獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)融資約束【摘要】文章研究了獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)融資約束的影響。研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以緩解企業(yè)融資約束。進(jìn)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(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、位置異質(zhì)性對(duì)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(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、位置異質(zhì)性對(duì)融資約束的緩解作用更顯著。獨(dú)立董事從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中獲取的資源可以幫助企業(yè)緩解信息不對(duì)稱，更好地監(jiān)督公司經(jīng)營(yíng)，研究結(jié)論對(duì)公司獨(dú)立董事的選聘有一定的參考價(jià)值。【關(guān)鍵詞】獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)；位置異質(zhì)性；融資約束；公司治理【中圖分類號(hào)】F270"【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A"【文章編號(hào)】1004-5937（2025）14-0088-08受信息不對(duì)稱、交易稅費(fèi)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(chǎng)上很難籌集到足夠資金將投資擴(kuò)大到完全競(jìng)爭(zhēng)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(lái)源的同時(shí)，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(huì)使其放棄寶貴的投資機(jī)會(huì)。Fazzari等[3]指出當(dāng)公司受到融資約束限制時(shí)，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(jī)會(huì)。融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)，對(duì)內(nèi)部資金的依賴性越強(qiáng)，越熱衷于通過(guò)各種方式增加企業(yè)的流動(dòng)資產(chǎn)，降低企業(yè)現(xiàn)金流出[4]。近年來(lái)，金融部門出臺(tái)了一系列措施，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)加大對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)特別是對(duì)小微企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的資金支持力度，緩解企業(yè)融資困難。但是對(duì)企業(yè)來(lái)講，外部融資問(wèn)題仍然是影響企業(yè)發(fā)展的重要因素[5]。2023年4月國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布的《關(guān)于上市公司獨(dú)立董事制度改革的意見(jiàn)》進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)建立獨(dú)立董事聲譽(yù)激勵(lì)約束機(jī)制，提升獨(dú)立董事履職能力的重要性。獨(dú)立董事能否有效地發(fā)揮監(jiān)督作用，既是考察獨(dú)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(zhǎng)期關(guān)注的重要話題[6]。同時(shí)，獨(dú)立董事這一職位為個(gè)人提供了高層次的社會(huì)交往平臺(tái)，給獨(dú)立董事帶來(lái)的信息交流機(jī)會(huì)是其他渠道難以企及的[7]。通過(guò)對(duì)獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的相關(guān)研究進(jìn)行梳理，本文發(fā)現(xiàn)在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，處于中心位置的獨(dú)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?huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)？基于此，本文對(duì)獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度如何影響企業(yè)融資約束展開(kāi)研究。本文的主要貢獻(xiàn)在于：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從上市地點(diǎn)[2]、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性[5]、會(huì)計(jì)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(dú)立董事社會(huì)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(yàn)證據(jù)，并從股權(quán)集中度、信息透明度等角度進(jìn)一步分析了獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響企業(yè)融資約束的機(jī)理。第二，拓展了董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的經(jīng)濟(jì)后果研究，已有研究主要關(guān)注社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)盈余管理、IPO業(yè)績(jī)、財(cái)務(wù)信息質(zhì)量、民營(yíng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長(zhǎng)的影響[9-12]，少有文獻(xiàn)關(guān)注董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)融資約束的影響。第三，本文首次將獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性的衡量指標(biāo)用于分析我國(guó)獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響，豐富了我國(guó)獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)指標(biāo)的計(jì)量體系。二、理論分析與研究假設(shè)融資約束是指企業(yè)無(wú)法獲取外源融資或外源融資成本過(guò)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(jī)會(huì)[13-14]。獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)融資約束的影響可能來(lái)源于監(jiān)督作用和信息資源作用兩個(gè)方面。一方面，占據(jù)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)關(guān)鍵位置的獨(dú)立董事有更強(qiáng)的監(jiān)督作用。獨(dú)立董事通常有較高的社會(huì)地位和聲譽(yù)，在自己主業(yè)的工作領(lǐng)域成績(jī)突出，擔(dān)任公司獨(dú)立董事對(duì)其而言屬于兼職行為，大多數(shù)獨(dú)立董事以自然人身份擔(dān)任獨(dú)立董事，在一定程度上是出于發(fā)揮對(duì)上市公司的監(jiān)督與咨詢作用的社會(huì)責(zé)任動(dòng)機(jī)。獨(dú)立董事在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中所處的位置可以被作為個(gè)人社會(huì)信用的證明，反映了獨(dú)立董事通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與社會(huì)關(guān)系獲取社會(huì)資源的能力[9，15]。獨(dú)立董事社會(huì)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(yù)越高，獲得的社會(huì)聲望也越大。獨(dú)立董事所具有的社會(huì)聲望越高，在社會(huì)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(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中更高聲譽(yù)的激勵(lì)。鑲嵌于獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的聲譽(yù)資源具有很強(qiáng)的符號(hào)效應(yīng)，即使不能被獨(dú)立董事使用，也能讓別人知道獨(dú)立董事?lián)碛械纳鐣?huì)資本[15-16]。因此，在獨(dú)立董事社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，占據(jù)重要位置的獨(dú)立董事通常具備良好的聲譽(yù)與較強(qiáng)的獨(dú)立性，擁有更豐富的社會(huì)資源。在聲譽(yù)激勵(lì)與獨(dú)立性雙重效應(yīng)疊加下，獨(dú)立董事往往更加勤勉盡責(zé)，進(jìn)而在抑制企業(yè)內(nèi)部相關(guān)利益主體機(jī)會(huì)主義行為方面發(fā)揮更為積極的作用。因此，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事在聲譽(yù)激勵(lì)與獨(dú)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(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)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≧esourcedependencetheory）強(qiáng)調(diào)了將公司與外部資源聯(lián)系起來(lái)的重要性。公司的發(fā)展依賴于外部經(jīng)營(yíng)環(huán)境，對(duì)外部環(huán)境的依賴性也會(huì)給公司帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，從而影響公司績(jī)效。資本市場(chǎng)中，資源限制、資金雙方的信息不對(duì)稱會(huì)加劇企業(yè)融資約束，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事可以通過(guò)從網(wǎng)絡(luò)中獲取信息和社會(huì)資源，從而幫助企業(yè)緩解融資約束。公司可以從多個(gè)相互關(guān)聯(lián)的董事會(huì)產(chǎn)生的多重聯(lián)系中獲益[18-19]。獨(dú)立董事的連通性促進(jìn)了企業(yè)與外部各方之間的信息交流，減少了信息不對(duì)稱，增強(qiáng)了獨(dú)立董事的咨詢能力。尤其是在不完備的市場(chǎng)中，信息不對(duì)稱較為嚴(yán)重的情況下，處于某些戰(zhàn)略位置的個(gè)體可以通過(guò)社會(huì)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(dú)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(dú)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(duì)稱給企業(yè)帶來(lái)的融資約束。綜上，獨(dú)立董事從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中攫取的社會(huì)資本可以緩解造成企業(yè)融資約束的經(jīng)營(yíng)效率不高、信息不對(duì)稱兩大問(wèn)題，處于不同網(wǎng)絡(luò)位置的董事獲取社會(huì)資本的能力差異導(dǎo)致獨(dú)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(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度越高，企業(yè)融資約束越低。在董事會(huì)內(nèi)部，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以更好地促進(jìn)獨(dú)立董事之間的信息交換，幫助獨(dú)立董事個(gè)人獲得新的信息，從而帶來(lái)不同的觀點(diǎn)和決策方法[20-21]。公司內(nèi)獨(dú)立董事所處的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以激發(fā)董事會(huì)的決策活力，從而影響?yīng)毩⒍聜€(gè)人基于自由裁量權(quán)所作出的決策。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中處于截然不同位置上的獨(dú)立董事在決策過(guò)程中，可能會(huì)受到與自身觀點(diǎn)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(diǎn)主導(dǎo)集體決策的結(jié)果[22]。公司融資活動(dòng)相關(guān)的決策是由擁有不同社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的獨(dú)立董事推動(dòng)的，隨著獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性的提高，獨(dú)立董事與不同個(gè)體的互動(dòng)交流使得他們能夠接觸到不同的思想、價(jià)值觀和信息?？傮w而言，獨(dú)立董事通過(guò)異質(zhì)網(wǎng)絡(luò)獲取的信息能夠?yàn)槠髽I(yè)的融資決策帶來(lái)信息價(jià)值[20]，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以影響董事會(huì)決策的效率與結(jié)果[23]。因此，本文認(rèn)為獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置的異質(zhì)性可以通過(guò)對(duì)不同類型的信息與知識(shí)的獲取來(lái)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(dú)立董事社會(huì)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(jì)（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源本文選取2009—2021年我國(guó)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32666個(gè)觀測(cè)值。為了避免極值對(duì)結(jié)果的影響，本文對(duì)所有的連續(xù)型變量進(jìn)行了上下各1%的縮尾處理，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)，使用社交網(wǎng)絡(luò)分析軟件Pajek來(lái)計(jì)算獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)，并使用Stata15.1進(jìn)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(xiàn)對(duì)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(jì)算FC指數(shù)、KZ指數(shù)、SA指數(shù)、WW指數(shù)等來(lái)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(yàn)中使用Logit模型擬合計(jì)算出企業(yè)的融資約束FC指數(shù)、WW指數(shù)來(lái)度量融資約束。（1）用Logit模型擬合計(jì)算出企業(yè)的融資約束FC指數(shù)本文參考已有文獻(xiàn)[8，26-27]，用上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸擬合計(jì)算融資約束FC指數(shù)。采用以下方法對(duì)研究樣本進(jìn)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(gè)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(cè)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(gè)指標(biāo)的賦值交乘，計(jì)算出總的Degree。如果一個(gè)公司的Degree等于9，則說(shuō)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(jí)，該組被界定為低融資約束組（LFC=0）；如果一個(gè)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(jìn)行Logit回歸，利用回歸結(jié)果擬合得到的每一個(gè)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(cái)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(duì)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(chǎng)價(jià)值與賬面價(jià)值的比值，NWC/TA是企業(yè)凈營(yíng)運(yùn)資金與資產(chǎn)總額的比值，EBIT/TA是息稅前利潤(rùn)與資產(chǎn)總額的比值。（2）WW指數(shù)的計(jì)算參考已有文獻(xiàn)[28]，按照以下公式計(jì)算企業(yè)融資約束的WW指數(shù)：其中，Opercash/1Totass指經(jīng)營(yíng)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(dòng)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(duì)數(shù)，ISG是行業(yè)銷售增長(zhǎng)率，SG是企業(yè)銷售增長(zhǎng)率。2.獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度（Score）的度量參考現(xiàn)有文獻(xiàn)[16，29]的做法，采用程度中心度（DegreeCentrality）、接近中心度（ClosenessCentrality）衡量獨(dú)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(jì)算的獨(dú)立董事程度中心度作為獨(dú)立董事社會(huì)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(dú)立董事程度中心度的標(biāo)準(zhǔn)差作為獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性的代理變量。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，采用標(biāo)準(zhǔn)化的以最大值計(jì)算的獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)接近中心度作為獨(dú)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(yíng)現(xiàn)金流（CF）、公司規(guī)模（Size）、托賓Q（QA）、資本性支出（Expend）、營(yíng)運(yùn)資本變動(dòng)額（ΔNWC）、流動(dòng)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(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)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(bào)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(huì)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-cashflowsensitivity）的融資約束識(shí)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(huì)提取較多現(xiàn)金，維持較高的現(xiàn)金持有量，以便用于未來(lái)的投資，這時(shí)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(qiáng)，企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性越高[30]。參考已有文獻(xiàn)[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(shuō)明企業(yè)融資約束越大。為了檢驗(yàn)本文的假設(shè)，在模型（4）的基礎(chǔ)上加入了獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)Score及其與CF的交互項(xiàng)，同時(shí)采用超前—滯后的形式緩解內(nèi)生性問(wèn)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(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度、網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性，交乘項(xiàng)CFi，t+1×Scorei，t的系數(shù)β3反映了董事網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)融資約束的影響，根據(jù)假設(shè)1，預(yù)計(jì)該系數(shù)顯著為負(fù)。四、實(shí)證結(jié)果與分析（一）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析表2對(duì)變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。本文的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與其他以我國(guó)上市公司作為樣本的統(tǒng)計(jì)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(shuō)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(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）的最小值為-0.619，最大值為3.235，方差為0.482，說(shuō)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(shuō)明超過(guò)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(shuō)明絕大多數(shù)上市公司能獲利。本文進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)，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(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表3。表3列（1）是將數(shù)據(jù)代入模型（4）進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果，列（2）是將數(shù)據(jù)代入模型（5）進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果，列（1）、列（2）顯示，無(wú)論是否考慮獨(dú)立董事社會(huì)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(shuō)明企業(yè)基本上受融資約束的影響。獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的交乘項(xiàng)（CF×Score1）的系數(shù)為負(fù)值，且在1%的置信水平上顯著，說(shuō)明與獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度高的企業(yè)相比，那些獨(dú)立董事社會(huì)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(yíng)業(yè)現(xiàn)金流中提取用作預(yù)防性儲(chǔ)蓄的金額較大，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性更高。也就是說(shuō)，獨(dú)立董事社會(huì)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(bào)告了將數(shù)據(jù)代入現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型對(duì)假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果。可以看出，企業(yè)的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性顯著為正，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置異質(zhì)性與企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的交乘項(xiàng)（CF×Score2）的系數(shù)為負(fù)，且在1%的置信水平上顯著，說(shuō)明獨(dú)立董事社會(huì)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(yàn)為了檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：首先，為了緩解被解釋變量衡量偏誤帶來(lái)的問(wèn)題，本文分別以前文中用Logit模型擬合計(jì)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[8，32]。其次，為了緩解解釋變量衡量偏誤帶來(lái)的問(wèn)題，采用標(biāo)準(zhǔn)化的以最大值計(jì)算的獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)接近中心度（Score3）作為獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度的代理變量進(jìn)行檢驗(yàn)。再次，2013年10月19日中央組織部下發(fā)了《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范黨政領(lǐng)導(dǎo)干部在企業(yè)兼職（任職）問(wèn)題的意見(jiàn)》（簡(jiǎn)稱“18號(hào)文”）②，要求不符合規(guī)定的獨(dú)立董事須在3個(gè)月內(nèi)辭職，本文檢驗(yàn)了這一特殊事項(xiàng)是否對(duì)結(jié)論造成影響，刪除了當(dāng)年發(fā)生獨(dú)立董事因“18號(hào)文”辭職的觀測(cè)值進(jìn)行檢驗(yàn)。最后，CEO如果在其他公司兼職，可能給上市公司帶來(lái)融資上的便利，為了避免CEO的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)背景對(duì)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(jìn)行檢驗(yàn)。以上檢驗(yàn)結(jié)果均表明本文的主要研究結(jié)論沒(méi)有變化③。六、影響機(jī)制檢驗(yàn)（一）獨(dú)立董事監(jiān)督作用機(jī)制檢驗(yàn)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(jī)制，隨著股權(quán)集中度提高，大股東對(duì)公司經(jīng)營(yíng)的干預(yù)能力呈遞增趨勢(shì)[33]。在股權(quán)集中度高的公司中，相對(duì)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(jì)利益的驅(qū)動(dòng)，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(dú)立董事對(duì)大股東的監(jiān)督作用尤為重要。為了檢驗(yàn)獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)融資約束的緩解效應(yīng)是否得益于獨(dú)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(jìn)行分析。表4報(bào)告的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在股權(quán)集中度低組中，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的交乘項(xiàng)的系數(shù)不顯著，在股權(quán)集中度高組中，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的交乘項(xiàng)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(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)融資約束的緩解作用更為顯著，這表明獨(dú)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(hù)了中小股東利益。（二）獨(dú)立董事信息資源機(jī)制檢驗(yàn)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(jìn)一步檢驗(yàn)獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)是否得益于獨(dú)立董事的信息中介作用，本文將分析師相對(duì)預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度作為公司信息透明度的代理變量。分析師的相對(duì)預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度越高，公司信息透明度越高。用某分析師某次對(duì)某股票預(yù)測(cè)誤差的絕對(duì)值減去其他所有分析師誤差絕對(duì)值的平均值，兩者之差除以其他所有分析師誤差絕對(duì)值的平均數(shù)，然后再乘以負(fù)1，計(jì)算得出分析師相對(duì)預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度。受數(shù)據(jù)獲取限制，觀測(cè)值的數(shù)量降為17654。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(jìn)行檢驗(yàn)。表5報(bào)告的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在信息透明度低組中，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的交乘項(xiàng)（CF×Score1、CF×Score2）的系數(shù)顯著為負(fù)；在信息透明度高組中，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流交乘項(xiàng)的系數(shù)不顯著。因此，在信息透明度較低的公司中，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)融資約束的緩解作用更顯著，這表明獨(dú)立董事通過(guò)信息的傳遞緩解了融資約束。本文綜合選取主流文獻(xiàn)對(duì)融資約束的兩種主要度量方式，研究了獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)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(chǎng)上很難籌集到足夠的資金而受到融資約束的情況，二是計(jì)算了FC指數(shù)、WW指數(shù)等來(lái)度量融資約束。研究結(jié)果表明，獨(dú)立董事社會(huì)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(duì)于股權(quán)集中度低的公司，在股權(quán)集中度高的公司中，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)融資約束的緩解作用更顯著。相對(duì)信息透明度高的公司，在信息透明度低的公司中，獨(dú)立董事社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)融資約束的緩解作用更顯著。因此，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中心度較高的獨(dú)立董事可以幫助企業(yè)緩解信息不對(duì)稱，更好地發(fā)揮監(jiān)督作用，從而緩解企業(yè)融資約束?！緟⒖嘉墨I(xiàn)】［1］MYERSSC，MAJLUFMS.Corporatefinancingandinvestmentdecisionswhenfirmshaveinformationthatinvestorsdonothave［J］.JournalofFinancialEconomics，1984（13）：187-221.［2］潘越，戴亦一.雙重上市與融資約束：來(lái)自中國(guó)“A+H”雙重上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2008（5）：139-149.［3］FAZZARISM，HUBBARDG，PETERSENBC，etal.Financingconstraintsandcorporateinvestment［J］.BrookingsPapersonEconomicActivity，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(yíng)控制、政治關(guān)系與企業(yè)融資約束：基于中國(guó)民營(yíng)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.金融研究，2008（12）：164-178.［6］魯喬杉，李秉祥，張濤，等.獨(dú)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(huì)計(jì)研究，2022（9）：39-51.［7］唐清泉，羅黨論，王莉.上市公司獨(dú)立董事辭職行為研究：基于前景理論的分析［J］.南開(kāi)管理評(píng)論，2006（1）：74-83.［8］張金鑫，王逸.會(huì)計(jì)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(huì)計(jì)研究，2013（9）：44-50，96.［9］陳運(yùn)森.獨(dú)立董事網(wǎng)絡(luò)中心度與公司信息披露質(zhì)量［J］.審計(jì)研究，2012（5）：94-102.［10］C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