獨立董事社會網絡與企業融資約束

【摘 要】 文章研究了獨立董事社會網絡對企業融資約束的影響。研究發現，獨立董事社會網絡可以緩解企業融資約束。進一步研究發現，與股權集中度低的公司相比，在股權集中度高的公司中獨立董事社會網絡、位置異質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絡、位置異質性對融資約束的緩解作用更顯著。獨立董事從社會網絡中獲取的資源可以幫助企業緩解信息不對稱，更好地監督公司經營，研究結論對公司獨立董事的選聘有一定的參考價值。

【關鍵詞】 獨立董事社會網絡； 位置異質性； 融資約束； 公司治理

【中圖分類號】 F270" 【文獻標識碼】 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，企業的外部融資成本一般高于內部融資成本，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水平，并因此受到融資約束，企業投資支出更多依賴內部資金[ 1-2 ]。企業在依賴內部資金來源的同時，如果需要外部融資，則傾向于選擇債務融資而不是股權融資，企業拒絕股權融資的行為可能會使其放棄寶貴的投資機會。Fazzari等[ 3 ]指出當公司受到融資約束限制時，投資支出將隨著內部資金的可用性而變化，面臨嚴重融資約束的公司可能不得不放棄凈現值為正的投資機會。融資約束越嚴重的企業，對內部資金的依賴性越強，越熱衷于通過各種方式增加企業的流動資產，降低企業現金流出[ 4 ]。近年來，金融部門出臺了一系列措施，鼓勵金融機構加大對實體經濟特別是對小微企業和民營企業的資金支持力度，緩解企業融資困難。但是對企業來講，外部融資問題仍然是影響企業發展的重要因素[ 5 ]。

2023年4月國務院辦公廳發布的《關于上市公司獨立董事制度改革的意見》進一步強調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揮監督作用，既是考察獨立董事是否勤勉盡責的重要方面，也是學術研究領域長期關注的重要話題[ 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絡的相關研究進行梳理，本文發現在社會網絡中，處于中心位置的獨立董事可以從網絡中獲取較多的信息資源，這些資源是否可以幫助企業緩解融資約束？如果可以，哪些因素可能影響獨立董事社會網絡對企業融資約束的緩解效應？基于此，本文對獨立董事社會網絡中心度如何影響企業融資約束展開研究。

本文的主要貢獻在于：第一，現有文獻主要從上市地點[ 2 ]、產權異質性[ 5 ]、會計穩健性[ 8 ]等方面考察了企業融資約束的影響因素，本文則從獨立董事社會網絡的視角提供了企業融資約束影響因素的經驗證據，并從股權集中度、信息透明度等角度進一步分析了獨立董事社會網絡影響企業融資約束的機理。第二，拓展了董事社會網絡的經濟后果研究，已有研究主要關注社會網絡對盈余管理、IPO業績、財務信息質量、民營創業企業成長的影響[ 9-12 ]，少有文獻關注董事網絡對企業融資約束的影響。第三，本文首次將獨立董事社會網絡位置異質性的衡量指標用于分析我國獨立董事社會網絡的影響，豐富了我國獨立董事社會網絡指標的計量體系。

二、理論分析與研究假設

融資約束是指企業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不得不放棄有利的投資機會[ 13-14 ]。獨立董事社會網絡對企業融資約束的影響可能來源于監督作用和信息資源作用兩個方面。

一方面，占據社會關系網絡關鍵位置的獨立董事有更強的監督作用。獨立董事通常有較高的社會地位和聲譽，在自己主業的工作領域成績突出，擔任公司獨立董事對其而言屬于兼職行為，大多數獨立董事以自然人身份擔任獨立董事，在一定程度上是出于發揮對上市公司的監督與咨詢作用的社會責任動機。獨立董事在社會網絡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絡與社會關系獲取社會資源的能力[ 9，15 ]。獨立董事社會網絡中心度越高，其所獲得的公司治理領域的專家聲譽越高，獲得的社會聲望也越大。獨立董事所具有的社會聲望越高，在社會關系網絡中所處的位置往往越關鍵，越容易受到鑲嵌在社會網絡關系中更高聲譽的激勵。鑲嵌于獨立董事社會網絡中的聲譽資源具有很強的符號效應，即使不能被獨立董事使用，也能讓別人知道獨立董事擁有的社會資本[ 15-16 ]。因此，在獨立董事社會關系網絡中，占據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疊加下，獨立董事往往更加勤勉盡責，進而在抑制企業內部相關利益主體機會主義行為方面發揮更為積極的作用。因此，社會網絡中心度較高的獨立董事在聲譽激勵與獨立性雙重效應疊加下，可以更好地幫助企業緩解融資約束。

另一方面，社會網絡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 ]提出的資源依賴理論（Resource dependence theory）強調了將公司與外部資源聯系起來的重要性。公司的發展依賴于外部經營環境，對外部環境的依賴性也會給公司帶來風險和不確定性，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融資約束，社會網絡中心度較高的獨立董事可以通過從網絡中獲取信息和社會資源，從而幫助企業緩解融資約束。公司可以從多個相互關聯的董事會產生的多重聯系中獲益[ 18-19 ]。獨立董事的連通性促進了企業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，信息不對稱較為嚴重的情況下，處于某些戰略位置的個體可以通過社會網絡關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，幫助董事作出科學決策，更幫助獨立董事成為有效的決策者和監督者，從而更好地緩解信息不對稱給企業帶來的融資約束。

綜上，獨立董事從社會網絡中攫取的社會資本可以緩解造成企業融資約束的經營效率不高、信息不對稱兩大問題，處于不同網絡位置的董事獲取社會資本的能力差異導致獨立董事在緩解企業融資約束方面所發揮的作用存在較大差異。據此，提出假設1。

假設1：獨立董事社會網絡中心度越高，企業融資約束越低。

在董事會內部，獨立董事社會網絡位置的異質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 ]。公司內獨立董事所處的社會網絡位置的異質性可以激發董事會的決策活力，從而影響獨立董事個人基于自由裁量權所作出的決策。在社會網絡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”方向發展，從而阻止了某一種主流觀點主導集體決策的結果[ 22 ]。公司融資活動相關的決策是由擁有不同社會網絡關系的獨立董事推動的，隨著獨立董事社會網絡位置異質性的提高，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，獨立董事通過異質網絡獲取的信息能夠為企業的融資決策帶來信息價值[ 20 ]，獨立董事社會網絡位置的異質性可以影響董事會決策的效率與結果[ 23 ]。因此，本文認為獨立董事社會網絡位置的異質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性，緩解企業融資約束。據此，提出假設2。

假設2：獨立董事社會網絡位置異質性越高，企業融資約束越低。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2009—2021年我國A股上市公司數據作為初選樣本，并剔除了金融業樣本、所有者權益小于0的樣本、受到證券交易所特別處理的樣本以及當年上市的公司樣本，共獲得32 666個觀測值。為了避免極值對結果的影響，本文對所有的連續型變量進行了上下各1%的縮尾處理，財務數據主要來自CSMAR數據庫和CNRDS數據庫，使用社交網絡分析軟件Pajek來計算獨立董事社會網絡數據，并使用Stata15.1進行其他數據處理。

（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。一種是使用現金—現金流敏感性模型或者投資—現金流敏感性模型[ 24 ]，另一種是計算FC指數、KZ指數、SA指數、WW指數等來度量融資約束[ 25-26 ]。本文在主回歸中使用現金—現金流敏感性模型，在穩健性檢驗中使用Logit模型擬合計算出企業的融資約束FC指數、WW指數來度量融資約束。

（1）用Logit模型擬合計算出企業的融資約束FC指數

本文參考已有文獻[ 8，26-27 ]，用上市公司數據進行回歸擬合計算融資約束FC指數。采用以下方法對研究樣本進行預分組處理：選取公司規模、現金股利支付率、公司上市年限三個指標作為預分組處理指標。在每一年內將樣本觀測值分別按照公司規模、現金股利支付率、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模、現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，利用回歸結果擬合得到的每一個公司當年的P（LFC=1）值作為融資約束的FC指數，取值范圍在0—1之間，FC的值越大，表明該公司的財務狀況越差，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指資產總額的自然對數，Lev指資產負債率，Cash_divi/TA是現金股利與資產總額的比值，MotoB是市場價值與賬面價值的比值，NWC/TA是企業凈營運資金與資產總額的比值，EBIT/TA是息稅前利潤與資產總額的比值。

（2）WW指數的計算

參考已有文獻[ 28 ]，按照以下公式計算企業融資約束的WW指數：

其中，Opercash/1Totass指經營現金流與期初資產總額的比值，Divpos指公司是否分派現金股利，Longlia/1Totass是非流動負債總額與期初資產總額的比值，Size是期初總資產的自然對數，ISG是行業銷售增長率，SG是企業銷售增長率。

2.獨立董事社會網絡中心度（Score）的度量

參考現有文獻[ 16，29 ]的做法，采用程度中心度（Degree Centrality）、接近中心度（Closeness Centrality）衡量獨立董事在網絡中的位置。在主回歸中，采用標準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絡中心度的代理變量，采用標準化的上市公司獨立董事程度中心度的標準差作為獨立董事社會網絡位置異質性的代理變量。在穩健性檢驗中，采用標準化的以最大值計算的獨立董事社會網絡接近中心度作為獨立董事網絡中心度的代理變量。

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：企業經營現金流（CF）、公司規模（Size）、托賓Q（QA）、資本性支出（Expend）、營運資本變動額（ΔNWC）、流動負債增加額（ΔSTD）、第一大股東持股比例（Shrcr1）、每股企業自由現金流（Freecash）、貨幣資金存量（Cashpro）、營業收入增長率（Growth）、公司是否分派現金股利（Divpos）、固定資產占期末總資產的比重（Fixasset）、公司是否虧損（Loss）、產權性質（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、行業虛擬變量，行業分類采用證監會2012年的行業分類標準。

（三）模型構建

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

其中，CF的系數？琢1代表現金—現金流敏感度，該值越大，說明企業融資約束越大。

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

其中，i表示企業，t表示年份，Scorei，t代表獨立董事社會網絡中心度、網絡位置異質性，交乘項CFi，t+1×Scorei，t的系數β3反映了董事網絡對企業融資約束的影響，根據假設1，預計該系數顯著為負。

四、實證結果與分析

（一）主要變量描述性統計與相關性分析

表2對變量進行了描述性統計。本文的描述性統計結果與其他以我國上市公司作為樣本的統計結果基本一致[ 6，31 ]。其中，樣本企業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占總股數的比例差異較大。營業收入增長率（Growth）的最小值為-0.619，最大值為3.235，方差為0.482，說明上市公司的發展能力有較大的差異。公司是否分派現金股利（Divpos）的均值為0.703，說明超過一半的上市公司分派了現金股利。公司是否虧損（Loss）的均值為0.095，說明絕大多數上市公司能獲利。本文進行了相關性檢驗，主要變量之間的相關性符合預期。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）回歸結果分析

本文采用現金—現金流敏感性模型檢驗的結果見表3。表3列（1）是將數據代入模型（4）進行檢驗的結果，列（2）是將數據代入模型（5）進行檢驗的結果，列（1）、列（2）顯示，無論是否考慮獨立董事社會網絡中心度的影響，企業的現金—現金流敏感性都顯著為正，說明企業基本上受融資約束的影響。獨立董事社會網絡中心度與企業經營現金流的交乘項（CF×Score1）的系數為負值，且在1%的置信水平上顯著，說明與獨立董事社會網絡中心度高的企業相比，那些獨立董事社會網絡中心度低的企業面臨更嚴重的融資約束，需要從營業現金流中提取用作預防性儲蓄的金額較大，現金—現金流敏感性更高。也就是說，獨立董事社會網絡中心度能顯著緩解企業融資約束，與假設1的預期一致。表3列（3）報告了將數據代入現金—現金流敏感性模型對假設2進行檢驗的結果。可以看出，企業的現金—現金流敏感性顯著為正，獨立董事社會網絡位置異質性與企業經營現金流的交乘項（CF×Score2）的系數為負，且在1%的置信水平上顯著，說明獨立董事社會網絡位置異質性可以緩解融資約束，與假設2的預期一致。

五、穩健性檢驗

為了檢驗結論的穩健性，本文進行了以下穩健性檢驗：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指數以及WW指數作為被解釋變量進行穩健性檢驗[ 8，32 ]。其次，為了緩解解釋變量衡量偏誤帶來的問題，采用標準化的以最大值計算的獨立董事社會網絡接近中心度（Score3）作為獨立董事社會網絡中心度的代理變量進行檢驗。再次，2013年10月19日中央組織部下發了《關于進一步規范黨政領導干部在企業兼職（任職）問題的意見》（簡稱“18號文”）②，要求不符合規定的獨立董事須在3個月內辭職，本文檢驗了這一特殊事項是否對結論造成影響，刪除了當年發生獨立董事因“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的社會網絡背景對結論的干擾，剔除了CEO在其他公司兼任職務為董事的樣本進行檢驗。以上檢驗結果均表明本文的主要研究結論沒有變化③。

六、影響機制檢驗

（一）獨立董事監督作用機制檢驗

股權結構反映了股東的權利分配，也是股東賴以主張權利的一種治理機制，隨著股權集中度提高，大股東對公司經營的干預能力呈遞增趨勢[ 33 ]。在股權集中度高的公司中，相對于其他股東而言，大股東擁有更多的公司股權與控制權，大股東利益與公司利益的聯系更為密切。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濟利益的驅動，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 ]。在股權集中度高的上市公司中，獨立董事對大股東的監督作用尤為重要。

為了檢驗獨立董事社會網絡對融資約束的緩解效應是否得益于獨立董事的監督作用，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集中度的指標，并按照股權集中度的高低分成股權集中度低組、股權集中度高組，代入現金—現金流敏感性模型進行分析。表4報告的檢驗結果表明，在股權集中度低組中，獨立董事社會網絡中心度與企業經營現金流的交乘項的系數不顯著，在股權集中度高組中，獨立董事社會網絡中心度與企業經營現金流的交乘項的系數顯著為負。因此，在股權集中度較高的公司中，獨立董事社會網絡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揮了監督作用，能夠抑制大股東侵權，保護了中小股東利益。

（二）獨立董事信息資源機制檢驗

分析師的關注度可以體現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絡對企業融資約束的緩解效應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測準確度作為公司信息透明度的代理變量。分析師的相對預測準確度越高，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，然后再乘以負1，計算得出分析師相對預測準確度。受數據獲取限制，觀測值的數量降為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，代入現金—現金流敏感性模型進行檢驗。表5報告的檢驗結果顯示，在信息透明度低組中，獨立董事社會網絡中心度與企業經營現金流的交乘項（CF×Score1、CF×Score2）的系數顯著為負；在信息透明度高組中，獨立董事社會網絡網絡與企業經營現金流交乘項的系數不顯著。因此，在信息透明度較低的公司中，獨立董事社會網絡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絡對企業融資約束的影響，一是使用了現金—現金流敏感性模型衡量企業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、WW指數等來度量融資約束。研究結果表明，獨立董事社會網絡中心度、網絡位置異質性均可以緩解企業融資約束。相對于股權集中度低的公司，在股權集中度高的公司中，獨立董事社會網絡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，獨立董事社會網絡對融資約束的緩解作用更顯著。因此，社會網絡中心度較高的獨立董事可以幫助企業緩解信息不對稱，更好地發揮監督作用，從而緩解企業融資約束。

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