审计委员会中独立董事关系网络与财务报告质量

张 川，罗文波，李敏鑫

(1.上海海事大学 经济管理学院,上海201306;2.嘉兴学院 商学院,浙江 嘉兴314001)

一、引言

审计委员会制度在约束企业财务报告披露违规行为方面发挥着重要作用，已成为提升中国上市公司治理能力的重要举措。证监会2018年修订的《上市公司治理准则》第三十八条规定上市公司应当设立审计委员会，以期审计委员会能为进一步完善中国资本市场建设发挥其应有的功能，至此监管机构结束了长达17年的审计委员会制度推广工作，正式将该制度推向规范上市公司行为制度建设的前端。在此背景下，进一步探究影响审计委员会治理能力的因素，寻找提高审计委员会治理功能的方式成为公司治理研究领域的重要课题。现有研究基于审计委员会的专业性、独立性、权威性、勤勉度等视角，寻找影响审计委员会履职效率的影响因素。然而，从审计委员会中独立董事关系网络位置视角研究其履职效率的文献较为罕见。实务中，审计委员会成员主要由独立董事组成，独立董事通常为行业内专家，并能够在多家上市公司兼任职务。通过独立董事兼任形成的关系网络能为审计委员会在不同市场主体间获取和传递信息及资源提供顺畅的渠道，而此种关系网络位置是否能够影响审计委员会履职效率尚未得到验证。在正式制度尚不健全的中国资本市场，“关系”这一非正式制度作为一种替代性的资源及信息获取方式在其中发挥着重要作用。在这一背景下，审计委员会中独立董事关系网络能否影响企业财务报告质量以及通过何种路径提升财务报告质量值得探讨。

公司治理研究领域关于董事关系网络经济后果的研究已较为丰富，主要存在两种不同的观点：一类观点支持董事关系网络对公司治理的积极作用；另一类观点支持董事关系网络对公司治理的消极作用。造成这一现象可能的原因在于未将董事进行有效的区分，上市公司董事的专业能力、履职职责及偏好存在差异，将所有独立董事对财务报告质量的影响视为同质，可能会对研究结论产生影响。相较于非审计委员会董事，审计委员会中独立董事对财务报告质量的监督承担更为重要的责任。为此，本文将关注点聚焦于审计委员会，以期能够更加清晰地诠释独立董事关系网络对财务报告质量的影响及其作用机理。

文章以2009—2019年A股上市公司为样本，首先探究审计委员会中独立董事关系网络对财务报告质量的影响；其次，从制度层面检验在不同的法治环境及产权性质下，关系网络位置对财务报告影响的横截面差异；最后，从内部控制、外部审计师质量以及审计委员会勤勉度层面检验关系网络位置对财务报告质量影响可能的作用机理。本文的贡献可能体现在如下三个方面：其一，丰富了审计委员会履职效率影响因素的文献，已有研究较多从独立性、专业性、权威性、勤勉性等角度讨论审计委员会履职效率的影响因素，而本文聚焦审计委员会中独立董事关系网络，拓宽了审计委员会履职效率影响因素的研究；其二，将独立董事关系网络的效应引入审计委员会界域，已有研究通常将董事会作为董事关系网络的研究界域，研究董事关系网络的信息、资源以及监督功能，而本文将董事关系网络研究界域聚焦于审计委员会，能够更为清晰地透析独立董事关系网络对公司财务报告质量的影响，验证其监督功能；其三，为进一步优化审计委员会制度，提升审计委员会监督治理能力提供参考。

二、文献回顾

审计委员会作为公司治理结构中的一个重要部分，从财务报表的编制到外部审计师的选聘再到整个内部控制系统的实施，都在其中扮演着重要的角色。审计委员会成员主要由独立董事组成，独立董事特征与审计委员会的履职效率密不可分。以往关于审计委员会中独立董事特征对审计委员会履职效率的影响研究主要集中在独立董事的本地化、专业性及声誉风险等。独立董事的本地化使其有更多的时间到访任职公司，有助于减轻信息不对称，有效地提升审计委员会监督治理效率。审计委员会中拥有会计专业背景的独立董事在企业盈余质量方面更能发挥治理作用，提升审计委员会的治理效应，并且审计委员会中行业专家占比越高，越能提升公司财务报告质量。社会声誉一方面能够给审计委员会中独立董事带来资源效应，另一方面也存在一定的声誉风险，故独立董事为了维护自身的声誉会倾向于提升勤勉度，进而提升审计委员的履职效率。

董事网络形成于若干公司之间董事的共享，是通过董事兼任将多家公司直接或间接联结起来所形成的一种关系网络。关于董事关系网络经济后果的研究存在两种不同的观点。一类观点支持董事关系网络对公司治理的积极作用，认为董事关系网络产生的学习效应、信息效应及资源效应，能够帮助董事提升治理能力、降低代理成本、促进高管业绩薪酬敏感性、提升企业的投资效率、降低盈余管理、提高信息披露质量等。另一类观点支持董事关系网络对公司治理的消极作用，认为董事关系网络作为一种信息传递渠道，有可能获得规避外部监管的“有效做法”,如股票期权回溯、盈余操纵等，并许诺管理层在公司内实施，进而增加企业的代理成本、降低信息披露质量等。

综上可知，现有研究对董事关系网络的治理效应存在矛盾的结论。然而，在公司治理过程中，董事的不同职能因其所在的专业委员会不同而存在差异，产生上述矛盾结论的原因可能是未将董事的具体职能予以区分。Hoitash区分了独立董事在薪酬委员会和审计委员会的不同任职情景，发现其与管理层社会关系的不同效用。已有研究发现审计委员会独立董事的本地化、专业背景、声誉等特征能够影响审计委员会功能，而鲜有文献从其“社会人”属性考察独立董事关系网络对审计委员会履职效率的影响。董事会财务报告监督功能的发挥主要依赖审计委员会的有效履职。审计委员会是董事关系网络对财务报告质量保障的重要机制。在中国关系文化盛行的背景下，审计委员会中独立董事关系网络对财务报告监督功能的影响及其作用机理仍有待进一步分析与检验。为此，本文通过运用关系网络分析模型测算审计委员会中独立董事的关系网络位置，分析并检验其对财务报告质量的影响及作用路径。

三、理论分析与假设提出

(一)审计委员会中独立董事关系网络与财务报告质量

审计委员会是董事会功能的专业化延伸部门，用以保障独立董事财务监督权利的履行。然而，由于经济业务的复杂性，审计委员会中的独立董事通常需要在透彻理解公司经济业务的前提下，才能充分发挥其财务专业能力，预防管理层的报表操纵行为。在实务中，审计委员会中独立董事信息的获取方式及渠道受制于管理层，其能否获取足够的履职所需的公司特质性信息主要依赖管理层对其工作的支持程度。基于委托代理框架，在正式制度缺位的情形下，独立董事获取信息的能力必然受到有着机会主义行为动机的管理层所构筑的信息壁垒的影响。若要破解信息壁垒，需要提升行为主体的资源禀赋、议价能力。基于资源依赖理论，审计委员会中独立董事通过在不同企业交叉任职所形成的关系网络，实现主体的资源禀赋、议价能力的提升，打破这类信息壁垒，助力审计委员会更好地实现财务报告监督功能。

首先，审计委员会中独立董事关系网络能够产生“资源效应”，提升审计委员会的资源禀赋。处于关系网络中各节点的主体作为关系网中的“社会结”，能够利用网络中的联结路径进行信息的交流与传播。关系网络不仅有助于个体获取企业有关的公开信息，还有助于获取与企业经营有关的微观信息。一方面，个体在网络中所处的位置越靠近中心，越能够获取其他方式不易获得的有用信息，并且获取信息的广度及深度也越强。审计委员会中独立董事自身掌握着丰富的会计监管知识，基于学习的路径依赖效应，良好的网络位置提供的大量信息及资源素材能够有助于其快速地掌握和对比行业中与财务报告有关的经营活动信息处理的方式，更为深刻地理解企业的经营政策，从而对管理层日常经济业务行为及其会计处理方式提出质疑，破除管理层的信息壁垒；另一方面，不同组织之间由于空间距离而难以进行交流，而基于资源的网络传递效应，关系网络有助于会计方法的交流与传递，相关先进的会计信息处理方式、内部控制模式以及更具专业能力的会计师事务所资源均能因网络效应而较为便利地获取。通过引入良好的监管资源辅助审计委员会的治理行为，促进企业财务监督能力的整体提升，进而破除管理层的信息壁垒，提升公司财务报告的整体质量。

其次，审计委员会中独立董事的关系网络能够产生“权力效应”，提升审计委员会的议价能力。处于网络中心位置的独立董事拥有丰厚的社会资本，包括权力、财富、声望，在正式的契约制度有待完善的背景下，社会资本对于企业发展尤为重要。独立董事在网络中所处的位置越靠近中心，管理层对其背后的社会资本越重视。一方面，审计委员会中独立董事的关系网络位置是其拥有专家权威的象征。对具备专家权威的独立董事，管理层对其认可的程度较高，对其意见也较为重视。管理层可能基于投机行为被发现概率的提高而减少机会主义行为。同时，基于社会交换理论，管理层亦可能通过积极帮助具备专家权威的独立董事履行职能，而获取其背后的社会资本，以扩充企业可利用的资源，例如，财务专家的银行关系资源等，也必然会减少对独立董事履职过程设置的障碍，而管理层的配合有利于审计委员会职能的发挥，提高企业财务报告质量。另一方面，审计委员会中独立董事的关系网络还能使管理层形成其机会主义行为被广泛传播的预期，发挥出类似于经理人市场的威慑效应。管理层操纵盈余信息的行为可能通过独立董事的关系网络在资本市场快速传播，导致管理层的声誉受损，影响其未来职业发展潜力，而独立董事在关系网络中所处的位置越靠近中心，管理层预期的声誉损失成本越高，越需要树立良好的职业形象，进而会配合审计委员会的日常工作，包括及时向审计委员会提供财务报告有关信息，构建有效的内部控制流程，促进企业财务报告质量的提升。

最后，审计委员会中独立董事的关系网络能够产生“声誉效应”，提升审计委员会的履职意愿。处于关系网络中心位置的独立董事通常能够获得较高的声誉，为其创造良好的专业口碑及丰厚的财富收益，在我国独立董事固定薪酬制度激励有限的背景下，声誉是激励独立董事履职意愿的主要影响因素。一方面，处于关系网络中心位置的独立董事能够通过行业口碑获得许多潜在的合作机会，减弱当前职务对其产生的机会成本粘性，提高独立董事在监督过程中的独立性。独立性是审计委员会有效发挥财务报告监督功能的核心要素，独立性的提高强化了独立董事客观公正的履职理念，弱化了迎合管理层的思维模式，并敢于质疑管理层的信息壁垒行为，对约束管理层机会主义行为的内部控制制度存在的缺陷及财务信息列报过程中存在的风险，能够并敢于说“不”，充分发挥审计委员会的治理效力，促进企业财务报告质量的提升；另一方面，处于关系网络中心位置的独立董事积累的行业口碑能够使其在行业中成为标杆，并为其带来较高的声誉风险，若上市公司出现因财务报告失真问题而使投资者遭受重大损失的现象，市场会对高声誉的独立董事提出更多的质疑，使其长时间积累的良好声誉在顷刻之间转化为巨大的成本损失，而这一成本损失预期能够激励独立董事在履职过程中的勤勉性与职业敏感性，尽可能地降低声誉成本损失发生的概率，例如，通过选择高质量的审计师，增加审计委员会的会议频率等。勤勉性是审计委员会履职效果的重要保障，审计委员会中勤勉尽责的独立董事不仅能够在履职过程中发现企业更多的违规问题，还能提升管理层对审计委员会积极履职行为的预期，主动分享其掌握的企业经营管理方面的微妙信息，降低管理层从事机会主义行为的概率，最终体现为企业财务报告质量的提升。因此，文章提出如下假设H。

H:限定其他条件，审计委员会中独立董事关系网络位置与财务报告质量正相关。

然而，“繁忙董事”假说认为，独立董事的精力有限，过度兼任会削弱其监督意愿和能力。独立董事的时间和精力作为一种稀缺资源，使得独立董事在兼任过程中需要对此予以权衡。独立董事的监督治理效应需要充足的时间和精力予以保障。随着独立董事任职的上市公司数量增多，平均分配到每家上市公司的时间和精力就会相应减少，会降低独立董事的勤勉度，影响其对财务报告的监督。通常，独立董事网络位置越靠近中心，表明其兼任的公司数目越多。因此，审计委员会中独立董事关系网络位置越靠近中心，越有可能抑制独立董事的监督行为，进而降低财务报告质量。据此，文章提出如下假设H。

H:限定其他条件，审计委员会中独立董事关系网络位置与财务报告质量负相关。

(二)法制环境、审计委员会中独立董事关系网络与财务报告质量

受政策环境的影响，中国各地区的法治水平、市场开放程度存在较大差异。因公司所在地法制水平的差异化，使得上市公司受到的外部监管也不同，这些都直接影响着公司治理水平。法制水平高的地区，公司受到的监管强度及对财务报告违规行为处罚力度也较高，致使公司财务报告违规风险和违规成本都远高于法制水平低的地区。一旦公司被查出财务造假，审计委员会中独立董事将受到很严厉的惩罚，在此情况下，独立董事为减少财务报告造假行为，维护自身权益，会更好地利用关系网络来抑制管理层进行盈余管理等机会行为。另外，处于关系网络中心位置的独立董事通常能够获得较高的声誉，而高声誉独立董事在不尽责履职的情况下，一旦被查处，对其声誉所造成的损失极大。为减少声誉损失，独立董事会更加积极地发挥其关系网络位置优势来监督管理层的相机选择。基于此，文章提出了假设H。

H:在法治水平较高的地区，审计委员会中独立董事关系网络对财务报告质量的影响更显著。

(三)产权性质、审计委员会中独立董事关系网络与财务报告质量

国有企业与民营企业因产权异质性，在经营风险、监管力度等方面存在较多的差异，这可能会影响审计委员会中独立董事关系网络效用的发挥。一方面，由于我国正式制度的不完善，民营企业发展仍然面临着较大的融资约束与资金压力。因此，民营企业为获得外部融资，有更强的盈余管理动机。审计委员会出于对财务报表负责进而规避自身风险的目的，会更加积极地利用委员会中独立董事关系网络位置来监督管理层行为，更好地发挥治理效应。而国有企业相比于追求利润最大化而言，其目标更多的是承担社会责任。国有企业因其天然的政治资源优势，更易获取融资、政府补贴及税收优惠，经营风险较小，盈余管理意愿不强。另一方面，民营企业中独立董事的聘任和解聘更加市场化，在与民营企业实际控制人的博弈中拥有更大的话语权，能够更好地发挥关系网络的治理效应。而国有企业高管选聘、任命不像民营企业一样通过市场化完成，国有企业高管主要通过国资委任命，而非董事会，具有较强的行政色彩。因此，国有企业中独立董事在发挥治理作用过程中的话语权不高，进而抑制了独立董事关系网络治理效应的发挥。基于此，文章提出了假设H。

H:在民营企业中，审计委员会中独立董事关系网络位置对财务报告质量的影响更加显著。

四、研究设计

(一)数据来源

文章选取2009—2019年A股上市公司数据，并进行以下处理：(1)剔除ST、ST、PT的公司样本；(2)剔除金融、保险业公司样本；(3)剔除上市不足1年的公司样本；(4)剔除未设立审计委员会的样本；(5)删除数据缺失样本。最后本文得到16650个样本，并对连续变量进行1%和99%水平上的缩尾。本文计算各地区法制环境水平的数据来自于王小鲁等发布的《中国分省份市场化指数报告(2018)》中的“市场中介组织的发育和法治环境”指数，计算审计委员会中独立董事关系网络的基础数据及其余指标数据来自国泰安数据库(CSMAR)。

(二)变量定义

1.财务报告质量()：借鉴Dechow等的方法，本文采用修正琼斯模型计算的可操控性应计利润取绝对值用于衡量公司财务报告质量。

2.审计委员会中独立董事关系网络。借鉴以往文献，本文选取审计委员会中独立董事关系网络程度中心度()、结构洞()两个指标来度量独立董事关系网络位置特征，它们反映了个体行动者在关系网络中的重要程度。

(1)网络程度中心度()：借鉴陈运森、张勇的做法，本文建立模型(1)计算程度中心度。

(1)

其中：代表一个网络联结关系，若董事与董事至少在一个公司中同时任职，则取1，否则取0；∑表示董事的网络联结关系总量。为消除董事数量规模差异的影响，本文采用“-1”进行标准化，表示公司董事总人数。的值越大，则该董事在整个关系网络中的位置越重要。

(2)网络结构洞()：借鉴陈运森、张勇等的做法，本文采用模型(2)计算董事结构洞。

=1-∑≠(+∑≠、)

(2)

表1 变量选择及度量方式

其中，度量的是董事与董事的直接连带关系强度，∑≠、表示网络内从董事到董事的所有通过的路径中，间接连带关系强度的总和。∑≠(+∑≠、)为董事因董事而受到的限制程度，称为结构洞匮乏程度指数，1减去该指数得到结构洞丰富程度，值越大，表示董事在网络中的位置越重要，获得的信息优势和控制优势也越大。

本文通过关系网络数据分析软件(PAJEK)，利用模型(1)和模型(2)计算出所有董事的程度中心度和结构洞；借鉴陈运森和谢德仁、万良勇和胡璟、张勇等的做法，取审计委员会中所有独立董事的程度中心度和结构洞的数据，以公司为单位，算出每家公司审计委员会中所有独立董事的网络中心度和结构洞的平均值，以该均值来衡量公司层面审计委员会中独立董事网络中心度指标。考虑到回归系数量纲，本文对除以100。

3.控制变量。参考以往关于董事网络及审计委员会的研究，文章从公司特征、会计师事务所特征、财务风险以及审计委员会特征四个方面选取控制变量。模型的变量定义在表1中列示。

表2 变量描述性统计

(三)模型设定

为检验本文研究假设，本文设定如下待检验模型，其中，重点关注系数α的方向和显著性。

=++∑×+++

(3)

五、实证检验及分析

(一)描述性统计

表2列示了各变量的描述性统计情况。财务报告质量()的均值为0056，中位数为0040，标准差为0053，表明各上市公司财务报告质量存在一定差异。程度中心度()的均值为0138，中位数0134，标准差0042；结构洞()均值为0700，中位数0712，标准差0087，表明上市公司审计委员会中独立董事关系网络存在差异化。

(二)回归分析

表3为假设H的回归结果。列(1)和列(3)是不加控制变量的回归结果，列(2)和列(4)是加控制变量的回归结果。财务报告质量衡量指标为反向指标，越小则代表财务报告质量越高。列(2)所示，程度中心度()与财务报告质量()的回归系数为-0.032，且在1%水平上显著，这表明审计委员会中独立董事关系网络程度中心度越大，财务报告质量越高。假设H得到验证，同时拒绝假设H。列(4)所示，结构洞()与财务报告质量()的回归系数为-0.017，且在1%水平上显著,这表明审计委员会中独立董事关系网络结构洞越丰富，财务报告质量越高，假设H再次得到验证。

表3 回归分析结果

表4的列(1)至列(4)为假设H的回归结果，列(1)和列(2)所示，在法制水平高(法制水平高于均值)的地区，程度中心度()和结构洞()与财务报告质量()的回归系数分别为-0051和-0028，且均在1水平上显著，这表明在法制水平高的地区，审计委员会中独立董事关系网络位置能够显著提升财务报告质量。列(3)和列(4)所示，对于法制水平低的地区，无论程度中心度()，还是结构洞()与财务报告质量()的回归系数虽然为负，但是均不显著，表明法制水平低的地区审计委员会中独立董事关系网络位置对财务报告质量的提升不显著，假设H得到验证。

表4的列(5)至列(8)为假设H的回归结果，列(7)和列(8)所示，在民营企业中，程度中心度()和结构洞()与财务报告质量()的回归系数分别为-0055和-0025，且均在1水平上显著，这表明在民营企业，审计委员会中独立董事关系网络位置能够显著提升财务报告质量。列(5)和列(6)所示，对于国有企业，程度中心度()和结构洞()与财务报告质量()的回归系数均不显著，这表明国有企业审计委员会中独立董事关系网络对财务报告质量的影响不显著，假设H得到验证。

表4 横截面异质性回归结果

六、中介效应检验

(一)内部控制

《企业内部控制基本规范》赋予了审计委员会审查、监督内部控制的职责，使得审计委员会中独立董事能够通过其关系网络治理效应来提升内部控制质量，以保证财务报告的合规、合法性，进而提升财务报告质量。即内部控制可能在审计委员会中独立董事关系网络位置与财务报告质量相关性中起到一定的中介效应。

本文借鉴温忠麟等中介效应的检验方法，检验内部控制的中介效应，以迪博指数()来衡量企业内部控制。表5第(2)列和第(5)列结果表明审计委员会中独立董事关系网络程度中心度()和结构洞()与内部控制()的回归系数分别为0794和0622，且均在1水平上显著。这表明审计委员会中独立董事会通过关系网络的治理效应来提升内部控制。在假设H模型引入变量后，回归结果如表5第(3)和第(6)列所示，审计委员会中独立董事关系网络程度中心度()和结构洞()与财务报告质量()回归系数分别为-0030和-0016，且在5水平上显著。尽管审计委员会中独立董事关系网络仍然显著提升财务报告质量，但值和系数都有明显的下降，表明内部控制在审计委员会中独立董事关系网络(、)对财务报告质量()的影响过程中，发挥了部分中介效应。

表5 内部控制中介效应检验

(二)高质量审计师

处于网络中心位置的独立董事具有较高的声誉风险，当上市公司因财务报告失真而使投资者遭受重大损失时，市场会对高声誉的独立董事提出更多的质疑，使其长时间积累的良好声誉在顷刻之间转化为巨大的成本损失。为了防止财务报告失真问题的发生，审计委员会中独立董事会通过选择高质量的审计师，提升外部监督力度，最终体现为企业财务报告质量的提升。即外部高质量的审计师可能在审计委员会中独立董事关系网络与财务报告质量相关性中发挥一定的中介效应。

表6 高质量审计师中介效应检验

为了检测高质量审计师的中介效应，本文以国内前十的会计师事务所(10)来衡量高质量审计师。回归结果如表6所示，第(2)列和第(5)列结果表明程度中心度()和结构洞()与聘任高质量审计师(10)的回归系数分别为0573和0357，且在1水平上显著。表明处于关系网络中心位置的独立董事，出于声誉风险考虑，会通过选择高质量的审计师来提升外部监督力度。本文在假设H模型引入10变量后，回归结果如表6第(3)和第(6)列所示，程度中心度()和结构洞()与财务报告质量()回归系数分别为-0030和-0016，且在5的水平上显著。尽管关系网络仍然显著提升财务报告质量，但值和系数都有明显的下降，表明高质量审计师在审计委员会中独立董事关系网络(、)对财务报告质量()的影响过程中，发挥了部分中介效应。

(三)审计委员会勤勉度

处于关系网络中心位置的独立董事能获得较高的“资源效应”和“声誉效应”。独立董事为了能够更好地维护自己的声誉，更好地发挥“资源效益”，倾向于提升审计委员会勤勉度，提议组织召开更多的审计委员会会议，通过更多的会议来发挥自己在关系网络中获得的知识和经验，以此来提升监督治理效应，降低财务报告失真所带来的风险。

为了检测审计委员会勤勉度的中介效应，本文借鉴张世鹏等的做法，以审计委员会每年开会次数加1取自然对数作为审计委员会勤勉度()。回归结果如表7所示，第(2)列和第(5)列结果表明程度中心度()和结构洞()与审计委员会勤勉度()的回归系数分别为0895和0437，且在1水平上显著。表明审计委员会中独立董事会通过关系网络位置来提升审计委员会勤勉度。本文在假设H模型引入变量后，回归结果如表6第(3)和第(6)列所示，程度中心度()和结构洞()与财务报告质量()的回归系数分别为-0023和-0016，且在5的水平上显著。尽管审计委员会中独立董事关系网络仍然显著提升财务报告质量，但值和系数都有明显的下降，表明审计委员会勤勉度部分中介于审计委员会中独立董事关系网络(、)与财务报告质量()。

表7 审计委员会勤勉度中介效应检验

七、稳健性检验

(一)内生性问题

为缓解研究模型可能存在的互为因果问题，即审计委员会中独立董事关系网络与公司财务报告质量相关可能并非是由于关系网络提升了财务报告质量，而是财务报告质量高的公司更能吸引关系网络好的审计委员会成员。同时为了缓解遗漏变量等内生性问题，本文进行如下稳健性检验。

1.个体固定效应

为排除公司层面的遗漏变量问题，本文控制了公司层面的个体固定相应。表8的结果显示，控制了个体固定效应后，审计委员会中独立董事关系网络程度中心度()与财务报告质量()的回归系数为-0037，在5水平上显著。结构洞()与财务报告质量()的回归系数为-0019，在5水平上显著。这表明在控制了个体固定效应后，审计委员会中独立董事关系网络对财务报告质量的提升效应仍然显著，假设H仍然成立。

2.滞后一期

本文采用上一期的审计委员会中独立董事关系网络(-1、-1)作为自变量的替代变量重新进行回归分析。表9结果显示，上一期关系网络(-1、-1)对财务报告质量()的回归系数仍显著为负，即审计委员会中独立董事关系网络对财务报告质量的提升效应仍然显著，假设H仍然成立。

表8 个体固定效应回归结果

表9 自变量滞后一期回归结果

表10 工具变量回归结果

3.工具变量法

本文采用剔除本公司的行业均值(_、_)作为审计委员会中独立董事关系网络(、)的工具变量。结合文章构建的模型和变量特征，采用2模型的两阶段法对结果进行验证。表10结果显示，在阶段1中，关系网络程度中心度和结构洞的行业平均值显著影响审计委员会中独立董事关系网络程度中心度和结构洞水平，两者之间呈现显著的正相关关系。阶段2中，在控制内生性后，审计委员会中独立董事关系网络与财务报告质量的结果和表3的结果基本一致，说明本文的研究结论是可靠的。

(二)变量的替代

1.因变量的替代

参考朱朝晖和李敏鑫的研究，本文选取异常性营运资本()作为应计盈余质量的替代变量。表11的结果显示，审计委员会中独立董事关系网络(、)对的回归系数显著为负，审计委员会中独立董事关系网络对财务报告质量的提升效应仍然显著，假设H仍然得到验证。

2.自变量替换

本文选取接近中心度()和中介中心度()作为审计委员会中独立董事关系网络的替代变量。的值为关系网络中某个结点到其他结点的最近路径平均距离的倒数，离其他结点越近，接近中心度越高，关系网络位置越靠近中心。为关系网络中某个结点担任其他两个结点之间最短路径“桥梁”的次数，充当“桥梁”的次数越多，中介中心度越高，关系网络位置越靠近中心。表12的结果显示，接近中心度()和中介中心度()对的回归系数上显著为负，即假设H仍然成立。

表11 因变量替代回归结果

表12 自变量替代结果

八、结论与启示

审计委员会治理能力的提升一直是学术研究的焦点。本文以审计委员会中独立董事关系网络为切入点，验证了审计委员会中独立董事关系网络位置对企业财务报告质量的影响。研究发现审计委员会中独立董事关系网络能显著提升企业财务报告质量，在法制水平较高的地区及在民营企业中这一提升效应更为显著。这印证了关系网络对审计委员会中独立董事的治理效应起到了较大的作用，这种关系可以传导正向的信息，帮助审计委员会中独立董事更好地履职。进一步分析显示，内部控制、高质量审计师及审计委员会勤勉度在审计委员会独立董事关系网络对财务报告质量的影响中发挥了部分中介作用。这表明审计委员会中独立董事关系网络能通过提升内部控制、聘任更高质量的审计师或提升审计委员会勤勉度来实现对财务报告的监督评价功能。总之，本研究结果表明，审计委员会中独立董事关系网络位置会提升审计委员会的财务报告监督治理效应。

本文研究结果可能带来如下启示：第一，企业应重视审计委员会独立董事关系网络的建设，吸纳关系网络资源丰富的独立董事进入审计委员会任职。在市场经济发展阶段，由独立董事制度形成的企业间网络连接可能是弱势监管环境下的一种替代机制。审计委员会中独立董事关系网络能够促进监管经验信息的交流与传播，促进监督体系的完善，进而带动上市公司整体质量的提升。第二，市场各主体应重视对审计委员会中独立董事履职权利的保障。独立董事履职权利是审计委员会发挥治理效应的前提，监管部门应通过立法,强调审计委员会制度的重要性，切实赋予独立董事履职的权利与依据。企业应制定独立董事履职的具体细则，保障独立董事履职过程不受管理层的干预，提升审计委员会在公司治理中的地位，充分发挥审计委员会的功能。第三，政府应强化立法建设及打造公平的营商环境。良好的法制环境及公平的营商环境能够引导关系网络中的合作主体朝向促进规范企业行为合法性目标行事，充分发挥关系网络在提升上市公司质量中的作用。

本文仅通过独立董事在公司兼任形成的连锁关系衡量关系网络不能穷尽审计委员会中独立董事关系网络。未来可采用调查问卷等方法来补充更多的其他关系，构建更完善的独立董事关系网络。此外，本文未对此类关系网络是否有助于审计委员会专业能力等因素效用的发挥进行探索，留待在后续研究中对此予以关注。