李香花 姚 玲 李世輝
(中南大學(xué)商學(xué)院,湖南 長沙 410083)
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。
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。
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。
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。
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。
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。
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。
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
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)。
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)
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
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
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
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
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。