露現(xiàn)象普遍存在，而業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)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(yè)績預(yù)告可以為企業(yè)調(diào)整市場預(yù)期及傳遞信息等（Ajinkya和Gift，1984）。已有研究發(fā)現(xiàn)，公司治理結(jié)構(gòu)及管理層特性等對業(yè)績預(yù)告質(zhì)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(dú)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(fā)展完善的標(biāo)志。

然而，有研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事在行使獨(dú)立監(jiān)督權(quán)的時(shí)候面臨較大壓力，其投票權(quán)很多情況下形同虛設(shè)（Kesner等，1986；葉康濤等，2021）。究其原因，一些學(xué)者認(rèn)為可能是未將公司間獨(dú)立董事的兼任關(guān)系一并納入考慮，導(dǎo)致獨(dú)立董事的經(jīng)濟(jì)角色與社會(huì)角色相分離，將所有獨(dú)立董事的功能視為完全相同，對其影響和作用的評估不準(zhǔn)確（梁上坤等，2018）。深受儒家文化影響，在我國上市公司實(shí)踐中獨(dú)立董事兼任的現(xiàn)象比比皆是（田高良等，2011）。與其他的社會(huì)行動(dòng)者一樣，獨(dú)立董事治理也是一個(gè)動(dòng)態(tài)的人際互動(dòng)過程，而因其與其他董事的特殊弱連接關(guān)系，更易在其所處的外部社會(huì)關(guān)系中獲得鑲嵌在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的異質(zhì)性信息和資源，對其咨詢及監(jiān)督職能的發(fā)揮產(chǎn)生一定影響（陳運(yùn)森，2012；傅代國和夏常源，2014）。管理層能夠在第一時(shí)間了解到企業(yè)經(jīng)營運(yùn)作的相關(guān)信息，如果獨(dú)立董事沒有對其進(jìn)行有效及時(shí)的監(jiān)督，則其會(huì)出于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)對信息進(jìn)行操縱并從中謀取私人利益。而嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的獨(dú)立董事能夠憑借其豐富的異質(zhì)性高質(zhì)量信息，具備更強(qiáng)的能力對有損公司利益的行為進(jìn)行監(jiān)督。

基于上述研究背景，本文以獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度及相關(guān)網(wǎng)絡(luò)位置作為獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的衡量指標(biāo)，以管理層代理問題作為管理層機(jī)會(huì)主義的研究切入點(diǎn)，對獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是否會(huì)提升管理層業(yè)績預(yù)告質(zhì)量進(jìn)行了理論推導(dǎo)和實(shí)證研究。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）連鎖獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)

學(xué)者們對連鎖獨(dú)立董事發(fā)揮作用的機(jī)制及其經(jīng)濟(jì)行為結(jié)果的研究主要基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)展開，并大多集中于獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度，可歸納為以下幾個(gè)方面：①獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)信息披露。陳運(yùn)森（2012）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，公司綜合信息披露質(zhì)量越好；連鎖獨(dú)立董事關(guān)系對公司盈余質(zhì)量的提高具有積極的影響（傅代國等，2014）。②獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)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(dú)立董事能夠抑制企業(yè)違規(guī)行為；廖方楠等（2021）的研究顯示，連鎖獨(dú)立董事對于加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制具有一定積極作用。③獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與正式制度環(huán)境。萬良勇和胡璟（2014）基于獨(dú)立董事的咨詢職能，認(rèn)為獨(dú)立董事在所處的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中越靠近中心，越有利于并購咨詢服務(wù)的開展，且在正式制度較弱的區(qū)域該效應(yīng)較明顯；梁上坤等（2018）則發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度會(huì)對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生顯著影響；陳運(yùn)森等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對公司業(yè)績具有正向影響，該正向作用與環(huán)境制度形成互補(bǔ)；易弦和謝鐘靈（2019）的研究則證實(shí)，獨(dú)立董事處于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心位置的企業(yè)股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)更低，且該抑制作用還會(huì)受到環(huán)境制度的影響。

以上研究大都證實(shí)了連鎖獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)的正向經(jīng)濟(jì)后果。而在強(qiáng)調(diào)防范重大風(fēng)險(xiǎn)的當(dāng)下，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對于上市公司前瞻性的財(cái)務(wù)信息披露的影響尚未有理論及實(shí)踐進(jìn)展。

（二）管理層業(yè)績預(yù)告

1.基于業(yè)績預(yù)告的治理效應(yīng)。第一，業(yè)績預(yù)告具備一定的前瞻性，能夠調(diào)整資本市場投資者的預(yù)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(yè)績預(yù)告能夠起到抑制機(jī)會(huì)主義行為的作用。第二，業(yè)績預(yù)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(rèn)為，業(yè)績預(yù)告可以作為財(cái)務(wù)報(bào)告信息的補(bǔ)充指標(biāo)以幫助投資者做出更準(zhǔn)確的決策。Otamasa等（2017）以日本上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)其董事會(huì)采用業(yè)績預(yù)告信息評估管理層表現(xiàn)。第三，基于外部分析師視角，Anantharaman等（2017）發(fā)現(xiàn)，業(yè)績預(yù)告因?yàn)槲烁嗟姆治鰩熽P(guān)注，因而一定程度上可以遏制管理層的機(jī)會(huì)主義行為。

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

上述兩種認(rèn)識(shí)看似分歧較大，實(shí)則不然。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)同業(yè)績預(yù)告這一制度本身具有治理效應(yīng)，然而在企業(yè)的經(jīng)營管理實(shí)踐中這一制度卻被認(rèn)為難以真正發(fā)揮作用，原因大多與公司高管的機(jī)會(huì)主義行為有關(guān)。近年來，一些學(xué)者開始研究非正式制度或渠道對業(yè)績預(yù)告的影響，并探尋治理之路。如有研究發(fā)現(xiàn)，媒體報(bào)告及公司股吧發(fā)帖等對于管理層業(yè)績預(yù)告的態(tài)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(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商集中度會(huì)對管理層業(yè)績預(yù)告精確性和披露態(tài)度產(chǎn)生影響。而關(guān)于公司內(nèi)部治理層的獨(dú)立董事，其在中國情境下的社會(huì)角色對于管理層機(jī)會(huì)主義行為治理的效用則鮮有文獻(xiàn)探討。在強(qiáng)調(diào)防范重大風(fēng)險(xiǎn)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(shè)

（一）獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)與管理層業(yè)績預(yù)告誤差

我國管理層業(yè)績預(yù)告制度實(shí)施得較晚，其披露要求不如財(cái)務(wù)報(bào)告嚴(yán)格，因而為擇機(jī)披露等機(jī)會(huì)主義行為留下了一定的操縱空間。上市公司業(yè)績預(yù)告的精確性是多重因素共同作用的結(jié)果。客觀上，由于未來的經(jīng)營情況存在不確定，加之管理層因?qū)I(yè)能力及信息獲取能力所限，會(huì)造成業(yè)績預(yù)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(quán)衡，有動(dòng)機(jī)降低業(yè)績預(yù)告的精確度，以規(guī)避最終業(yè)績未能落在業(yè)績預(yù)告區(qū)間內(nèi)所帶來的負(fù)面影響和相應(yīng)責(zé)任（林鐘高和趙孝穎，2020）。作為公司治理的重要組成部分，獨(dú)立董事理應(yīng)對管理層的機(jī)會(huì)主義行為采取相應(yīng)的監(jiān)管措施，抑制該行為發(fā)生。而嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的獨(dú)立董事則能更好地發(fā)揮其咨詢與監(jiān)督的職能，具體從以下兩個(gè)方面進(jìn)行詳細(xì)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(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為替代機(jī)制發(fā)揮著不容小覷的作用，在關(guān)系型的社會(huì)中形成了特有的差序格局（費(fèi)孝通，1998；陳德球，2022）。處于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)差序格局不同位置的行動(dòng)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(yuǎn)。獨(dú)立董事要發(fā)揮監(jiān)督和咨詢的職能需要較為豐富的信息資源，而嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中的獨(dú)立董事?lián)碛懈鼤惩ǖ男畔⑶?。具體而言，一方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事能幫助企業(yè)獲取更多的外部信息，降低風(fēng)險(xiǎn)并提高管理層決策的科學(xué)性（傅代國和夏常源，2014），從而對管理層逐利的機(jī)會(huì)主義行為起到一定的遏制作用。另一方面，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)也是輸出信息的重要渠道（Akbas等，2016）。管理層業(yè)績預(yù)告需要董事會(huì)的全體成員共同商討，再經(jīng)過董事會(huì)決定最終發(fā)布的內(nèi)容與公布時(shí)間等，而無須會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行獨(dú)立審計(jì)，獨(dú)立董事可單獨(dú)發(fā)表獨(dú)立意見，因而獨(dú)立董事發(fā)表的獨(dú)立意見對于管理層業(yè)績預(yù)告的態(tài)度及準(zhǔn)確性十分重要。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度較強(qiáng)的獨(dú)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(yè)決策中具備較強(qiáng)的議價(jià)能力，從而促進(jìn)業(yè)績預(yù)告水平的提升。

2.基于聲譽(yù)理論。嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的獨(dú)立董事出于對聲譽(yù)的考慮，會(huì)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(guī)性及信息披露的真實(shí)性具有更強(qiáng)的“看門人”意愿（田高良等，2011）。獨(dú)立董事的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)被認(rèn)為能夠反映個(gè)人社會(huì)信用，是其個(gè)人擁有社會(huì)資源的體現(xiàn)（Choi等，2011），而得到多家單位的聘用是對其社會(huì)信用度及專業(yè)能力的認(rèn)可。相反，較差的履職業(yè)績會(huì)導(dǎo)致其難以獲得其他公司的兼職席位（Kaplan和Reishus，1990），其就職機(jī)會(huì)和收入會(huì)明顯減少（Ertimur等，2012；劉浩等，2014）。一方面鑲嵌在這些社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)資源可以被獨(dú)立董事直接利用，另一方面也能提升其個(gè)人的社會(huì)地位?；诖耍度肷鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)的獨(dú)立董事會(huì)更加看重個(gè)人的聲譽(yù)，因?yàn)獒咚轿璞椎男袨榭赡軙?huì)帶來更高的違法成本，致使其聲譽(yù)受損，失去在其他公司的獨(dú)立董事席位。而獨(dú)立董事同時(shí)也能夠從自我的身份認(rèn)同中對自己的執(zhí)業(yè)行為更加自信，從而增強(qiáng)決策的獨(dú)立性。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事對自身聲譽(yù)及同行的認(rèn)可具有更強(qiáng)烈的需求，其參與公司治理決策并監(jiān)督高層管理者的動(dòng)力和能力更強(qiáng)，對于管理層在業(yè)績預(yù)告中降低準(zhǔn)確度的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)能夠更敏銳地識(shí)別，并進(jìn)行適時(shí)的干預(yù)。在網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)中，程度中心度（Centrality）能夠最直接地反映行動(dòng)者在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的地位和影響力，因而本文用程度中心度作為獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的代理變量。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：在其他條件相同時(shí)，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)程度中心度越高的企業(yè)，管理層業(yè)績預(yù)告的精確度越高。

H1b：在其他條件相同時(shí)，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)程度中心度越高的企業(yè)，管理層業(yè)績預(yù)告的準(zhǔn)確度越高。

（二）獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)位置與業(yè)績預(yù)告消息

基于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，公司管理層會(huì)根據(jù)自利動(dòng)機(jī)利用不同消息類型的業(yè)績預(yù)告進(jìn)行擇機(jī)的操控性披露：為便于自身低價(jià)位購入股票，而傾向于發(fā)布較多壞消息；發(fā)布較多好消息時(shí)則有可能是出于高價(jià)位售出股票的逐利動(dòng)機(jī)。進(jìn)一步地，當(dāng)企業(yè)對未來業(yè)績預(yù)測為壞消息時(shí)，管理層大多會(huì)在業(yè)績預(yù)告日將壞消息和盤托出；企業(yè)對未來業(yè)績預(yù)測為好消息時(shí)，管理層則更傾向于在業(yè)績預(yù)告日之后、財(cái)務(wù)報(bào)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(wěn)定，并容易被操縱。根據(jù)資源依賴?yán)碚?，社?huì)網(wǎng)絡(luò)即為社會(huì)資本，網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的實(shí)質(zhì)是資源。Akbas等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，成熟的投資者更易于獲取獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度較高公司的信息。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，處于中心位置的獨(dú)立董事，除自身學(xué)歷及專業(yè)背景之外，其豐富的履職經(jīng)驗(yàn)拓展了自身認(rèn)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(fēng)險(xiǎn)，保持了盈余的穩(wěn)定性。與此同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事也需要通過努力得到網(wǎng)絡(luò)中其他成員的認(rèn)可，以保持甚至進(jìn)一步豐富自己的社會(huì)資本（陳運(yùn)森等，2018）。因此，處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的獨(dú)立董事主動(dòng)參與監(jiān)督管理的意愿明顯更強(qiáng)，并更注重建立公司與外部利益相關(guān)者的關(guān)系以暢通信息渠道，由此使得自己的執(zhí)業(yè)能力得以提升（江新峰等，2020）。網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事一方面基于對自身聲譽(yù)的考慮和權(quán)衡，更加勤勉盡責(zé)地參與管理層治理，另一方面其所擁有的資源及專業(yè)能力可強(qiáng)化其履職的意愿和能力，更好地發(fā)揮其咨詢職能。已有研究也表明，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高有利于提升公司業(yè)績水平（傅代國和夏常源，2014），從而更傾向于穩(wěn)定地發(fā)表業(yè)績預(yù)告好消息。

具體而言，程度中心度是衡量網(wǎng)絡(luò)中心度最直觀的指標(biāo)，其他能夠進(jìn)一步反映獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)位置的指標(biāo)主要包括中介中心度及接近中心度。中介中心度（Betweennesscentrality）與程度中心度在本質(zhì)上是不同的，它強(qiáng)調(diào)個(gè)體在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的媒介功能（Freeman，2017）。接近中心度（Closenesscentrality）反映了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的特定個(gè)體與其他個(gè)體的接近程度。在很多情況下，兩個(gè)公司之間并沒有直接兼任的連鎖獨(dú)立董事，而是通過公司的其他董事而產(chǎn)生間接關(guān)系。網(wǎng)絡(luò)中介中心度及接近中心度較高的獨(dú)立董事為了維持現(xiàn)有的異質(zhì)性信息獲取和資源整合方面的優(yōu)勢，也更有動(dòng)力去保證信息的暢通與對稱，從而更好地發(fā)揮獨(dú)立董事咨詢的職能，因而對管理層業(yè)績預(yù)告披露消息的類型也能起到相應(yīng)作用?；谏鲜龇治?，本文提出以下幾個(gè)假設(shè)：

H2a：在其他條件相同時(shí)，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)程度中心度越高的企業(yè)，管理層越傾向于發(fā)布業(yè)績預(yù)告好消息。

H2b：在其他條件相同時(shí)，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中介中心度越高的企業(yè)，管理層越傾向于發(fā)布業(yè)績預(yù)告好消息。

H2c：在其他條件相同時(shí)，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)接近中心度越高的企業(yè)，管理層越傾向于發(fā)布業(yè)績預(yù)告好消息。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國業(yè)績預(yù)告制度的完善是循序漸進(jìn)的。自《創(chuàng)業(yè)板信息披露業(yè)務(wù)備忘錄第11號——業(yè)績預(yù)告、業(yè)績快報(bào)及其修正》于2012年發(fā)布以后，我國業(yè)績預(yù)告制度基本趨于穩(wěn)定。因此，本文選取2013年作為研究起始時(shí)間，以2013～2020年我國A股上市公司為研究樣本。

根據(jù)CSMAR及WIND數(shù)據(jù)庫中2013年1月1日至2020年12月31日的上市公司獨(dú)立董事的兼任情況而初步獲得連鎖獨(dú)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(dú)立董事的信息進(jìn)一步確定。在進(jìn)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(dú)立董事兼任表格轉(zhuǎn)換成為0-1矩陣，具體為通過判斷兩家企業(yè)之間是否存在兼任的連鎖獨(dú)立董事來實(shí)現(xiàn)，如果存在則賦值為1，否則賦值為0，進(jìn)一步形成8個(gè)年份的0-1矩陣數(shù)據(jù)表格。將表格數(shù)據(jù)通過PAJECK軟件計(jì)算出獨(dú)立董事個(gè)人層面的程度中心度、中介中心度及接近中心度。最后將個(gè)人層面數(shù)據(jù)的均值作為其所屬公司企業(yè)層面的相應(yīng)指標(biāo)。樣本公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫，剔除金融行業(yè)、ST、*ST及SST（剩余23632個(gè)觀測值）、業(yè)績預(yù)告類型為不明確、業(yè)績預(yù)告及實(shí)際利潤數(shù)據(jù)缺失的樣本（剩余11593個(gè)觀測值），進(jìn)一步剔除控制變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，選取公司年度末次業(yè)績預(yù)告數(shù)據(jù)，獲得共計(jì)9879個(gè)有效公司/年份觀測值。

（二）模型設(shè)定與變量設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對業(yè)績預(yù)告精確度、準(zhǔn)確度與預(yù)告態(tài)度的影響，本文構(gòu)建如下計(jì)量模型：模型（1）、（2）采用OLS模型進(jìn)行估計(jì)，模型（3）、（4）和（5）采用二元Logit回歸模型進(jìn)行估計(jì)，并對所有模型進(jìn)行企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健性處理。

1.被解釋變量。被解釋變量為業(yè)績預(yù)告精確度誤差（Precise）、業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度誤差（Bias）及業(yè)績預(yù)告消息類型（Newstype）。借鑒曾琦等（2018）及張藝瓊等（2019）的研究，業(yè)績預(yù)告精確度誤差（Precise）采用年度預(yù)測凈利潤上限與預(yù)測凈利潤下限的差值比上年末資產(chǎn)總額并取絕對值度量，Precise值越小，精確度越高；業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度誤差（Bias）采用預(yù)測凈利潤上限均值與實(shí)際凈利潤差值除以年末資產(chǎn)總額并取絕對值度量，Bias值越小，準(zhǔn)確度越高；業(yè)績預(yù)告消息類型（Newstype）根據(jù)管理層發(fā)布業(yè)績預(yù)告的情況來確定，當(dāng)上市公司管理層業(yè)績預(yù)告大于行業(yè)業(yè)績預(yù)告均值時(shí)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(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)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(guān)聯(lián)關(guān)系，如公司i的董事成員在公司j擔(dān)任董事職務(wù)，則pij=1，否則pij=0。公司i的獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)程度中心度Centralityi的計(jì)算公式如下：

其中，n表示構(gòu)成連鎖獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)的企業(yè)數(shù)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(wǎng)絡(luò)位置，gjk為連接公司j和k的最短路徑數(shù)量；而d（i，j）為連接公司i與公司j的最短路徑長度。計(jì)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(jié)果產(chǎn)生干擾的控制變量，將能夠反映公司治理結(jié)構(gòu)的指標(biāo)及部分財(cái)務(wù)指標(biāo)等一并納入模型中進(jìn)行考慮。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示，業(yè)績預(yù)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(yè)績預(yù)告精確度差異較大。業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度Bias也具有類似的特征。二者的均值大于中位數(shù)，說明大部分上市公司業(yè)績預(yù)告的精確度和準(zhǔn)確度低于均值。業(yè)績預(yù)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(fā)布好消息。獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)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(jié)果大體一致。此外，通過方差膨脹系數(shù)（VIF）檢驗(yàn)，所有系數(shù)均在1～2之間，可判斷變量間不存在多重共線性。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)

表3報(bào)告了模型（1）～模型（5）的回歸結(jié)果，可以看到在第（1）列和第（2）中Centrality的系數(shù)顯著為負(fù)，說明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)程度中心度越高的上市公司，管理層披露的業(yè)績預(yù)告精確度和準(zhǔn)確度都越高（誤差越?。?。由此，前文中提出的H1a和H1b得到驗(yàn)證。第（3）列中Centrality的系數(shù)顯著為正，第（4）列及第（5）列中Betweenness和Closeness的系數(shù)也均顯著為正，說明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)位置越處于或靠近中心的上市公司，業(yè)績預(yù)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(yàn)證。

表3 獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)位置與管理層業(yè)績預(yù)告

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)中心度能夠一定程度上影響管理層業(yè)績預(yù)告的內(nèi)容和方式，這些證據(jù)都表明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度為企業(yè)所帶來的異質(zhì)性信息和資源有利于其咨詢及監(jiān)督職能的發(fā)揮，一方面通過強(qiáng)化監(jiān)督職能，減少了管理層業(yè)績預(yù)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(fā)揮了咨詢職能，對企業(yè)業(yè)績起到了改善作用，從而增加了業(yè)績預(yù)告較好消息的可能性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量。參考袁振超等（2014）、張藝瓊等（2019）的研究，當(dāng)業(yè)績預(yù)告性質(zhì)為“大增”“扭虧”“略增”“續(xù)盈”時(shí)，則判斷公司業(yè)績預(yù)告為好消息，賦值為1；否則便視公司業(yè)績預(yù)告為壞消息，賦值為0。業(yè)績預(yù)告精確度（Precise）采用預(yù)測凈利潤上限與下限差值除以年初資產(chǎn)總額并取絕對值衡量。Precise值越?。c(diǎn)估計(jì)時(shí)為0），精確度越高。業(yè)績預(yù)告準(zhǔn)確度（Bias）采用預(yù)測凈利潤上下限均值與實(shí)際凈利潤差值除以年初資產(chǎn)總額并取絕對值衡量。Bias值越小，準(zhǔn)確度越高。將重新度量的指標(biāo)代入主回歸模型中檢驗(yàn)，關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果基本未發(fā)生變化。

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

3.考慮遺漏變量。借鑒陳運(yùn)森等（2018）的研究成果，在模型中進(jìn)一步加入了管理層質(zhì)量（Managementquality），以降低遺漏變量的可能性。用股票市場收益連續(xù)性（Stockyield）作為管理層質(zhì)量的代理變量，如果該指標(biāo)高于同行業(yè)收益率中位數(shù)，則定義中心度的指標(biāo)系數(shù)與基準(zhǔn)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(dú)立董事履職作用的發(fā)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(yàn)獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對于管理層業(yè)績預(yù)告的影響。根據(jù)深交所上交所披露的上市公司透明度評級結(jié)果進(jìn)行賦值，4=優(yōu)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(shù)仍然顯著，系數(shù)的符號及絕對值與基準(zhǔn)回歸基本一致。再次說明H1與H2的檢驗(yàn)結(jié)果是穩(wěn)定的。

篇幅所限，上述回歸結(jié)果均未列示，留存?zhèn)渌鳌?/p>

六、進(jìn)一步檢驗(yàn)

（一）異質(zhì)性分析

已有研究表明，業(yè)績預(yù)告質(zhì)量與企業(yè)經(jīng)營環(huán)境、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)以及內(nèi)部治理等方面息息相關(guān)（王彩和李曉慧，2022；朱杰，2022），故從以下幾方面對相關(guān)機(jī)制進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。

1.經(jīng)營環(huán)境——宏觀制度環(huán)境。與市場交易機(jī)制或市場性制度被看作是正式制度不同，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)往往被判斷為非正式制度（Stiglitz等，2000）。在市場化宏觀環(huán)境等正式制度相對較弱的情況下，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等非正式制度對于促進(jìn)公司合規(guī)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(jī)會(huì)主義行為。在市場化進(jìn)程較為緩慢、產(chǎn)品成熟度較低的地區(qū)，上市公司有更高的監(jiān)督需求（Shleifer和Vishny，1997；LaPorta等，2020）。根據(jù)王小魯?shù)龋?021）計(jì)算的分省份市場化指數(shù)對企業(yè)所在地當(dāng)年市場化指數(shù)進(jìn)行中位數(shù)分組，高于全國中位值水平的構(gòu)建虛擬變量并賦值為1，其余情況構(gòu)建虛擬變量并賦值為0。由表4的回歸結(jié)果可知（刪除關(guān)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(jié)果均顯著，且符號與預(yù)期一致。這說明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度這種非正式制度，能夠在一定程度上彌補(bǔ)制度環(huán)境的治理缺位。

表4 宏觀制度環(huán)境分組檢驗(yàn)

2.經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)——企業(yè)融資約束。對于自身融資約束水平較高的企業(yè)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?，F(xiàn)金流能維持企業(yè)正常運(yùn)轉(zhuǎn)，可能會(huì)通過盈余管理提高業(yè)績以滿足債務(wù)條款的要求（王彩和李曉慧，2022），從而導(dǎo)致業(yè)績預(yù)告偏離真實(shí)值，降低業(yè)績預(yù)告的質(zhì)量。同時(shí)，融資約束對企業(yè)的經(jīng)營績效會(huì)造成一定影響，使其披露好消息的可能性降低。而由獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)所帶來的社會(huì)資源及較強(qiáng)的履職能力則能夠緩解融資約束，也能夠使企業(yè)管理層有信心和把握披露較為樂觀的業(yè)績預(yù)告消息。本文借鑒潘紅波和楊海霞（2022）的方法，采取WW指數(shù)度量企業(yè)面臨的融資約束水平，WW指數(shù)值越大，表示融資約束水平越高。本文按照企業(yè)融資約束水平進(jìn)行中位數(shù)分組檢驗(yàn)，結(jié)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(shù)均顯著且符號與預(yù)期一致，表明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度能夠緩解因融資約束而引起的業(yè)績預(yù)告精確度與準(zhǔn)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(shù)幾乎均不顯著。這說明融資約束水平是影響?yīng)毩⒍律鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)與業(yè)績預(yù)告質(zhì)量關(guān)系的重要因素。

表5 企業(yè)融資約束分組檢驗(yàn)

3.內(nèi)部治理——獨(dú)立董事勤勉度。如前文所述，根據(jù)“聲譽(yù)理論”及“資源依賴?yán)碚摗钡?，網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事為更好地避免聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)，并且依附于嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的資源更好地履職，應(yīng)該會(huì)更加勤勉盡責(zé)地工作。本文借鑒江新峰等（2020）的研究，對獨(dú)立董事親自參加上市公司董事會(huì)的會(huì)議次數(shù)進(jìn)行加總并取自然對數(shù)以衡量獨(dú)立董事的勤勉度，并以中位數(shù)進(jìn)行分組回歸，以檢驗(yàn)獨(dú)立董事勤勉度對于獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與業(yè)績之間關(guān)系的作用。結(jié)果如表6所示，在獨(dú)立董事參加會(huì)議次數(shù)較多組即第（1）至第（5）列中，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸結(jié)果均顯著，且系數(shù)的符號與預(yù)期一致；在獨(dú)立董事參加會(huì)議較少組即第（6）至第（10）列中，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸結(jié)果幾乎均不顯著。這說明獨(dú)立董事的勤勉度是獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提高業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的重要因素。

表6 獨(dú)立董事勤勉度分組檢驗(yàn)

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

代理理論認(rèn)為，公司治理最重要的效用便是約束管理層的機(jī)會(huì)主義行為（陳仕華和李維安，2011）。在企業(yè)中代理人（管理者）因其專業(yè)上的優(yōu)勢以及對信息第一時(shí)間獲取的優(yōu)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(biāo)均存在不一致，代理問題也應(yīng)運(yùn)而生，導(dǎo)致代理成本增加（Fama和Jensen，1983）。在公司治理實(shí)踐中獨(dú)立董事須在充分獲取及完全理解公司經(jīng)營運(yùn)作的情況下方能真正發(fā)揮作用，抑制管理層對財(cái)務(wù)信息的操縱行為。而業(yè)績預(yù)告的主要內(nèi)容和發(fā)布方式等大都由管理層初步擬定，獨(dú)立董事對公司特質(zhì)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(jī)會(huì)主義利己動(dòng)機(jī)的管理層所構(gòu)筑的信息壁壘會(huì)影響?yīng)毩⒍碌穆穆毿Ч?dú)立董事的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠拓展獨(dú)立董事自身的信息獲取渠道、提高其議價(jià)能力，進(jìn)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(guān)研究，對由管理層機(jī)會(huì)主義導(dǎo)致的第一類代理問題用第一類代理成本進(jìn)行定義，采用管理費(fèi)用與主營業(yè)務(wù)收入的比值進(jìn)行度量，該比值越高，則代理成本越高，代理問題越嚴(yán)重。從表7的實(shí)證結(jié)果可以看出，第一類代理成本對于業(yè)績預(yù)告精確度及準(zhǔn)確度偏差具有正向的影響，結(jié)果均在10%的水平上顯著，說明代理問題越嚴(yán)重的公司業(yè)績預(yù)告的準(zhǔn)確性越低，佐證了管理層對業(yè)績預(yù)告的操縱；反映獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的所有指標(biāo)均顯著，且符號與預(yù)期一致；同時(shí)，與獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的交乘項(xiàng)的符號為負(fù)，結(jié)果均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度能夠負(fù)向調(diào)節(jié)管理層代理問題對于業(yè)績預(yù)告偏差的影響；而具體到獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)位置與消息類型的指標(biāo)，僅有中介中心度與第一類代理成本的交乘項(xiàng)顯著，表明獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中介中心度高的企業(yè)能夠一定程度抑制管理層的代理問題。

表7 第一類代理問題的影響

此外，本文還對第二類代理問題進(jìn)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(huì)損害中小股東的利益，導(dǎo)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(yīng)收款與總資產(chǎn)的比值對第二類代理成本進(jìn)行衡量。結(jié)果表明，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度及其相關(guān)指標(biāo)與第二類代理成本的交乘項(xiàng)并不顯著，表明在上述二者的關(guān)系中，其并不具備顯著的調(diào)節(jié)作用（限于篇幅，表略）?？梢?，代理成本對于業(yè)績預(yù)告發(fā)布的內(nèi)容具備一定的不良影響，而獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)只在第一類代理成本中具備調(diào)節(jié)效應(yīng)，進(jìn)一步佐證了獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對于管理層在業(yè)績預(yù)告中機(jī)會(huì)主義操縱行為的抑制作用，也證明嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的獨(dú)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(yè)績預(yù)告披露的質(zhì)量。

七、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以我國A股上市公司自2013年起連續(xù)8年的數(shù)據(jù)為研究樣本，對其獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與管理層業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的關(guān)系進(jìn)行研究。研究結(jié)果表明，獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對管理層業(yè)績預(yù)告的精確度、準(zhǔn)確度與消息的穩(wěn)定性具有正向影響。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，就宏觀層面的經(jīng)營環(huán)境而言，該效應(yīng)在企業(yè)所在地市場化程度較低的企業(yè)中較顯著；就企業(yè)層面的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)而言，該效應(yīng)在企業(yè)融資約束水平較高的企業(yè)中較為顯著；就企業(yè)內(nèi)部的治理能力而言，該效應(yīng)在獨(dú)立董事勤勉度較高的企業(yè)中較為顯著。而在進(jìn)一步的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，由管理層機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)引起的第一類代理問題對業(yè)績預(yù)告的誤差具有顯著的正向影響，而獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度能夠負(fù)向調(diào)節(jié)這種影響；第二類代理問題對業(yè)績預(yù)告誤差也存在顯著的正向影響，但獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對此的調(diào)節(jié)作用并不顯著。這再次印證了業(yè)績預(yù)告的披露中存在管理層機(jī)會(huì)主義行為，而獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)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(dú)立董事在公司治理及前瞻性財(cái)務(wù)信息披露中并非是“橡皮章”的存在，獨(dú)立董事發(fā)揮作用需要一定的邊界條件，企業(yè)在聘用獨(dú)立董事時(shí)應(yīng)關(guān)注其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的嵌入性，使其能夠更大程度上發(fā)揮其監(jiān)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(huì)對業(yè)績預(yù)告質(zhì)量產(chǎn)生一定的正向影響。同時(shí)，企業(yè)也應(yīng)盡力掃清獨(dú)立董事履職的障礙，加強(qiáng)對管理層機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)及行為的識(shí)別與監(jiān)督，提高業(yè)績預(yù)告信息披露的真實(shí)性與準(zhǔn)確性。第三，良好的市場化機(jī)制、公平的營商環(huán)境等有益于因獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)而相互聯(lián)系的各個(gè)企業(yè)進(jìn)行更加規(guī)范化的業(yè)績預(yù)告披露，更好地發(fā)揮獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的正面效應(yīng)。

本文對由連鎖關(guān)系而形成的獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)及其網(wǎng)絡(luò)位置對于上市公司業(yè)績預(yù)告質(zhì)量的影響進(jìn)行了研究，并對其作用機(jī)制及邊界條件進(jìn)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(yè)績預(yù)告由于制度的半強(qiáng)制性導(dǎo)致樣本數(shù)據(jù)存在一定缺失。就已有研究而言，樣本區(qū)間內(nèi)企業(yè)的自愿性披露比例并不高，未來可結(jié)合獨(dú)立董事的動(dòng)態(tài)及靜態(tài)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、宏觀（環(huán)境嵌入性）及微觀網(wǎng)絡(luò)（雙邊嵌入性）進(jìn)一步分別探討其與業(yè)績預(yù)告自愿性披露及強(qiáng)制性業(yè)績預(yù)告披露的關(guān)系。