中小股東參與治理和管理層業(yè)績預告質量

【中圖分類號】F272 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2025）15-0041-

一、引言

在中國特色現(xiàn)代資本市場中，保護中小股東的合法權益是維護市場長遠發(fā)展的重要任務，也是落實黨的二十大提出的“以人民為中心的發(fā)展思想\"的關鍵舉措（陳運森等，2024）。隨著我國資本市場法律環(huán)境的改善以及互聯(lián)網的發(fā)展，中小股東參與治理的渠道也在不斷拓寬。從理論研究來看，關于中小股東參與治理經濟后果的研究結論尚未統(tǒng)一。一方面，中小股東參與治理能夠緩解代理問題（辛宇等，2020）、提升財務的穩(wěn)健性（曾愛民等，2021），產生積極影響；另一方面，由于中小股東自身的局限性，參與決策反而會導致公司在治理和經營管理等方面產生混亂（鄭志剛等，2016），還可能損害公司價值（Bainbridge，2006），產生消極影響。因此，需要客觀辯證地對中小股東參與治理帶來的經濟后果進行分析。

如何提升信息披露質量一直是保護中小股東權益的重點工作，對于提高資本市場有效性發(fā)揮著重要作用（王玉濤和段夢然，2019）。2024年，黨的二十屆三中全會報告指出要完善市場信息披露制度，但目前我國的業(yè)績預告制度是自愿性和強制性相結合的形式，管理層在發(fā)布業(yè)績預告信息方面具有較大的自由裁量權，導致業(yè)績預告質量良莠不齊。從理論研究來看，現(xiàn)有研究多從內部公司特征和外部環(huán)境視角分析管理層業(yè)績預告質量的影響因素（操巍等，2024；洪峰和翟勝寶，2023），而中小股東參與治理這一特殊的公司治理機制會對管理層業(yè)績預告質量產生怎樣的影響尚不明晰，這也為本文研究提供了契機。

本文研究貢獻如下：第一，基于中國特色現(xiàn)代資本市場，從中小股東參與治理角度分析其對管理層業(yè)績預告質量的影響，不僅豐富了中小股東參與治理的經濟后果研究，同時為相關部門加強對業(yè)績預告質量的監(jiān)管提供了切實依據。第二，從管理層過度自信、內部控制質量以及分析師關注度三重視角，探究了中小股東參與治理對業(yè)績預告質量產生影響的作用機理。為我國中小股東積極參與治理的有效性、業(yè)績預告質量的影響途徑提供了實證支撐，具有一定的實踐價值。第三，進一步探究了企業(yè)的信息披露重視程度、產權性質以及審計質量的不同會對中小股東參與治理與業(yè)績預告質量之間的關系產生何種影響，對助力我國中小股東合法權益的保護、信息披露制度的完善有重要參考價值。

二、理論分析與研究假設

中小股東參與治理作為公司內部一種特殊的治理機制，具有監(jiān)督效應和干擾效應（張照南等，2020），會對企業(yè)產生不同的影響：一方面，中小股東通過發(fā)揮監(jiān)督效應參與治理，對管理層業(yè)績預告質量產生積極影響；另一方面，由于中小股東與管理者以及大股東之間存在信息不對稱，在參與治理時可能會產生干擾效應，對管理層業(yè)績預告質量產生消極影響。

一是基于監(jiān)督效應。中小股東參與治理能夠對管理層和大股東進行監(jiān)督，根據委托代理理論（Jensen和Meckling，1976），管理層或大股東很可能會為了自身利益而做出損害中小股東權益的行為，在此情況下，中小股東為了維護自身權益不受侵犯，通常會更加積極地參與公司治理（黎文靖等，2012）。因此，中小股東在參與治理時能夠對管理者和大股東進行監(jiān)督，進而可以抑制管理層過度自信、提高內部控制質量以及提高分析師關注度（羅興等，2023），對管理層業(yè)績預告質量產生積極影響。具體分析如下：

第一，中小股東能夠發(fā)揮監(jiān)督效應，抑制管理層過度自信，進而對業(yè)績預告質量產生積極影響。具體而言，根據利益相關者理論，在企業(yè)決策中，所有利益相關者都是重要的，而中小股東作為關鍵的利益相關者，在參與公司治理時能夠通過累積投票制度大幅增加所投候選人正式進入董事會的機會，進而優(yōu)化公司治理，而且中小股東董事更能代表中小股東的利益訴求，有更強的意愿對管理層進行監(jiān)督（鄭國堅等，2016），并通過參與股東大會等方式行使權利，防止管理層由于過度自信高估投資機會和未來收益、低估風險（夏寒池和楊晨，2024），發(fā)布模糊或不準確的業(yè)績預告，此外，中小股東參與治理的積極性主要受到行權成本和預期收益兩個因素的影響（鄭國堅等，2016），因此，中小股東會更關心與其利益密切相關的上市公司決策，而且中小股東董事更易獲取公司內部的經營和管理信息（鄭國堅等，2016），當過度自信的管理層高估業(yè)績導致業(yè)績預告信息偏離真實情況、對業(yè)績預告質量產生不利影響時，中小股東作為利益相關者，出于對自身利益的保護，會對管理層過度自信的行為進行制約，使管理層正確認識自身能力和公司實際經營狀況，降低管理者由于過度自信對業(yè)績狀況產生的過高預期，使管理者在估計業(yè)績狀況時更加謹慎，發(fā)布更準確的信息，提高業(yè)績預告質量。因此，中小股東參與治理能夠通過抑制管理層過度自信來提高業(yè)績預告質量。

第二，中小股東在參與治理的過程中可以發(fā)揮監(jiān)督作用，提高企業(yè)內部控制質量，進而對業(yè)績預告質量產生積極影響。具體而言，中小股東有效參與公司治理的前提是能夠充分了解上市公司的信息，為了降低參與治理的成本，打破與管理層和大股東之間的信息壁壘，中小股東有更強烈的動機推動公司內部控制質量的提高（潘攀等，2024），而內部控制質量的提高能夠抑制管理層機會主義行為，有效減少管理層故意性的錯報或漏報（李常青等，2017），降低管理層操縱業(yè)績消息的傾向，從而促進管理層業(yè)績預告質量的提高。因此，中小股東參與治理能夠通過提高內部控制質量來提高業(yè)績預告質量。

第三，中小股東參與治理能夠通過提高分析師關注度，加強外部監(jiān)督，從而對管理層業(yè)績預告質量產生積極影響。中小股東積極參與決策能夠吸引外部監(jiān)督力量更多的關注（賈瑩丹，2015）。根據有限注意力理論，分析師與普通投資者一樣，無法對所有上市公司的經營業(yè)績與市場表現(xiàn)進行跟蹤預測（張宗新和吳釗穎，2021），而中小股東參與治理能夠降低分析師的信息成本，提高其服務收益，從而吸引分析師關注的聚焦（馬永強和陳偉忠，2024）。根據聲譽理論，企業(yè)的長期發(fā)展離不開良好的聲譽，而分析師關注度的增加會促使企業(yè)維護聲譽，減少違規(guī)行為，因此，外部分析師的關注度越高，越能對上市公司管理者形成更大的監(jiān)督壓力（潘攀等，2024），提高管理層違規(guī)操縱業(yè)績預告的成本，而違規(guī)成本的增加會使管理者更加規(guī)范地披露業(yè)績預告，從而提升業(yè)績預告質量。此外，《公司法》修訂后，中小股東還能夠針對公司財務信息披露等問題直接進行問詢，促使管理層準確披露相關信息，提升企業(yè)信息透明度，從而幫助分析師降低獲取信息的成本，提高對信息的吸收和消化效率。這種情況下，分析師能夠利用自身的專業(yè)知識和信息加工優(yōu)勢，有效發(fā)揮外部治理機制的作用，深入挖掘公司隱藏的負面信息（陳克兢等，2023），對企業(yè)管理層形成外部監(jiān)督壓力，降低管理層通過發(fā)布模糊和不準確的業(yè)績預告來隱藏負面消息的可能性。因此，中小股東參與治理能夠通過提高分析師關注度來提高業(yè)績預告質量。

二是基于干擾效應。由于信息不對稱程度高、持股比例低等因素的制約，中小股東參與治理的決策準確度會受到影響，加劇管理層短視，進而負面影響業(yè)績預告質量。具體而言，信息不對稱理論表明，相較于管理層和大股東，中小股東屬于信息的劣勢方，容易在接收信息時受到“噪音\"的干擾，同時，中小股東在經營管理方面的專業(yè)能力比較欠缺，對公司實際經營情況的了解不夠全面（鄭國堅等，2016），容易在公司出現(xiàn)業(yè)績波動時做出非理性決策，而且根據有限注意力理論，中小股東無法對資本市場上所有信息進行全面分析解讀并做出充分整合，再加上其持股比例較低且較為分散，因此中小股東在參與公司治理時會側重于關注企業(yè)的短期績效和市場表現(xiàn)（Bainbridge，2006），從而對公司決策的判斷產生偏誤。當業(yè)績不達預期時，還會引發(fā)其負面情緒從而增加退出風險，而且基于中小股東散戶投資者的特點，他們在交易行為上也更加容易模仿和傳染。這種情況下，退出威脅為管理層帶來了無形的聲譽和業(yè)績壓力，因此管理層有動機迎合中小股東（Bushee，1998），例如在短期無法提高業(yè)績時，為減少投資者負面情緒，管理層可能會通過信息披露策略做出提高短期業(yè)績和維持高股價的短視行為，同時對業(yè)績預測的數(shù)據進行“管理”，或提供相對模糊的低質量盈利預測信息，這些行為都會對管理層業(yè)績預告質量產生不利影響。

綜上所述，中小股東參與治理可能發(fā)揮監(jiān)督效應，通過抑制管理層過度自信、提高內部控制質量和提高分析師關注度對業(yè)績預告質量產生積極影響，但也可能發(fā)揮干擾效應，加劇管理層短視，進而對業(yè)績預告質量產生消極影響。據此，本文提出如下假設：

H1a：中小股東參與治理會提高業(yè)績預告質量。

H1b：中小股東參與治理會降低業(yè)績預告質量。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據來源

本文選取 2007～2023 年我國滬深A股上市公司為研究對象，剔除了金融行業(yè)、ST類公司以及關鍵數(shù)據缺失的樣本，同時對數(shù)據進行了上下 1% 的縮尾處理，最終得到21311個公司一年度觀測值。文中的中小股東數(shù)據來自國泰安（CSMAR）數(shù)據庫，業(yè)績預告數(shù)據來自萬德（Wind）數(shù)據庫，并使用Stata16.0進行數(shù)據處理與分析。

（二）變量定義

1.被解釋變量：業(yè)績預告質量。借鑒竇超等（2022）、劉柏和盧家銳（2018）的研究方法，采用業(yè)績預告積極性、準確度和精確度來衡量業(yè)績預告質量。一是業(yè)績預告積極性（Vol）。采用業(yè)績預告類型進行分類，若為自愿披露，Vo1賦值為1，反之賦值為0。二是業(yè)績預告準確度（Bias）。采用業(yè)績預告每股收益的預測值與實際值的差值來衡量，Bias值越小，準確度越高。三是業(yè)績預告精確度（Precise）。采用預測值的范圍與上下限均值的比值來衡量，Precise值越?。c估計時為O），精確度越高。

2.解釋變量：中小股東參與治理（MSP）。借鑒李世輝等（2023）的研究，以出席某次股東大會的總股份數(shù)與持股比例大于 5% 的股東持股數(shù)的差值除以最近一季度的公司股本來衡量某次股東大會中小股東參與治理的程度，最后將同一年度中所有股東大會的中小股東參與治理的程度加總求均值，構建中小股東參與治理變量。

3.控制變量。根據現(xiàn)有關于業(yè)績預告質量的研究，本文選取如下控制變量：公司規(guī)模（Size，年末收入的自然對數(shù)）、資產負債率（Lev，年末總負債/年末總資產）、是否虧損（Loss，若公司凈利潤小于0則為1，否則為0）、機構投資者持股比例（Inst，機構投資者持股數(shù)/總股數(shù)）、營業(yè)收入增長率（Growth，本期營業(yè)收人與上期營業(yè)收入之差/上期營業(yè)收入）、托賓Q（TobinQ，股權市值與債務賬面價值之和/總資產賬面價值）、獨立董事占比（Indr，獨立董事人數(shù)/董事會成員人數(shù)）、第一大股東持股比例（Top1，年末第一大股東持股數(shù)/總股數(shù)）、企業(yè)年齡（Age，公司上市年限加1的自然對數(shù)）、審計意見（OP，若審計師出具了無保留審計意見則OP為1，否則為0）、董事會規(guī)模（Board，董事會人數(shù)的自然對數(shù)）。同時，還控制了行業(yè)（Ind）和年度（Year）固定效應。

（三）模型設計

為驗證中小股東參與治理與管理層業(yè)績預告質量的關系，本文構建如下模型：

Vol/Bias/Precis e=β₀+β₁MSP+β₂Size+β₃Lev+β₄Loss+ β₅Inst+β₆Growth+β₇TobinQ+β₈Indr+β₉Top1+β₁₀Age+ （1）

在模型（1）中，若業(yè)績預告積極性（Vol）與中小股東參與治理（MSP）的回歸系數(shù)顯著為正、業(yè)績預告準確度（Bias）和業(yè)績預告精確度（Precise）與中小股東參與治理（MSP）的回歸系數(shù)顯著為負，則表明中小股東參與治理能夠提高管理層業(yè)績預告質量，即驗證了H1a，反之則表明中小股東參與治理會降低管理層業(yè)績預告質量，即驗證了H1b。

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計

表1報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由表1可知，衡量業(yè)績預告質量的三個指標：業(yè)績預告積極性（Vol）的均值為0.317，說明在已披露業(yè)績預告的公司中，有 31.7% 的公司自愿披露業(yè)績預告；業(yè)績預告準確度（Bi-as）和業(yè)績預告精確度（Precise）的均值分別為0.547和0.235，中位數(shù)分別為0.172和0.182，與劉柏和盧家銳（2018）所報告的數(shù)值接近。中小股東參與治理（MSP）的均值為0.056，說明中小股東沒有充分地參與治理，接近李世輝等（2023）研究中的均值。公司規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、是否虧損（Loss）等其他控制變量的描述性統(tǒng)計也都在合理范圍內。

表1 描述性統(tǒng)計

（二）回歸結果

表2報告了本文的基準回歸結果，中小股東參與治理（MSP）與業(yè)績預告積極性（Vol）的回歸系數(shù)為0.7706，且在 1% 的水平上顯著，說明中小股東參與治理能夠提高企業(yè)披露業(yè)績預告的積極性，對業(yè)績預告準確度（Bias）和業(yè)績預告精確度（Precise）的回歸系數(shù)分別為-0.4018和-0.2316 ，且均顯著，說明中小股東參與治理能夠提高管理層業(yè)績預告的準確度和精確度。通過上述對模型（1）的檢驗表明，中小股東參與治理能夠提高管理層業(yè)績預告質量，驗證了H1a。

表2 中小股東參與治理與管理層業(yè)績預告質量

注：本文的回歸進行了異方差調整（Robust），并在公司層面進行了Cluster調整；括號內為t值， *，**，* 分別表示 10%.5%.1% 的顯著性水平，下同。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.改變業(yè)績預告質量的度量方式。借鑒竇超等（2022）的研究，采用預測與實際凈利潤差值的一百倍再除以市值來衡量業(yè)績預告準確度（Bias1），用預測區(qū)間上限與下限差額的一百倍再除以市值來衡量業(yè)績預告精確度（Precise1），代入模型（1）進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示，中小股東參與治理（MSP）與業(yè)績預告準確度（Bias1）和業(yè)績預告精確度（Precise1）的系數(shù)均在 1% 的水平上顯著，與基準回歸結果保持一致，表明研究結論是穩(wěn)健的。

2.改變中小股東參與治理的度量方式。借鑒曾愛民等（2021）的研究，采用出席股東大會中小股東持股數(shù)和參會股東持股總數(shù)的比值來衡量中小股東參與治理的程度（MSP1），代入模型（1）進行穩(wěn)健性檢驗。結果顯示，MSP1與業(yè)績預告積極性（Vol）、業(yè)績預告準確度（Biasl）和業(yè)績預告精確度（Precisel）的系數(shù)均顯著，與基準回歸結果保持一致，驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。

3.內生性問題。

（1）Heckman兩步法。借鑒何瑛等（2022）的研究，采用Heckman兩階段模型來檢驗結果的穩(wěn)健性。首先，建立Probit回歸模型（2），以中小股東參與治理變量的中位數(shù)為標準定義新的被解釋變量（MSP_D），來衡量中小股東參與治理程度的高低，當MSP_D大于中位數(shù)時，賦值為1，否則為0。其次，以同一行業(yè)年度中其他中小股東參與治理程度高的公司所占比例（OtherMSP）為外生工具變量，并以OtherMSP作為第一階段回歸的解釋變量，加入模型（2），回歸后計算逆米爾斯比率（IMR）。最后，在第二階段中將IMR作為控制變量代入模型（3）進行檢驗，結果表明，中小股東參與治理（MSP）與業(yè)績預告積極性（Vol）、業(yè)績預告準確度（Bias）以及業(yè)績預告精確度（Precise）的系數(shù)均顯著，與基準回歸結果保持一致，驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。

MSP_D Γ=θ₀+θ₁ OtherMSP+02Controls+∑Ind+

ΣYear+ε

（2）滯后一期。參考曾愛民等（2021）的研究方法，使用解釋變量和控制變量滯后一期的數(shù)值，代人基準模型重新進行回歸。結果顯示，管理層業(yè)績預告積極性（Vol）、業(yè)績預告準確度（Bias）和業(yè)績預告精確度（Pre-cise）的系數(shù)均顯著，與基準回歸結果一致，表明了本文回歸結果的穩(wěn)健性。

4.中位數(shù)回歸。為避免極端值對回歸結果產生影響，本文采用對極端值不敏感的中位數(shù)進行回歸。結果顯示，業(yè)績預告準確度（Bias）和業(yè)績預告精確度（Precise）的系數(shù)均在 1% 的水平上顯著為負，進一步說明了本文的結論具有穩(wěn)健性。

限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果均未列示，留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、影響機制分析

為厘清具體的作用路徑，本文參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的中介效應檢驗思路，圍繞管理層過度自信（CON）、內部控制質量（IC）以及分析師關注度（ANA）進行研究，并建立如下回歸模型進行檢驗：

CON/IC/ANA ∑Year+ε

Vol/Bias/Precise ：=γ₀+γ₁MSP+γ₂CON/IC/ANA+

（一）管理層過度自信的中介效應

對于管理層過度自信（CON）的衡量，本文借鑒姜付秀等（2009）的研究，使用薪酬最高的前三名高管薪酬之和與所有高管薪酬之和的比例來度量，檢驗結果如表3所示。模型（4）中小股東參與治理（MSP）的系數(shù) α₁ 與模型（5）管理層過度自信（CON）的系數(shù) γ₂ 均顯著，證明了間接效應顯著。同時，模型（5）中小股東參與治理（MSP）的系數(shù) γ₁ 均顯著，且與 α₁γ₂ 符號相同，驗證了管理層過度自信的部分中介效應，即中小股東參與治理能夠通過抑制管理層過度自信來提高管理層業(yè)績預告質量。

（二）內部控制質量的中介效應

對于內部控制質量（IC）的衡量，本文借鑒洪峰和翟勝寶（2023）的研究，采用迪博公司發(fā)布的內部控制指數(shù)除以1000來度量，檢驗結果如表4所示。模型（4）中小股東參與治理（MSP）的系數(shù) α₁ 與模型（5）內部控制質量（IC）的系數(shù) γ₂"均顯著，證明了間接效應顯著。同時，模型（5）中小股東參與治理（MSP）的系數(shù) γ₁"均顯著，且與 α₁γ₂"符號相同，驗證了內部控制質量的部分中介效應，即中小股東參與治理通過提高內部控制質量對業(yè)績預告質量產生積極影響。

表3 管理層過度自信中介效應檢驗

表4 內部控制質量中介效應檢驗

（三）分析師關注度的中介效應

對于分析師關注度（ANA）的衡量，本文借鑒姜付秀等（2016）的研究思路，用分析師跟蹤數(shù)量加1的自然對數(shù)來度量，檢驗結果如表5所示。模型（4）中小股東參與治理（MSP）的系數(shù) α₁ 與模型（5）分析師關注度（ANA）的系數(shù) γ₂ 均顯著，證明了間接效應顯著。同時，模型（5）中小股東參與治理（MSP）的系數(shù) γ₁ 均顯著，且與 α₁γ₂ 符號相同，驗證了分析師關注度的部分中介效應，即中小股東參與治理能夠通過提高分析師關注度來提高管理層業(yè)績預告質量。

六、進一步分析

（一）信息披露重視程度

業(yè)績預告作為上市公司重要的前瞻性信息，通常會對公司股價和投資者決策產生影響。不同上市公司對信息披露的重視程度不同（毛志宏等，2022），因此，中小股東參與治理對管理層業(yè)績預告質量的提升作用也會有所不同。本文借鑒毛志宏等（2022）的研究方法，采用盈余管理來衡量信息披露重視程度，結果如表6所示。在信息披露重視程度高組中，中小股東參與治理（MSP）與業(yè)績預告準確度（Bias）的系數(shù)在 1% 的水平上顯著，另一組則不顯著，而中小股東參與管理（MSP）與業(yè)績預告積極性（Vol）和業(yè)績預告精確度（Precise）的系數(shù)在兩組中都顯著，但信息披露重視程度高組的系數(shù)絕對值大于另一組，且通過了組間系數(shù)差異檢驗。結果表明，在信息披露重視程度較高的公司中，中小股東參與治理對業(yè)績預告質量的促進作用更明顯。

表5 分析師關注度中介效應檢驗

表6 進一步分析（區(qū)分信息披露重視程度）

（二）產權性質

從產權性質角度看，公司的治理機制會隨著產權性質的差異而產生不同（閆珍麗等，2019），進而會影響中小股東參與治理和業(yè)績預告質量的關系。本文按照產權性質對樣本進行分組檢驗，結果如表7所示。在非國有企業(yè)中，中小股東參與治理（MSP）與業(yè)績預告準確度（Bias）和業(yè)績預告精確度（Precise）的系數(shù)在 1% 的水平上顯著，但在國有企業(yè)中不顯著，而業(yè)績預告積極性（Vo1）在兩組中的系數(shù)都顯著，但非國有企業(yè)組的系數(shù)絕對值大于另一組，且通過了組間系數(shù)差異檢驗。結果表明，在非國有企業(yè)中，中小股東參與治理對業(yè)績預告質量的促進作用更明顯。

（三）審計質量

審計作為企業(yè)關鍵的外部監(jiān)督手段，其質量的高低也會對中小股東參與治理和管理層業(yè)績預告質量的關系產生影響。本文借鑒李曉艷等（2023）的研究方法，將聘用\"四大\"會計師事務所的公司設為審計質量高組，其余設為審計質量低組，分組檢驗的結果如表8所示。在審計質量低組中，中小股東參與治理（MSP）的系數(shù)均顯著，而在另一組中系數(shù)均不顯著，這說明中小股東參與治理對管理層業(yè)績預告質量的促進作用在審計質量低組中更顯著。

表7 進一步分析（區(qū)分產權性質）

表8 進一步分析（區(qū)分審計質量）

七、結論及建議

（一）結論

本文以 2007～2023 年我國滬深A股上市公司為研究樣本，考察了中小股東參與治理對管理層業(yè)績預告質量的影響。實證結果表明，中小股東參與治理會提高業(yè)績預告質量；在使用多種方法進行穩(wěn)健性檢驗后，發(fā)現(xiàn)上述結論仍然成立。影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)，中小股東參與治理可以通過抑制管理層過度自信、提高內部控制質量以及分析師關注度來提高業(yè)績預告質量。進一步研究表明，中小股東參與治理對管理層業(yè)績預告的提升作用在信息披露重視程度較高、非國有企業(yè)以及審計質量較低的企業(yè)中更顯著。

（二）建議

本文的研究結論為完善中國特色現(xiàn)代資本市場下中小股東參與治理制度和提高資本市場信息披露質量提供了啟示。首先，從宏觀層面來看，政府等監(jiān)管部門以當前的法律和制度環(huán)境為依托，筑起中小股東參與治理的制度頂層設計，為中小股東參與公司治理提供了堅實的制度保障。完善相關的投票和交易規(guī)則，設計更有利于中小股東參與公司治理的渠道，構建起涵蓋事前預防監(jiān)督、事中深入監(jiān)管、事后代表維權的嚴格監(jiān)管體系，從而保證中小股東能夠更有效地參與公司治理，提高業(yè)績預告質量。其次，從微觀企業(yè)層面來看，上市公司應正視中小股東的治理效用，完善公司治理結構，協(xié)同中小股東共同構建高效治理格局，提高業(yè)績預告質量。上市公司還應規(guī)范內部管理，以確保公司治理結構的健康與高效，同時還應當協(xié)同中小股東充分發(fā)揮其參與治理的正面效用，與中小股東共建更加良好的公司治理機制，將內外部治理機制有機結合，強化內部控制以及分析師的有效監(jiān)督作用，引導中小股東參與治理并發(fā)揮其積極影響，實現(xiàn)企業(yè)與投資者的雙贏。最后，中小股東要提高權利意識，積極行使股東權利，在約束管理層和控股股東機會主義行為的同時尋求行之有效的治理機制，同時敏銳洞察公司產權性質及所處的內外部治理環(huán)境差異，運用多元化手段提高公司治理水平，提高業(yè)績預告質量，推進企業(yè)高質量發(fā)展。

【主要參考文獻】

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（責任編輯·校對：劉鈺瑩許春玲）