獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)融資約束

【摘 要】 文章研究了獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資約束的影響。研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)可以緩解企業(yè)融資約束。進一步研究發(fā)現(xiàn)，與股權(quán)集中度低的公司相比，在股權(quán)集中度高的公司中獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)、位置異質(zhì)性對融資約束的緩解作用更顯著；與信息透明度高的公司相比，在信息透明度低的公司中獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)、位置異質(zhì)性對融資約束的緩解作用更顯著。獨立董事從社會網(wǎng)絡(luò)中獲取的資源可以幫助企業(yè)緩解信息不對稱，更好地監(jiān)督公司經(jīng)營，研究結(jié)論對公司獨立董事的選聘有一定的參考價值。

【關(guān)鍵詞】 獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)； 位置異質(zhì)性； 融資約束； 公司治理

【中圖分類號】 F270" 【文獻標(biāo)識碼】 A" 【文章編號】 1004-5937（2025）14-0088-08

一、引言

受信息不對稱、交易稅費等因素影響，企業(yè)的外部融資成本一般高于內(nèi)部融資成本，公司在外部資本市場上很難籌集到足夠資金將投資擴大到完全競爭狀態(tài)水平，并因此受到融資約束，企業(yè)投資支出更多依賴內(nèi)部資金[ 1-2 ]。企業(yè)在依賴內(nèi)部資金來源的同時，如果需要外部融資，則傾向于選擇債務(wù)融資而不是股權(quán)融資，企業(yè)拒絕股權(quán)融資的行為可能會使其放棄寶貴的投資機會。Fazzari等[ 3 ]指出當(dāng)公司受到融資約束限制時，投資支出將隨著內(nèi)部資金的可用性而變化，面臨嚴(yán)重融資約束的公司可能不得不放棄凈現(xiàn)值為正的投資機會。融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)，對內(nèi)部資金的依賴性越強，越熱衷于通過各種方式增加企業(yè)的流動資產(chǎn)，降低企業(yè)現(xiàn)金流出[ 4 ]。近年來，金融部門出臺了一系列措施，鼓勵金融機構(gòu)加大對實體經(jīng)濟特別是對小微企業(yè)和民營企業(yè)的資金支持力度，緩解企業(yè)融資困難。但是對企業(yè)來講，外部融資問題仍然是影響企業(yè)發(fā)展的重要因素[ 5 ]。

2023年4月國務(wù)院辦公廳發(fā)布的《關(guān)于上市公司獨立董事制度改革的意見》進一步強調(diào)建立獨立董事聲譽激勵約束機制，提升獨立董事履職能力的重要性。獨立董事能否有效地發(fā)揮監(jiān)督作用，既是考察獨立董事是否勤勉盡責(zé)的重要方面，也是學(xué)術(shù)研究領(lǐng)域長期關(guān)注的重要話題[ 6 ]。同時，獨立董事這一職位為個人提供了高層次的社會交往平臺，給獨立董事帶來的信息交流機會是其他渠道難以企及的[ 7 ]。通過對獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)的相關(guān)研究進行梳理，本文發(fā)現(xiàn)在社會網(wǎng)絡(luò)中，處于中心位置的獨立董事可以從網(wǎng)絡(luò)中獲取較多的信息資源，這些資源是否可以幫助企業(yè)緩解融資約束？如果可以，哪些因素可能影響?yīng)毩⒍律鐣W(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)？基于此，本文對獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度如何影響企業(yè)融資約束展開研究。

本文的主要貢獻在于：第一，現(xiàn)有文獻主要從上市地點[ 2 ]、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性[ 5 ]、會計穩(wěn)健性[ 8 ]等方面考察了企業(yè)融資約束的影響因素，本文則從獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)的視角提供了企業(yè)融資約束影響因素的經(jīng)驗證據(jù)，并從股權(quán)集中度、信息透明度等角度進一步分析了獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)影響企業(yè)融資約束的機理。第二，拓展了董事社會網(wǎng)絡(luò)的經(jīng)濟后果研究，已有研究主要關(guān)注社會網(wǎng)絡(luò)對盈余管理、IPO業(yè)績、財務(wù)信息質(zhì)量、民營創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長的影響[ 9-12 ]，少有文獻關(guān)注董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資約束的影響。第三，本文首次將獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性的衡量指標(biāo)用于分析我國獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)的影響，豐富了我國獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)指標(biāo)的計量體系。

二、理論分析與研究假設(shè)

融資約束是指企業(yè)無法獲取外源融資或外源融資成本過高，外源融資受到的制約使企業(yè)不得不放棄有利的投資機會[ 13-14 ]。獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資約束的影響可能來源于監(jiān)督作用和信息資源作用兩個方面。

一方面，占據(jù)社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)關(guān)鍵位置的獨立董事有更強的監(jiān)督作用。獨立董事通常有較高的社會地位和聲譽，在自己主業(yè)的工作領(lǐng)域成績突出，擔(dān)任公司獨立董事對其而言屬于兼職行為，大多數(shù)獨立董事以自然人身份擔(dān)任獨立董事，在一定程度上是出于發(fā)揮對上市公司的監(jiān)督與咨詢作用的社會責(zé)任動機。獨立董事在社會網(wǎng)絡(luò)中所處的位置可以被作為個人社會信用的證明，反映了獨立董事通過社會網(wǎng)絡(luò)與社會關(guān)系獲取社會資源的能力[ 9，15 ]。獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度越高，其所獲得的公司治理領(lǐng)域的專家聲譽越高，獲得的社會聲望也越大。獨立董事所具有的社會聲望越高，在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中所處的位置往往越關(guān)鍵，越容易受到鑲嵌在社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中更高聲譽的激勵。鑲嵌于獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中的聲譽資源具有很強的符號效應(yīng)，即使不能被獨立董事使用，也能讓別人知道獨立董事?lián)碛械纳鐣Y本[ 15-16 ]。因此，在獨立董事社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，占據(jù)重要位置的獨立董事通常具備良好的聲譽與較強的獨立性，擁有更豐富的社會資源。在聲譽激勵與獨立性雙重效應(yīng)疊加下，獨立董事往往更加勤勉盡責(zé)，進而在抑制企業(yè)內(nèi)部相關(guān)利益主體機會主義行為方面發(fā)揮更為積極的作用。因此，社會網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨立董事在聲譽激勵與獨立性雙重效應(yīng)疊加下，可以更好地幫助企業(yè)緩解融資約束。

另一方面，社會網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨立董事可以為公司提供更多的信息資源。由Pfeffer和Salancik[ 17 ]提出的資源依賴?yán)碚摚≧esource dependence theory）強調(diào)了將公司與外部資源聯(lián)系起來的重要性。公司的發(fā)展依賴于外部經(jīng)營環(huán)境，對外部環(huán)境的依賴性也會給公司帶來風(fēng)險和不確定性，從而影響公司績效。資本市場中，資源限制、資金雙方的信息不對稱會加劇企業(yè)融資約束，社會網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨立董事可以通過從網(wǎng)絡(luò)中獲取信息和社會資源，從而幫助企業(yè)緩解融資約束。公司可以從多個相互關(guān)聯(lián)的董事會產(chǎn)生的多重聯(lián)系中獲益[ 18-19 ]。獨立董事的連通性促進了企業(yè)與外部各方之間的信息交流，減少了信息不對稱，增強了獨立董事的咨詢能力。尤其是在不完備的市場中，信息不對稱較為嚴(yán)重的情況下，處于某些戰(zhàn)略位置的個體可以通過社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系獲取其他途徑不易獲得的信息。這些信息資源可以提高獨立董事管理和決策方面的能力，幫助董事作出科學(xué)決策，更幫助獨立董事成為有效的決策者和監(jiān)督者，從而更好地緩解信息不對稱給企業(yè)帶來的融資約束。

綜上，獨立董事從社會網(wǎng)絡(luò)中攫取的社會資本可以緩解造成企業(yè)融資約束的經(jīng)營效率不高、信息不對稱兩大問題，處于不同網(wǎng)絡(luò)位置的董事獲取社會資本的能力差異導(dǎo)致獨立董事在緩解企業(yè)融資約束方面所發(fā)揮的作用存在較大差異。據(jù)此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度越高，企業(yè)融資約束越低。

在董事會內(nèi)部，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以更好地促進獨立董事之間的信息交換，幫助獨立董事個人獲得新的信息，從而帶來不同的觀點和決策方法[ 20-21 ]。公司內(nèi)獨立董事所處的社會網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以激發(fā)董事會的決策活力，從而影響?yīng)毩⒍聜€人基于自由裁量權(quán)所作出的決策。在社會網(wǎng)絡(luò)中處于截然不同位置上的獨立董事在決策過程中，可能會受到與自身觀點相反建議的影響，阻止群體共同信念朝著“可接受的群體行為”方向發(fā)展，從而阻止了某一種主流觀點主導(dǎo)集體決策的結(jié)果[ 22 ]。公司融資活動相關(guān)的決策是由擁有不同社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的獨立董事推動的，隨著獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性的提高，獨立董事與不同個體的互動交流使得他們能夠接觸到不同的思想、價值觀和信息。總體而言，獨立董事通過異質(zhì)網(wǎng)絡(luò)獲取的信息能夠為企業(yè)的融資決策帶來信息價值[ 20 ]，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以影響董事會決策的效率與結(jié)果[ 23 ]。因此，本文認(rèn)為獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以通過對不同類型的信息與知識的獲取來提高公司決策的科學(xué)性，緩解企業(yè)融資約束。據(jù)此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性越高，企業(yè)融資約束越低。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2021年我國A股上市公司數(shù)據(jù)作為初選樣本，并剔除了金融業(yè)樣本、所有者權(quán)益小于0的樣本、受到證券交易所特別處理的樣本以及當(dāng)年上市的公司樣本，共獲得32 666個觀測值。為了避免極值對結(jié)果的影響，本文對所有的連續(xù)型變量進行了上下各1%的縮尾處理，財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和CNRDS數(shù)據(jù)庫，使用社交網(wǎng)絡(luò)分析軟件Pajek來計算獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)，并使用Stata15.1進行其他數(shù)據(jù)處理。

（二）變量定義

1.融資約束的度量

主流文獻對融資約束的度量主要有兩種方式。一種是使用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型或者投資—現(xiàn)金流敏感性模型[ 24 ]，另一種是計算FC指數(shù)、KZ指數(shù)、SA指數(shù)、WW指數(shù)等來度量融資約束[ 25-26 ]。本文在主回歸中使用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型，在穩(wěn)健性檢驗中使用Logit模型擬合計算出企業(yè)的融資約束FC指數(shù)、WW指數(shù)來度量融資約束。

（1）用Logit模型擬合計算出企業(yè)的融資約束FC指數(shù)

本文參考已有文獻[ 8，26-27 ]，用上市公司數(shù)據(jù)進行回歸擬合計算融資約束FC指數(shù)。采用以下方法對研究樣本進行預(yù)分組處理：選取公司規(guī)模、現(xiàn)金股利支付率、公司上市年限三個指標(biāo)作為預(yù)分組處理指標(biāo)。在每一年內(nèi)將樣本觀測值分別按照公司規(guī)模、現(xiàn)金股利支付率、公司上市年限從小到大排序，由小到大分別賦值1、2、3，并將三個指標(biāo)的賦值交乘，計算出總的Degree。如果一個公司的Degree等于9，則說明該樣本的公司規(guī)模、現(xiàn)金股利支付率和上市年限都處于最高層級，該組被界定為低融資約束組（LFC=0）；如果一個公司的Degree等于1，則被界定為高融資約束組（LFC=1）。

本文以LFC作為被解釋變量，將其代入模型（2）進行Logit回歸，利用回歸結(jié)果擬合得到的每一個公司當(dāng)年的P（LFC=1）值作為融資約束的FC指數(shù)，取值范圍在0—1之間，F(xiàn)C的值越大，表明該公司的財務(wù)狀況越差，受到的融資約束程度越高。

其中，Zi=？琢0+？琢1Sizei+？琢2Lev+？琢3（Cash_divi/TA）i+ ？琢4MotoBi+

在上述模型中，Size指資產(chǎn)總額的自然對數(shù)，Lev指資產(chǎn)負(fù)債率，Cash_divi/TA是現(xiàn)金股利與資產(chǎn)總額的比值，MotoB是市場價值與賬面價值的比值，NWC/TA是企業(yè)凈營運資金與資產(chǎn)總額的比值，EBIT/TA是息稅前利潤與資產(chǎn)總額的比值。

（2）WW指數(shù)的計算

參考已有文獻[ 28 ]，按照以下公式計算企業(yè)融資約束的WW指數(shù)：

其中，Opercash/1Totass指經(jīng)營現(xiàn)金流與期初資產(chǎn)總額的比值，Divpos指公司是否分派現(xiàn)金股利，Longlia/1Totass是非流動負(fù)債總額與期初資產(chǎn)總額的比值，Size是期初總資產(chǎn)的自然對數(shù)，ISG是行業(yè)銷售增長率，SG是企業(yè)銷售增長率。

2.獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度（Score）的度量

參考現(xiàn)有文獻[ 16，29 ]的做法，采用程度中心度（Degree Centrality）、接近中心度（Closeness Centrality）衡量獨立董事在網(wǎng)絡(luò)中的位置。在主回歸中，采用標(biāo)準(zhǔn)化后的以最大值計算的獨立董事程度中心度作為獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度的代理變量，采用標(biāo)準(zhǔn)化的上市公司獨立董事程度中心度的標(biāo)準(zhǔn)差作為獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性的代理變量。在穩(wěn)健性檢驗中，采用標(biāo)準(zhǔn)化的以最大值計算的獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)接近中心度作為獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的代理變量。

3.控制變量的選取

參考已有研究[ 24 ]，本文選取以下控制變量：企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流（CF）、公司規(guī)模（Size）、托賓Q（QA）、資本性支出（Expend）、營運資本變動額（ΔNWC）、流動負(fù)債增加額（ΔSTD）、第一大股東持股比例（Shrcr1）、每股企業(yè)自由現(xiàn)金流（Freecash）、貨幣資金存量（Cashpro）、營業(yè)收入增長率（Growth）、公司是否分派現(xiàn)金股利（Divpos）、固定資產(chǎn)占期末總資產(chǎn)的比重（Fixasset）、公司是否虧損（Loss）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、盈利水平（Roa）、公司上市年限（Age）。

表1報告了模型中的被解釋變量、解釋變量和控制變量的定義。在模型中還控制了年度、行業(yè)虛擬變量，行業(yè)分類采用證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)。

（三）模型構(gòu)建

Almeida等[ 24 ]在2004年提出了基于現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性（cash-cash flow sensitivity）的融資約束識別模型，該模型的基本邏輯：企業(yè)的現(xiàn)金持有決策受到融資約束的影響，如果融資約束較嚴(yán)重，便會提取較多現(xiàn)金，維持較高的現(xiàn)金持有量，以便用于未來的投資，這時企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性比較高，企業(yè)面臨的融資約束越強，企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性越高[ 30 ]。參考已有文獻[ 24 ]，本文采用的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性的基本模型如下：

其中，CF的系數(shù)？琢1代表現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度，該值越大，說明企業(yè)融資約束越大。

為了檢驗本文的假設(shè)，在模型（4）的基礎(chǔ)上加入了獨立董事網(wǎng)絡(luò)Score及其與CF的交互項，同時采用超前—滯后的形式緩解內(nèi)生性問題，構(gòu)建模型如下：

其中，i表示企業(yè)，t表示年份，Scorei，t代表獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度、網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性，交乘項CFi，t+1×Scorei，t的系數(shù)β3反映了董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資約束的影響，根據(jù)假設(shè)1，預(yù)計該系數(shù)顯著為負(fù)。

四、實證結(jié)果與分析

（一）主要變量描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2對變量進行了描述性統(tǒng)計。本文的描述性統(tǒng)計結(jié)果與其他以我國上市公司作為樣本的統(tǒng)計結(jié)果基本一致[ 6，31 ]。其中，樣本企業(yè)第一大股東持股比例（Shrcr1）的均值為34.24，最大值為74.02，方差為14.9，說明上市公司第一大股東所持股數(shù)占總股數(shù)的比例差異較大。營業(yè)收入增長率（Growth）的最小值為-0.619，最大值為3.235，方差為0.482，說明上市公司的發(fā)展能力有較大的差異。公司是否分派現(xiàn)金股利（Divpos）的均值為0.703，說明超過一半的上市公司分派了現(xiàn)金股利。公司是否虧損（Loss）的均值為0.095，說明絕大多數(shù)上市公司能獲利。本文進行了相關(guān)性檢驗，主要變量之間的相關(guān)性符合預(yù)期。VIF方差膨脹因子最大值為1.62，表明不存在明顯的多重共線性。

（二）回歸結(jié)果分析

本文采用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型檢驗的結(jié)果見表3。表3列（1）是將數(shù)據(jù)代入模型（4）進行檢驗的結(jié)果，列（2）是將數(shù)據(jù)代入模型（5）進行檢驗的結(jié)果，列（1）、列（2）顯示，無論是否考慮獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度的影響，企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性都顯著為正，說明企業(yè)基本上受融資約束的影響。獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的交乘項（CF×Score1）的系數(shù)為負(fù)值，且在1%的置信水平上顯著，說明與獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度高的企業(yè)相比，那些獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度低的企業(yè)面臨更嚴(yán)重的融資約束，需要從營業(yè)現(xiàn)金流中提取用作預(yù)防性儲蓄的金額較大，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性更高。也就是說，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度能顯著緩解企業(yè)融資約束，與假設(shè)1的預(yù)期一致。表3列（3）報告了將數(shù)據(jù)代入現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型對假設(shè)2進行檢驗的結(jié)果?？梢钥闯?，企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性顯著為正，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性與企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的交乘項（CF×Score2）的系數(shù)為負(fù)，且在1%的置信水平上顯著，說明獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性可以緩解融資約束，與假設(shè)2的預(yù)期一致。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了以下穩(wěn)健性檢驗：首先，為了緩解被解釋變量衡量偏誤帶來的問題，本文分別以前文中用Logit模型擬合計算出的融資約束FC指數(shù)以及WW指數(shù)作為被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗[ 8，32 ]。其次，為了緩解解釋變量衡量偏誤帶來的問題，采用標(biāo)準(zhǔn)化的以最大值計算的獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)接近中心度（Score3）作為獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度的代理變量進行檢驗。再次，2013年10月19日中央組織部下發(fā)了《關(guān)于進一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）問題的意見》（簡稱“18號文”）②，要求不符合規(guī)定的獨立董事須在3個月內(nèi)辭職，本文檢驗了這一特殊事項是否對結(jié)論造成影響，刪除了當(dāng)年發(fā)生獨立董事因“18號文”辭職的觀測值進行檢驗。最后，CEO如果在其他公司兼職，可能給上市公司帶來融資上的便利，為了避免CEO的社會網(wǎng)絡(luò)背景對結(jié)論的干擾，剔除了CEO在其他公司兼任職務(wù)為董事的樣本進行檢驗。以上檢驗結(jié)果均表明本文的主要研究結(jié)論沒有變化③。

六、影響機制檢驗

（一）獨立董事監(jiān)督作用機制檢驗

股權(quán)結(jié)構(gòu)反映了股東的權(quán)利分配，也是股東賴以主張權(quán)利的一種治理機制，隨著股權(quán)集中度提高，大股東對公司經(jīng)營的干預(yù)能力呈遞增趨勢[ 33 ]。在股權(quán)集中度高的公司中，相對于其他股東而言，大股東擁有更多的公司股權(quán)與控制權(quán)，大股東利益與公司利益的聯(lián)系更為密切。此外，控股股東還可能侵占其他股東的能力，而限制控股股東侵占行為的唯一辦法就是經(jīng)濟利益的驅(qū)動，其他股東的存在和力量將促使大股東的這種侵占成本增大[ 7 ]。在股權(quán)集中度高的上市公司中，獨立董事對大股東的監(jiān)督作用尤為重要。

為了檢驗獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對融資約束的緩解效應(yīng)是否得益于獨立董事的監(jiān)督作用，本文選取了公司前三位流通股股東持股比例之和作為衡量公司股權(quán)集中度的指標(biāo)，并按照股權(quán)集中度的高低分成股權(quán)集中度低組、股權(quán)集中度高組，代入現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型進行分析。表4報告的檢驗結(jié)果表明，在股權(quán)集中度低組中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的交乘項的系數(shù)不顯著，在股權(quán)集中度高組中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的交乘項的系數(shù)顯著為負(fù)。因此，在股權(quán)集中度較高的公司中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對融資約束的緩解作用更為顯著，這表明獨立董事較好地發(fā)揮了監(jiān)督作用，能夠抑制大股東侵權(quán)，保護了中小股東利益。

（二）獨立董事信息資源機制檢驗

分析師的關(guān)注度可以體現(xiàn)上市公司信息的透明度[ 34 ]。為了進一步檢驗獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)是否得益于獨立董事的信息中介作用，本文將分析師相對預(yù)測準(zhǔn)確度作為公司信息透明度的代理變量。分析師的相對預(yù)測準(zhǔn)確度越高，公司信息透明度越高。用某分析師某次對某股票預(yù)測誤差的絕對值減去其他所有分析師誤差絕對值的平均值，兩者之差除以其他所有分析師誤差絕對值的平均數(shù)，然后再乘以負(fù)1，計算得出分析師相對預(yù)測準(zhǔn)確度。受數(shù)據(jù)獲取限制，觀測值的數(shù)量降為17 654。本文按照信息透明度將上市公司樣本分成了信息透明度低組、信息透明度高組，代入現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型進行檢驗。表5報告的檢驗結(jié)果顯示，在信息透明度低組中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的交乘項（CF×Score1、CF×Score2）的系數(shù)顯著為負(fù)；在信息透明度高組中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流交乘項的系數(shù)不顯著。因此，在信息透明度較低的公司中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對融資約束的緩解作用更顯著，這表明獨立董事通過信息的傳遞緩解了融資約束。

七、結(jié)論

本文綜合選取主流文獻對融資約束的兩種主要度量方式，研究了獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)融資約束的影響，一是使用了現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型衡量企業(yè)在外部資本市場上很難籌集到足夠的資金而受到融資約束的情況，二是計算了FC指數(shù)、WW指數(shù)等來度量融資約束。研究結(jié)果表明，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)中心度、網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性均可以緩解企業(yè)融資約束。相對于股權(quán)集中度低的公司，在股權(quán)集中度高的公司中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對融資約束的緩解作用更顯著。相對信息透明度高的公司，在信息透明度低的公司中，獨立董事社會網(wǎng)絡(luò)對融資約束的緩解作用更顯著。因此，社會網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨立董事可以幫助企業(yè)緩解信息不對稱，更好地發(fā)揮監(jiān)督作用，從而緩解企業(yè)融資約束。

【參考文獻】

［1］ MYERS S C，MAJLUF M S.Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have［J］.Journal of Financial Economics，1984（13）：187-221.

［2］ 潘越，戴亦一.雙重上市與融資約束：來自中國“A+H”雙重上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2008（5）：139-149.

［3］ FAZZARI S M，HUBBARD G，PETERSEN B C，et al.Financing constraints and corporate investment［J］.Brookings Papers on Economic Activity，1988（1）：141-206.

［4］ 陳作華，方紅星.融資約束、內(nèi)部控制與企業(yè)避稅［J］.管理科學(xué)，2018（3）：125-139.

［5］ 羅黨論，甄麗明.民營控制、政治關(guān)系與企業(yè)融資約束：基于中國民營上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.金融研究，2008（12）：164-178.

［6］ 魯喬杉，李秉祥，張濤，等.獨立董事關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與mdamp;A文本信息慣性披露：基于程度中心度和結(jié)構(gòu)洞視角［J］.會計研究，2022（9）：39-51.

［7］ 唐清泉，羅黨論，王莉.上市公司獨立董事辭職行為研究：基于前景理論的分析［J］.南開管理評論，2006（1）：74-83.

［8］ 張金鑫，王逸.會計穩(wěn)健性與公司融資約束：基于兩類穩(wěn)健性視角的研究［J］.會計研究，2013（9）：44-50，96.

［9］ 陳運森.獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司信息披露質(zhì)量［J］.審計研究，2012（5）：94-102.

［10］ CHIU P C，TEOH S H，TIAN F.Board interlocks and earnings management contagion［J］.The Accounting Review，2013，88（3）：915-944.

［11］ CHAHINE S，GOERGEN M.The effects of management-board ties on ipo performance［J］.Journal of Corporate Finance，2013，21：153-179.

［12］ 李小青，周建，溫豐羽，等.連鎖董事網(wǎng)絡(luò)嵌入、認(rèn)知距離與民營創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長：基于創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.預(yù)測，2020（1）：35-42.

［13］ KAPLAN S N，ZINGALES L.Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints？［J］.Quarterly Journal of Economics，1997，112（1）：169-215.

［14］ 肖曙光，彭文浩，黃曉鳳.當(dāng)前制造業(yè)企業(yè)的融資約束是過度抑或不足：基于高質(zhì)量發(fā)展要求的審視與評判［J］.南開管理評論，2020（2）：85-97.

［15］ LIN N.Social capital：a theory of social structure and action［M］.Cambridge：Cambridge University Press，2002.

［16］ 謝德仁，陳運森.董事網(wǎng)絡(luò)：定義、特征和計量［J］.會計研究，2012（3）：44-51.

［17］ PFEFFER J，SALANCIK G.The external control of organizations：a resource dependence perspective［M］.New York：Harper amp; Row，1978.

［18］ HILLMAN A.Politicians on the board of directors：do connections affect the bottom line？［J］.Journal of Management，2005，31（3）：464-481.

［19］ GOODSTEIN J，BOEKER W.Turbulence at the top：a new perspective on governance structure changes and strategic change［J］.Academy of Management Journal，1991，34（2）：306-330.

［20］ AMIN A，CHOUROU L，KAMAL S，et al.It's who you know that counts：board connectedness and CSR performance［J］.Journal of Corporate Finance，2020，64：1-30.

［21］ JACKSON M O.Social and economic networks［M］.Princeton University Press，2008.

［22］ BIZZI L.The dark side of structural holes：a multilevel investigation［J］.Journal of Management，2013，39（6）：1554-1578.

［23］ SPARROWE R T，LIDEN R C，WAYNE S J，et al.Social networks and the performance of individuals and groups［J］.The Academy of Management Journal，2001，44（2）：316-325.

［24］ ALMEIDA H，CAMPELLO M，WEISBACH M S.The cash flow sensitivity of cash［J］.The Journal of Finance，2004，59（4）：1777-1804.

［25］ FARRE-MENSA J，LJUNGQVIST A.Do measures of financial constraints measure financial constraints？［J］.Review of Financial Studies，2016，29（2）：271-308.

［26］ 錢明，徐光華，沈弋，等.民營企業(yè)自愿性社會責(zé)任信息披露與融資約束之動態(tài)關(guān)系研究［J］.管理評論，2017，29（12）：163-174.

［27］ HADLOCK C J，PIERCE J R.New evidence on measuring financial constraints：moving beyond the KZ index［J］.Review of Financial Studies，2010，23（5）：1909-1940.

［28］ WHITED T M，WU G.Financial constraints risk［J］. Review of Financial Studies，2006，19（2）：531-559.

［29］ LARCKER D F，SO E C，WANG C C.Boardroom centrality and firm performance［J］.Journal of Accounting and Economics，2013，55（2/3）：225-250.

［30］ 何賢杰，肖土盛，陳信元.企業(yè)社會責(zé)任信息披露與公司融資約束［J］.財經(jīng)研究，2012，38（8）：60-71，83.

［31］ HAN X，WU L，XING Q.On the effort-saving effect of audit committee-auditor interlocking［J］.Journal of Accounting and Public Policy，2023，42（3）：107059.

［32］ 魏志華，曾愛民，李博.金融生態(tài)環(huán)境與企業(yè)融資約束：基于中國上市公司的實證研究［J］.會計研究，2014（5）：73-80，95.

［33］ BURKART M，GROMB D，PANUNZI F.Large shareholders，monitoring，and the value of the firm［J］.The Quarterly Journal of Economics，1997，112（3）：693-728.

［34］ DERRIEN F，KECKES A，MANSI S A.Information asymmetry，the cost of debt，and credit events：evidence from quasi-random analyst disappearances［J］.Journal of Corporate Finance，2016，39：295-311.