李香花 姚 玲 李世輝

（中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長沙 410083）

一、引言

2008年國際金融危機全面爆發(fā)以來，我國影子銀行規(guī)模迅速膨脹，2016年底廣義影子銀行規(guī)模超過90 萬億元，狹義影子銀行規(guī)模也高達51 萬億元（中國銀保監(jiān)會，2020）。影子銀行的快速增長使得金融風(fēng)險不斷積聚，嚴重威脅國家金融安全，受到政府部門的重點關(guān)注。2016年底，中央經(jīng)濟工作會議提出，要把防控金融風(fēng)險放到更加重要的位置；2017年，黨的十九大報告提出，要深化金融體制改革，增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力，健全金融監(jiān)管體系，守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的底線；國家“十四五”規(guī)劃更是明確指出，要防范化解影子銀行風(fēng)險。近年來，經(jīng)過專項治理，我國影子銀行野蠻發(fā)展勢頭得到遏制，但存量規(guī)模仍然較大，2019年末影子銀行規(guī)模占GDP 的比重為86%（中國銀保監(jiān)會，2020），威脅金融安全與經(jīng)濟穩(wěn)定的系統(tǒng)性風(fēng)險隱患仍然存在。尤其值得關(guān)注的是，在逐利動機的驅(qū)使下，部分實體企業(yè)開始利用多元資金來源，從事實質(zhì)性借貸活動，成為影子信貸市場的重要參與主體（劉珺等，2014；韓珣等，2017）。實體企業(yè)的影子銀行化不僅對實體投資產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，加劇了經(jīng)濟“脫實向虛”，還加劇了實體部門與金融市場的風(fēng)險聯(lián)動性（李建軍和韓珣，2019），放大了金融市場風(fēng)險，弱化了金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力。

實體企業(yè)的影子銀行化現(xiàn)象表明企業(yè)通過開展影子銀行業(yè)務(wù)推動金融資源在企業(yè)網(wǎng)絡(luò)中進行再次配置，反映了企業(yè)在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的投資決策行為。基于社會網(wǎng)絡(luò)理論，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)不僅能為企業(yè)提供信息和資源，也會驅(qū)動或限制企業(yè)的決策行為（Borgatti 和Halgin，2016）。對于處在關(guān)系型社會的中國企業(yè)而言，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在公司治理和資源配置中至關(guān)重要，影響著企業(yè)的生存與發(fā)展（Allen 等，2005）。而在企業(yè)嵌入的各種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，因董事兼任形成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)具有普遍性和重要性。陳運森和鄭登津（2017）發(fā)現(xiàn)，2003—2012年中國上市公司董事兼任平均比例達83%，表明中國上市公司董事間存在著聯(lián)系緊密且規(guī)模巨大的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。與內(nèi)部董事相比，獨立董事網(wǎng)絡(luò)更具外生性，因此，獨立董事網(wǎng)絡(luò)的公司治理、資源配置效應(yīng)受到了學(xué)界的關(guān)注。那么，反映企業(yè)投資決策和資金配置的實體企業(yè)影子銀行活動是否受到獨立董事網(wǎng)絡(luò)的影響？一方面，企業(yè)嵌入獨立董事網(wǎng)絡(luò)具有資源和信息的雙重優(yōu)勢，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，企業(yè)越具有融資優(yōu)勢（王營和曹廷求，2014；尹筑嘉等，2018）和信息控制優(yōu)勢（陳運森和謝德仁，2011），有利于其獲取資金以及其他企業(yè)的融資需求信息，為其充當(dāng)信用中介創(chuàng)造了條件，這是否意味著實體企業(yè)獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高會促進其影子銀行化？但另一方面，也有許多研究表明，獨立董事網(wǎng)絡(luò)具有治理效應(yīng)，通過聲譽效應(yīng)對處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的獨立董事產(chǎn)生激勵，增強了其監(jiān)督管理層的動機，通過學(xué)習(xí)效應(yīng)幫助獨立董事獲取公司治理相關(guān)的信息和知識，增強了其監(jiān)督管理層的能力，從而發(fā)揮獨立董事對代理問題（陳運森，2012）以及企業(yè)違規(guī)（萬良勇等，2014）、盈余管理（傅代國和夏常源，2014）等行為的治理作用。那么，獨立董事網(wǎng)絡(luò)又是否對實體企業(yè)的影子銀行化行為具有治理效應(yīng)，能否抑制實體企業(yè)的“脫實向虛”傾向？對以上問題的探討，可以從理論上豐富實體企業(yè)影子銀行化影響因素的研究，在實踐上有利于實體企業(yè)影子銀行化的治理。

因此，本文利用2007—2019年滬深A(yù) 股上市實體企業(yè)數(shù)據(jù)，實證檢驗獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對實體企業(yè)影子銀行化的影響以及外部環(huán)境對二者關(guān)系的影響，并進一步分析其內(nèi)在機制及企業(yè)異質(zhì)性表現(xiàn)，最后根據(jù)研究結(jié)論提出治理實體企業(yè)影子銀行化的政策建議。本文的貢獻在于：第一，運用社會網(wǎng)絡(luò)方法，從企業(yè)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)視角研究獨立董事網(wǎng)絡(luò)位置特征對實體企業(yè)影子銀行化的影響，拓寬了實體企業(yè)影子銀行化行為微觀影響因素的研究視角。第二，從實體企業(yè)影子銀行化的角度探討?yīng)毩⒍戮W(wǎng)絡(luò)的作用，豐富了獨立董事網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟后果的研究。第三，在研究獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化關(guān)系的基礎(chǔ)上分析數(shù)字普惠金融發(fā)展與產(chǎn)品市場競爭的影響，以及二者關(guān)系背后的作用機制與企業(yè)異質(zhì)性特征，對防范化解實體企業(yè)影子銀行化的風(fēng)險、緩解實體企業(yè)“脫實向虛”傾向具有啟示作用。

二、文獻回顧

（一）實體企業(yè)影子銀行化

在信貸歧視背景下，許多實體企業(yè)開始充當(dāng)金融中介，為其他企業(yè)提供融資，發(fā)展成為中國影子銀行體系的一部分（王永欽等，2015）。因此，學(xué)者們開始從微觀視角探討實體企業(yè)影子銀行化的經(jīng)濟后果及影響因素。在經(jīng)濟后果方面，實體企業(yè)影子銀行化為企業(yè)帶來諸多弊端，如增加經(jīng)營風(fēng)險（李建軍和韓珣，2019）和股價崩盤風(fēng)險（司登奎等，2021），降低企業(yè)價值（程小可等，2016）和盈余可持續(xù)性（黃賢環(huán)和王翠，2021）。在影響因素方面，資本逐利是實體企業(yè)影子銀行化的重要誘因（劉珺等，2014），貨幣超量發(fā)行、經(jīng)濟政策變動（高潔超等，2020）等宏觀經(jīng)濟因素也會影響實體企業(yè)影子銀行化。此外，融資結(jié)構(gòu)、供應(yīng)鏈關(guān)系等微觀企業(yè)特征也會對實體企業(yè)影子銀行化產(chǎn)生影響。韓珣等（2017）發(fā)現(xiàn)外源融資對實體企業(yè)影子銀行化規(guī)模的促進作用更強；顏恩點和謝佳佳（2021）從供應(yīng)鏈關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與信息視角展開研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的供應(yīng)商或客戶越多，掌握的上下游企業(yè)信息越多，影子銀行規(guī)模越大。

梳理文獻發(fā)現(xiàn)，挖掘影響實體企業(yè)影子銀行化的微觀企業(yè)特征對治理實體企業(yè)影子銀行化具有重要意義，且企業(yè)網(wǎng)絡(luò)特征會影響其影子銀行化行為，但未有研究探討?yīng)毩⒍戮W(wǎng)絡(luò)對實體企業(yè)影子銀行化的影響。

（二）獨立董事網(wǎng)絡(luò)

獨立董事制度作為重要的公司治理制度，賦予了獨立董事監(jiān)督治理的職責(zé)，獨立董事能否發(fā)揮監(jiān)督治理作用受到學(xué)界關(guān)注。隨著公司治理變革的推進，不同公司獨立董事的個體屬性特征逐步趨同，考慮到獨立董事的決策受個人特征影響的同時也受其所處社會網(wǎng)絡(luò)的影響，學(xué)者們開始關(guān)注獨立董事的社會網(wǎng)絡(luò)特征對公司治理的影響。國外學(xué)者Shaw等（2016）發(fā)現(xiàn)獨立董事網(wǎng)絡(luò)提高了公司績效，Wincent 等（2009）發(fā)現(xiàn)連鎖董事促進了企業(yè)創(chuàng)新，Amin 等（2020）發(fā)現(xiàn)董事關(guān)聯(lián)促進了企業(yè)履行社會責(zé)任。而國內(nèi)學(xué)者普遍借鑒Freeman（1979）的網(wǎng)絡(luò)中心性分析方法，對獨立董事網(wǎng)絡(luò)位置特征的經(jīng)濟后果進行探索。在公司治理方面，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高對提升企業(yè)信息披露質(zhì)量（陳運森，2012）、降低代理成本（陳運森，2012）、盈余管理水平（傅代國和夏常源，2014）和股價崩盤風(fēng)險（司登奎等，2021）以及抑制企業(yè)違規(guī)（萬良勇等，2014）具有積極作用。在融資方面，基于資源效應(yīng)和信息效應(yīng)，董事網(wǎng)絡(luò)位置優(yōu)勢可以緩解企業(yè)的融資約束（王營和曹廷求， 2017； 陸賢偉等，2013）。在投資方面，陳運森和謝德仁（2011）指出，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心位置緩解了投資不足，抑制了過度投資，提高了企業(yè)投資效率；但趙昕等（2018）認為，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高促進了企業(yè)過度投資。

梳理已有文獻發(fā)現(xiàn)，獨立董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)治理和投融資行為產(chǎn)生影響。然而，尚未有研究從實體企業(yè)影子銀行投資視角探討?yīng)毩⒍戮W(wǎng)絡(luò)的經(jīng)濟后果。因此，本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，探索獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化之間的關(guān)系，豐富了獨立董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)金融投資行為影響的研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化

金融市場的信貸約束和信貸歧視使企業(yè)分化為融資優(yōu)勢企業(yè)和融資劣勢企業(yè)兩類。融資劣勢企業(yè)的信貸需求無法從正規(guī)金融渠道得到滿足，只能求助于影子信貸市場這一地下融資渠道。在融資劣勢企業(yè)巨大信貸需求和金融投資高額利潤的驅(qū)動下，具有融資優(yōu)勢的實體企業(yè)利用自身擁有的金融機構(gòu)難以獲得的信息優(yōu)勢，將資金用于信貸發(fā)放以獲得高額收益（顏恩點和謝佳佳，2021）。所以，實體企業(yè)的融資優(yōu)勢和信息優(yōu)勢為其充當(dāng)信用中介，開展影子銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)造了條件。而實體企業(yè)嵌入獨立董事網(wǎng)絡(luò)使其資源和信息的雙重優(yōu)勢得以強化。其一，獨立董事網(wǎng)絡(luò)資源優(yōu)勢的一個重要體現(xiàn)就是能為企業(yè)帶來信貸資源，拓寬企業(yè)的融資渠道，降低融資成本，提升企業(yè)外部融資能力。王營和曹廷求（2014）發(fā)現(xiàn)企業(yè)在整個董事網(wǎng)絡(luò)中的中心度越高，能獲取的債務(wù)融資越多。陸賢偉等（2013）、Chuluun 等（2014）、王營和曹廷求（2014）均發(fā)現(xiàn)，越是處于董事網(wǎng)絡(luò)中心位置的企業(yè)債務(wù)融資成本越低。而韓珣等（2017）的研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的外源融資與影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模顯著正相關(guān)。其二，獨立董事網(wǎng)絡(luò)增強了企業(yè)參與影子銀行業(yè)務(wù)所需的信息優(yōu)勢。Schoorman等（1981）發(fā)現(xiàn)獨立董事在不同企業(yè)兼任所形成的網(wǎng)絡(luò)促進了企業(yè)之間的溝通，有利于緩解信息不對稱。企業(yè)獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，與其他企業(yè)的聯(lián)系越豐富，越有利于其更快地以低成本獲取有價值的信息（陳運森和謝德仁，2011；萬良勇和胡璟，2014）。所以，企業(yè)通過獨立董事網(wǎng)絡(luò)形成的豐富商業(yè)聯(lián)系增加了其與影子銀行融資需求方接觸的機會，在銀行等金融機構(gòu)與融資需求企業(yè)信息不對稱時，同樣具有融資優(yōu)勢的實體企業(yè)就可以利用信息優(yōu)勢充當(dāng)金融機構(gòu)和融資需求企業(yè)的信用中介，將資金借給難以從銀行等金融機構(gòu)獲取融資的企業(yè)，從而擴大了影子銀行的規(guī)模。因此，實體企業(yè)的獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，外部融資能力越強，掌握的公司信息也越多，其利用融資和信息優(yōu)勢進行再放貸的可能性就越大。

但實體企業(yè)利用融資優(yōu)勢和信息優(yōu)勢進行再放貸，為自身創(chuàng)造短期豐厚收益的同時，也帶來了潛在風(fēng)險。一方面，實體企業(yè)基于投機套利動機將發(fā)展實業(yè)的資金投資于影子銀行業(yè)務(wù)，會對主業(yè)投資產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)（Li 和Han，2016），還會導(dǎo)致其因借款方違約而陷入流動性危機的可能性提高，從而加劇經(jīng)營風(fēng)險（李建軍和韓珣，2019）。另一方面，實體企業(yè)參與影子銀行業(yè)務(wù)增強了管理者操縱信息的動機，公司管理層出于自利動機，對影子銀行業(yè)務(wù)相關(guān)信息進行策略性披露，對負面信息進行隱藏，進而引發(fā)股價崩盤風(fēng)險（司登奎等，2021）。所以，實體企業(yè)影子銀行化一定程度上反映了管理層的短視行為。根據(jù)委托代理理論，第一類代理問題的存在除了會導(dǎo)致管理層過高的職務(wù)消費外，還會導(dǎo)致管理層的不敬業(yè)，使得企業(yè)資產(chǎn)沒有被充分利用，或是做出錯誤決策，造成經(jīng)營損失（Ang 等，2000），具體表現(xiàn)為管理層直接將資本投至金融市場以獲得短期高額收益，忽視主業(yè)經(jīng)營，損害企業(yè)長期價值。實體企業(yè)主要出于“利潤追逐”而非“預(yù)防性”動機開展影子銀行業(yè)務(wù)（李建軍和韓珣，2019），代理問題的存在又助推了其影子銀行化的短視行為。而已有研究表明，獨立董事網(wǎng)絡(luò)有助于發(fā)揮獨立董事的治理效應(yīng)，緩解企業(yè)代理問題，且獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，治理效應(yīng)越顯著。一方面，獨立董事網(wǎng)絡(luò)增強了獨立董事的監(jiān)督治理動機。其一，聲譽激勵是獨立董事發(fā)揮治理作用的最大動機（Fama 和Jensen，1983），網(wǎng)絡(luò)中心度高的獨立董事在董事網(wǎng)絡(luò)積累了大量的聲譽資本，聲譽激勵更大，其監(jiān)督失敗所帶來的聲譽損毀成本也更大，所以網(wǎng)絡(luò)中心度高的獨立董事更有動機監(jiān)督管理層的機會主義行為。影子銀行業(yè)務(wù)具有高風(fēng)險性，出于降低潛在風(fēng)險以維護聲譽的動機，獨立董事將更積極地監(jiān)督管理層的影子銀行投機行為。其二，網(wǎng)絡(luò)中心度高的獨立董事更有可能獲得潛在的董事席位，履職的獨立性更強，能更好地緩解代理問題（陳運森，2012）?？傊W(wǎng)絡(luò)中心度高的獨立董事監(jiān)督管理層機會主義行為的動機更強，更能起到抑制實體企業(yè)影子銀行化的作用。另一方面，獨立董事網(wǎng)絡(luò)提高了獨立董事的監(jiān)督治理能力。管理層從事高風(fēng)險、產(chǎn)品層層嵌套的影子銀行活動，有動機操縱隱藏相關(guān)業(yè)務(wù)信息，加大了影子銀行業(yè)務(wù)的監(jiān)管難度。獨立董事通常只是某一領(lǐng)域的專家，知識儲備具有局限性，難以發(fā)現(xiàn)一些隱性代理問題。而學(xué)習(xí)效應(yīng)使得信息和知識在董事網(wǎng)絡(luò)中傳播（Kang 和Tan，2008），處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的獨立董事可以通過董事網(wǎng)絡(luò)獲取更多處理隱性代理問題的信息和知識，從而可以更大程度地抑制管理層的機會主義行為。所以，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高也可能增強獨立董事的監(jiān)督治理動機和能力，從而抑制實體企業(yè)影子銀行化。

基于以上分析，提出以下假設(shè)：

H1a：基于信息資源效應(yīng)，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高會促進實體企業(yè)影子銀行化。

H1b：基于監(jiān)督治理效應(yīng)，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高會抑制實體企業(yè)影子銀行化。

（二）數(shù)字普惠金融發(fā)展的影響

中小微企業(yè)等融資劣勢企業(yè)的巨大資金需求難以通過正規(guī)金融渠道得到滿足是實體企業(yè)影子銀行化的重要誘因，而數(shù)字普惠金融通過數(shù)字技術(shù)與普惠金融的融合，可以緩解信貸歧視導(dǎo)致的資金錯配問題。數(shù)字技術(shù)的應(yīng)用有利于金融機構(gòu)全面了解中小微企業(yè)的資源稟賦及信用情況，緩解金融機構(gòu)與中小微企業(yè)的信息不對稱問題，推動金融機構(gòu)直接將資金分配給中小微企業(yè)，在增加中小微企業(yè)融資可得性的同時降低其融資成本（鐘凱等，2022）。所以，數(shù)字普惠金融的發(fā)展不僅有效降低了融資劣勢企業(yè)對影子銀行融資的需求，還加劇了融資優(yōu)勢企業(yè)在影子信貸市場中的競爭，從而可以降低實體企業(yè)的影子銀行套利動機，進一步減少實體企業(yè)的影子銀行資金供給。因此，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可能削弱獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化的正向關(guān)系。

此外，數(shù)字普惠金融的發(fā)展還可對企業(yè)形成監(jiān)督治理效應(yīng)。前沿數(shù)字技術(shù)的運用提升了金融機構(gòu)獲取企業(yè)信息的能力，可以有效降低企業(yè)的信息不透明度，緩解金融機構(gòu)與企業(yè)的信息不對稱，減少企業(yè)的逆向選擇和道德風(fēng)險問題（Demertzis 等，2018），使金融機構(gòu)能更好地對企業(yè)貸款資金的使用實施監(jiān)督，以抑制企業(yè)管理層利用影子銀行業(yè)務(wù)進行套利的機會主義行為。隨著數(shù)字普惠金融發(fā)展對企業(yè)信息環(huán)境的改善，債權(quán)人的治理作用得以更好發(fā)揮，企業(yè)的違規(guī)成本也會隨之增加（李小玲等，2020），從而倒逼企業(yè)完善治理。數(shù)字普惠金融的發(fā)展強化了企業(yè)外部監(jiān)督，使得企業(yè)的信息環(huán)境更加透明，獨立董事監(jiān)督治理失職的成本隨之增加，且越是處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的獨立董事聲譽損失成本越大，所以，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可能強化獨立董事的監(jiān)督治理動機?？傊?，數(shù)字普惠金融的發(fā)展不僅可以抑制實體企業(yè)影子銀行業(yè)務(wù)規(guī)模的發(fā)展，還可能增強獨立董事的監(jiān)管動機。因此，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可能加強獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化的負向關(guān)系。

基于以上分析，提出以下假設(shè)：

H2a：若獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高促進實體企業(yè)影子銀行化，數(shù)字普惠金融的發(fā)展會削弱二者的正向關(guān)系。

H2b：若獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高抑制實體企業(yè)影子銀行化，數(shù)字普惠金融的發(fā)展會加強二者的負向關(guān)系。

（三）產(chǎn)品市場競爭的影響

實體企業(yè)的影子銀行化是其金融資產(chǎn)配置決策的體現(xiàn)，而企業(yè)對金融資產(chǎn)的配置還受到外部競爭環(huán)境的影響（王紅建等，2016）。余怒濤等（2021）的研究表明當(dāng)企業(yè)所處行業(yè)競爭激烈時，企業(yè)更多地將重心放在主業(yè)經(jīng)營上，不會過多分心投資金融資產(chǎn)進行套利。同時，產(chǎn)品市場競爭的加劇使得企業(yè)的盈利難度增加，導(dǎo)致企業(yè)缺乏多余資金用于金融資產(chǎn)投資（孫潔和殷方圓，2020）。而當(dāng)企業(yè)所處行業(yè)競爭程度較低時，企業(yè)在市場中的壟斷優(yōu)勢更強，有更充足的資金配置金融資產(chǎn)（鐘凱等，2022）。所以，當(dāng)企業(yè)所處行業(yè)競爭程度較低時，企業(yè)開展影子銀行業(yè)務(wù)的可能性相對較大，此時，不論獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高是促進還是抑制實體企業(yè)影子銀行化，二者之間的相關(guān)關(guān)系都會比行業(yè)競爭程度高時更強。基于此，提出以下假設(shè)：

H3：獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化的關(guān)系在產(chǎn)品市場競爭程度較低的企業(yè)中更強。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2007年以來，美國次貸危機引發(fā)全球金融危機，造成大規(guī)模信貸緊縮，中國影子銀行迅速膨脹（裘翔和周強龍，2014），實體上市公司也開始參與再放貸業(yè)務(wù)（王永欽等，2015），因此，本文以2007—2019年滬深A(yù) 股實體上市公司為樣本，剔除金融行業(yè)上市公司、ST 和*ST 公司、已退市公司、當(dāng)年新上市公司、關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的公司、資產(chǎn)負債率大于95%的公司，并對連續(xù)變量進行上下1%分位的縮尾處理，最終得到19069 個公司年度樣本觀測值。其中影子銀行數(shù)據(jù)、董事兼任數(shù)據(jù)及控制變量數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，利用社會網(wǎng)絡(luò)分析軟件Pajek計算獲得獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)值。

（二）變量定義

1.實體企業(yè)影子銀行化規(guī)模（Shbank）。韓珣和李建軍（2020）提出，實體企業(yè)參與影子銀行活動的模式主要有“實質(zhì)性信用中介”和“影子信貸鏈條”?！皩嵸|(zhì)性信用中介”模式下的影子銀行活動包括委托貸款、委托理財和民間借貸。其中，委托貸款按期限計入“其他流動資產(chǎn)”“其他非流動資產(chǎn)”“一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)”，故可加總?cè)惪颇孔鳛槲匈J款的代理變量；委托理財數(shù)據(jù)從國泰安對外投資數(shù)據(jù)庫獲得；借鑒Jiang 等（2010）的研究，用“其他應(yīng)收款”科目作為民間借貸的代理變量?！坝白有刨J鏈條”模式下的影子銀行活動主要指實體企業(yè)是通過購買影子信貸產(chǎn)品進入主流金融機構(gòu)的信用鏈條，相關(guān)數(shù)據(jù)計入“其他流動資產(chǎn)”中。綜合兩種模式下的影子銀行活動，加總“其他流動資產(chǎn)”“其他非流動資產(chǎn)”“一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)”“委托理財”“其他應(yīng)收款”五個項目作為實體企業(yè)影子銀行化規(guī)模的代理變量，并除以資產(chǎn)總額以剔除企業(yè)規(guī)模的影響。

2.實體企業(yè)獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度（Network）。本文用實體企業(yè)的獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度衡量獨立董事網(wǎng)絡(luò)位置特征。參考已有研究，選取三個常用指標(biāo)：程度中心度、中介中心度和接近中心度（Freeman，1979；李敏娜和王鐵男，2014）。程度中心度表示董事間的直接聯(lián)系數(shù)量，反映董事在網(wǎng)絡(luò)中的活躍程度；中介中心度表示某董事位于其他董事聯(lián)結(jié)捷徑上的次數(shù)，反映董事對網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)關(guān)系的控制程度；接近中心度是某董事與其他董事最短聯(lián)結(jié)距離之和的倒數(shù)，反映董事在網(wǎng)絡(luò)中交流的有效性。

程度中心度計算公式如式（1）所示：

與代表不同董事； X表示董事間的直接聯(lián)系，若董事與在同一公司董事會任職取1，否則取0；表示當(dāng)年董事網(wǎng)絡(luò)中的總?cè)藬?shù)，用-1 消除年度間董事網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模差異。

中介中心度計算公式如式（2）所示：

接近中心度的計算公式如式（3）所示：

每個指標(biāo)反映了獨立董事網(wǎng)絡(luò)位置的不同特征，因此，綜合考慮三個指標(biāo)，計算公司層面的獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度綜合指標(biāo)。第一步，用Pajek 軟件計算所有董事的程度中心度、中介中心度和接近中心度；第二步，以公司為單位，選取獨立董事數(shù)據(jù)，分別計算三個指標(biāo)的中位數(shù)與平均數(shù)；第三步，以公司為單位，計算第二步中三個獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度指標(biāo)的均值，作為每個公司獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的綜合指標(biāo)?？紤]到直接平均指標(biāo)存在量綱差異問題，所以先對第二步中的三個中心度指標(biāo)分年度進行排序，分為十組，分別賦值0—9，再計算三個排序指標(biāo)的均值，得到公司層面的獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度綜合指標(biāo)。用每個公司所有獨立董事中心度指標(biāo)中位數(shù)計算得到的綜合指標(biāo)進行主要分析，用每個公司所有獨立董事中心度指標(biāo)平均數(shù)計算所得的綜合指標(biāo)進行穩(wěn)健性檢驗。

3.數(shù)字普惠金融發(fā)展程度（Difi）。借鑒郭峰等（2020）與鐘凱等（2022）的研究，運用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》衡量數(shù)字普惠金融發(fā)展，數(shù)據(jù)期間為2011年至2019年。本文采用省級數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)，并對其取自然對數(shù)。

4.產(chǎn)品市場競爭程度（Competion）。參考林樂等（2013）的方法，用行業(yè)集中度反映產(chǎn)品市場競爭程度，并設(shè)置產(chǎn)品市場競爭虛擬變量Competion，賦值方法為：先分年度計算各行業(yè)營業(yè)收入的HHI 指數(shù)（某行業(yè)各上市公司t年營業(yè)收入占該行業(yè)內(nèi)全部上市公司t年營業(yè)收入比例的平方和），然后將該指數(shù)值和同年所有行業(yè)HHI 指數(shù)中值做比較，若前者更大，表明產(chǎn)品市場競爭程度較低，Competion 賦值為0，反之則賦值為1。

5.其他控制變量。借鑒已有研究，控制企業(yè)規(guī)模（Size）、現(xiàn)金水平（Cfo）、企業(yè)成長性（Growth）、資產(chǎn)收益率（Roa）、資產(chǎn)負債率（Lev）、托賓q 值（Tobinq）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（Controlshare）、企業(yè)性質(zhì)（Soe）、系統(tǒng)性風(fēng)險（Beta）及經(jīng)濟增長率（Gdpg）對企業(yè)影子銀行化的影響。考慮到金融投資與實體投資收益率的差距是企業(yè)影子銀行化的動力之一，需控制金融投資與實體投資的相對收益和相對風(fēng)險（李建軍和韓珣，2019）。最后，控制時間影響（Year）、行業(yè)影響（Industry）以及不同省份之間存在的地域影響（Province）。表1 匯總了變量的名稱、符號與計算方法。

表1：變量定義

（三）模型構(gòu)建

首先，構(gòu)建模型（1）檢驗假設(shè)H1a 和H1b，反映了獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對實體企業(yè)影子銀行化的影響。若的系數(shù)顯著為正，則假設(shè)H1a 成立，意味著獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高會促進實體企業(yè)影子銀行化；若的系數(shù)顯著為負，則假設(shè)H1b 成立，那么，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高會抑制實體企業(yè)影子銀行化。

其次，在模型（1）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型（2）以檢驗數(shù)字普惠金融發(fā)展程度的調(diào)節(jié)作用（假設(shè)H2a和H2b）：

最后，利用Competion 將樣本劃分為兩組，檢驗在產(chǎn)品市場競爭程度不同的情境下，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對實體企業(yè)影子銀行化的影響是否存在差異（假設(shè)H3）。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2 列示了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以看出樣本企業(yè)影子銀行化規(guī)模的均值為7.323%，標(biāo)準(zhǔn)差為11.240，表明不同實體企業(yè)影子銀行化的程度具有明顯差異。樣本企業(yè)獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的均值為4.467，標(biāo)準(zhǔn)差為2.854，表明不同企業(yè)的獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度有差別。

表2：變量描述性統(tǒng)計

表3 報告了主要變量的相關(guān)系數(shù)，各控制變量均與實體企業(yè)影子銀行化顯著相關(guān)，其中獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化在1%的水平上顯著負相關(guān)，一定程度上表明獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度高的實體企業(yè)影子銀行化程度更低，即獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高對實體企業(yè)影子銀行化具有抑制作用，初步佐證了假設(shè)H1b。

表3：變量相關(guān)系數(shù)

（二）多元回歸分析

基于模型（1）對假設(shè)H1a 和H1b 的實證檢驗結(jié)果見表4 列（1）和列（2）。表4 第（1）列顯示，在僅控制行業(yè)、年份及省份固定效應(yīng)時，實體企業(yè)影子銀行化對獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為-0.142，在1%的水平上顯著；表4第（2）列顯示，加入其他控制變量后，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為-0.078，同樣在1%的水平上顯著?；貧w結(jié)果表明，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高對實體企業(yè)的影子銀行化具有抑制作用，假說H1b成立。所以，獨立董事網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮了對實體企業(yè)影子銀行化的監(jiān)督治理效應(yīng)，緩解了實體企業(yè)的“脫實向虛”傾向。

基于模型（2）對假設(shè)H2a 和H2b 的實證檢驗結(jié)果見表4 第（3）列，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與數(shù)字普惠金融發(fā)展的交乘項系數(shù)為-0.200，在1%的水平上顯著，表明數(shù)字普惠金融的發(fā)展強化了獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化之間的負向關(guān)系，支持假設(shè)H2b，意味著外部金融環(huán)境的優(yōu)化和企業(yè)內(nèi)部治理的改善對實體企業(yè)影子銀行化的治理能起到協(xié)同作用。

表4 第（4）列和第（5）列檢驗了產(chǎn)品市場競爭程度不同時獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對實體企業(yè)影子銀行化的影響差異。結(jié)果顯示，在產(chǎn)品市場競爭程度較高組，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為-0.007，但并不顯著；而在產(chǎn)品市場競爭程度較低組，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度（Network）的回歸系數(shù)為-0.140，且在1%的水平上顯著。實證結(jié)果驗證了假設(shè)H3，即獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高對產(chǎn)品市場競爭程度較低的實體企業(yè)影子銀行化的抑制作用更強。

表4：多元回歸結(jié)果

（三）內(nèi)生性控制與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性控制。為排除內(nèi)生性問題的干擾，首先，本文采用滯后一期的獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度作為解釋變量進行回歸，結(jié)果見表5 第（1）列，解釋變量的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明研究結(jié)論不受反向因果關(guān)系的干擾；其次，為緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，在回歸中進一步增加獨立董事人數(shù)（Idir）、管理層薪酬（Salary）以及董事長CEO 兩職合一（Dual）三個公司治理層面的控制變量，回歸結(jié)果見表5 第（2）列，主要解釋變量系數(shù)符號與前文一致；最后，借鑒Larcker 和Rusticus（2009）以及陳運森和謝德仁（2011）的方法，采用代理變量兩階段回歸進行內(nèi)生性檢驗，第一階段用解釋變量對可能影響?yīng)毩⒍戮W(wǎng)絡(luò)中心度的公司治理變量（如董事會規(guī)模、獨立董事比例、企業(yè)性質(zhì)、最終控制人持股比例等）以及公司層面變量（如資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、盈利能力、成長性等）進行回歸，得到回歸殘差，并以此殘差作為原解釋變量的代理變量進行第二階段回歸，結(jié)果見表5 第（3）列，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的代理變量（Res_network）回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負，表明回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表5：內(nèi)生性檢驗結(jié)果

2.替換變量。第一，替換解釋變量，以每家企業(yè)所有獨立董事中心度指標(biāo)平均數(shù)計算的公司層面獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度綜合指標(biāo)重新進行回歸，結(jié)果見表6 第（1）列，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負。第二，替換被解釋變量，前文對實體企業(yè)影子銀行化的衡量方式中，“其他非流動資產(chǎn)”科目余額包含了不屬于影子銀行業(yè)務(wù)的部分，因此，根據(jù)科目明細進行篩選，僅加總該科目中的類金融資產(chǎn)（張潔瓊和馬亞明，2021），重新計算實體企業(yè)影子銀行化規(guī)模并進行回歸，結(jié)果見表6 第（2）列，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負。第三，替換數(shù)字普惠金融發(fā)展程度變量，分別采用數(shù)字普惠金融覆蓋廣度（Covbrea）和使用深度（Usedep）兩個指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表6 第（3）列和第（4）列，交乘項回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負。第四，替換產(chǎn)品市場競爭程度變量，采用全部上市公司數(shù)據(jù)分年度分行業(yè)計算總資產(chǎn)的HHI 指數(shù)，根據(jù)前文Competion的定義方式重新度量產(chǎn)品市場競爭程度，并進行分組回歸，結(jié)果見表6 第（5）列和第（6）列，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)仍然在產(chǎn)品市場競爭程度較低組顯著為負。所以，替換變量后的實證結(jié)果與前文基本一致。

表6：替換變量檢驗結(jié)果

3.子樣本檢驗?？紤]到2016年下半年以來金融監(jiān)管部門陸續(xù)頒布和實施的一系列金融監(jiān)管制度與措施對影子銀行發(fā)展的影響（潘敏和袁歌騁，2018），本部分僅選取2007—2015年的子樣本數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果見表7。實體企業(yè)影子銀行化與獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與數(shù)字普惠金融發(fā)展的交乘項系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負，按照產(chǎn)品市場競爭程度進行分組回歸，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)仍然在產(chǎn)品市場競爭程度較低組顯著為負，支持了前文結(jié)論。

表7：子樣本檢驗結(jié)果

（四）作用機制檢驗

前文研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高能抑制實體企業(yè)影子銀行化。那么，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高通過何種機制影響實體企業(yè)影子銀行化？前文理論分析指出，實體企業(yè)影子銀行化是管理層短視行為的一種體現(xiàn)，代理問題的存在促進了管理層的機會主義投資，而獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高可以增強獨立董事的監(jiān)督治理動機和能力，緩解代理問題，從而起到抑制管理層影子銀行投機活動的作用。因此，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型，檢驗獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度是否通過緩解代理問題抑制實體企業(yè)影子銀行化。

其中，表示代理成本，現(xiàn)有文獻中常用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和管理費用率衡量代理成本，其中總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率反映管理層的管理效率與努力程度（張修平等，2020），管理費用率反映管理層在職消費導(dǎo)致的資源浪費（李壽喜，2007）。由于實體企業(yè)的影子銀行化與管理層投資決策有關(guān)，更多體現(xiàn)管理層的管理努力程度，本部分用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率反映企業(yè)代理問題。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越低，企業(yè)代理問題越嚴重。

表8 列示了中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，列（1）是模型（1）的回歸結(jié)果，列（2）和列（3）分別是模型（3）、模型（4）的回歸結(jié)果。列（2）中，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為0.004，在1%的水平上顯著，表明獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高可以緩解代理問題，提升代理效率；列（3）中，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度（Network）和代理成本（Agency）的回歸系數(shù)分別為-0.076 和-0.452，均在1%的水平上顯著，說明代理問題的緩解可以抑制實體企業(yè)影子銀行化；綜合表8 的回歸結(jié)果可知，代理成本在獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化之間起到部分中介作用，即獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高可以通過緩解代理問題抑制實體企業(yè)影子銀行化。

表8：代理問題中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

（五）拓展性分析

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性分析。在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中，獨立董事面臨的公司治理環(huán)境不同，所以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可能會影響?yīng)毩⒍聦嶓w企業(yè)影子銀行化行為的治理效果。國有企業(yè)天然的政治聯(lián)系使其經(jīng)營決策容易受到政府的干預(yù)和控制，董事會的權(quán)力相對較小，導(dǎo)致獨立董事發(fā)揮作用的空間較小。所以，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高對國有企業(yè)影子銀行化的抑制作用有限。相比之下，非國有企業(yè)經(jīng)營的市場化程度高，受政府干預(yù)小，主要通過市場流程選聘董事，獨立董事能夠更好地發(fā)揮作用，其治理意愿也更強，可以更好地約束經(jīng)理人的機會主義行為。因此，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高對非國有企業(yè)影子銀行化的抑制作用會更強。

為檢驗獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化關(guān)系的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異，根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本劃分為國有企業(yè)（Soe=1）和非國有企業(yè)（Soe=0）子樣本，進行分組回歸，結(jié)果見表9 第（1）、（2）列。在國有企業(yè)子樣本回歸中，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為-0.031，但不顯著；在非國有企業(yè)子樣本回歸中，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為-0.119，且在1%水平上顯著?；貧w結(jié)果表明，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高對非國有企業(yè)的影子銀行化具有更顯著的抑制作用。

2.獨立董事履歷背景異質(zhì)性分析?；诶佑±碚摚^往工作經(jīng)歷會對行為主體產(chǎn)生認知和能力的烙?。∕athias 等，2015）。具有金融監(jiān)管背景的獨立董事有著深厚的金融專業(yè)知識和豐富的審查經(jīng)驗，有助于其識別管理層的金融投機行為。當(dāng)處于董事網(wǎng)絡(luò)中心位置的獨立董事具備金融監(jiān)管背景時，鑲嵌于董事網(wǎng)絡(luò)的社會聲譽機制會驅(qū)使其利用自身的金融知識和監(jiān)管經(jīng)驗對企業(yè)的影子銀行活動進行審慎判斷，這有利于獨立董事發(fā)揮對實體企業(yè)影子銀行化行為的監(jiān)督治理作用。所以，獨立董事的金融監(jiān)管背景可以強化獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對實體企業(yè)影子銀行化的抑制作用。

為檢驗獨立董事金融監(jiān)管背景對獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與實體企業(yè)影子銀行化關(guān)系的影響，依據(jù)企業(yè)獨立董事是否具有金融監(jiān)管部門和證券交易所履職經(jīng)歷將樣本劃分為獨立董事有金融監(jiān)管背景（Reg=1）和沒有金融監(jiān)管背景（Reg=0）兩個子樣本并進行分組回歸，結(jié)果見表9 第（3）、（4）列?；貧w結(jié)果顯示，當(dāng)獨立董事沒有金融監(jiān)管背景時，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為-0.069，在5%的水平上顯著；當(dāng)獨立董事有金融監(jiān)管背景時，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)為-0.215，在1%的水平上顯著。所以，獨立董事的金融監(jiān)管背景強化了獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度對實體企業(yè)影子銀行化的抑制作用。

表9：拓展性分析回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與啟示

實體企業(yè)利用多元資金和信息優(yōu)勢參與再放貸活動，成為影子銀行體系的重要組成部分，將對實體經(jīng)濟發(fā)展和金融體系穩(wěn)定產(chǎn)生重大影響，探究實體企業(yè)影子銀行化的影響因素，對治理影子銀行具有重要意義。本文在已有研究基礎(chǔ)上，考察獨立董事網(wǎng)絡(luò)位置特征對實體企業(yè)影子銀行化的影響。研究表明：第一，獨立董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提高會抑制實體企業(yè)影子銀行化，該抑制作用通過緩解代理問題實現(xiàn)；第二，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以強化該抑制作用；第三，該抑制作用在產(chǎn)品市場競爭程度較低的企業(yè)、非國有企業(yè)、獨立董事具有金融監(jiān)管背景的企業(yè)中更強。

上述研究結(jié)論有助于理解獨立董事網(wǎng)絡(luò)這一非正式制度對實體企業(yè)影子銀行化的治理作用，對監(jiān)管部門和企業(yè)治理影子銀行，緩解實體企業(yè)“脫實向虛”具有啟示意義：（1）在企業(yè)層面，實體企業(yè)可通過聘任處于網(wǎng)絡(luò)中心、網(wǎng)絡(luò)關(guān)系豐富的獨立董事提高治理水平，緩解企業(yè)代理問題，以抑制管理層的金融投機行為，避免企業(yè)“脫實向虛”，且企業(yè)在聘任獨立董事時應(yīng)對獨立董事的履歷背景特質(zhì)給予適當(dāng)關(guān)注。（2）就監(jiān)管部門而言，建議進一步完善獨立董事制度，引導(dǎo)獨立董事正確利用董事網(wǎng)絡(luò)中的資源和信息以更好地發(fā)揮公司治理作用；同時應(yīng)加大數(shù)字普惠金融的制度建設(shè)以持續(xù)改善金融環(huán)境，通過強化數(shù)字技術(shù)與金融的融合，發(fā)揮數(shù)字普惠金融的外部監(jiān)督作用，與企業(yè)內(nèi)部治理形成合力，最終提升金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力；此外，還應(yīng)對處于壟斷競爭市場的企業(yè)加強金融監(jiān)管。