独立董事网络位置与实体企业影子银行化
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李香花 姚 玲 李世辉
（中南大学商学院，湖南 长沙 410083）
2008年国际金融危机全面爆发以来，我国影子银行规模迅速膨胀，2016年底广义影子银行规模超过90 万亿元，狭义影子银行规模也高达51 万亿元（中国银保监会，2020）。影子银行的快速增长使得金融风险不断积聚，严重威胁国家金融安全，受到政府部门的重点关注。2016年底，中央经济工作会议提出，要把防控金融风险放到更加重要的位置；
2017年，党的十九大报告提出，要深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力，健全金融监管体系，守住不发生系统性金融风险的底线；
国家“十四五”规划更是明确指出，要防范化解影子银行风险。近年来，经过专项治理，我国影子银行野蛮发展势头得到遏制，但存量规模仍然较大，2019年末影子银行规模占GDP 的比重为86%（中国银保监会，2020），威胁金融安全与经济稳定的系统性风险隐患仍然存在。尤其值得关注的是，在逐利动机的驱使下，部分实体企业开始利用多元资金来源，从事实质性借贷活动，成为影子信贷市场的重要参与主体（刘珺等，2014；
韩珣等，2017）。实体企业的影子银行化不仅对实体投资产生“挤出”效应，加剧了经济“脱实向虚”，还加剧了实体部门与金融市场的风险联动性（李建军和韩珣，2019），放大了金融市场风险，弱化了金融服务实体经济的能力。
实体企业的影子银行化现象表明企业通过开展影子银行业务推动金融资源在企业网络中进行再次配置，反映了企业在关系网络中的投资决策行为。基于社会网络理论，社会关系网络不仅能为企业提供信息和资源，也会驱动或限制企业的决策行为（Borgatti 和Halgin，2016）。对于处在关系型社会的中国企业而言，社会关系网络在公司治理和资源配置中至关重要，影响着企业的生存与发展（Allen 等，2005）。而在企业嵌入的各种关系网络中，因董事兼任形成的关系网络具有普遍性和重要性。陈运森和郑登津（2017）发现，2003—2012年中国上市公司董事兼任平均比例达83%，表明中国上市公司董事间存在着联系紧密且规模巨大的关系网络。与内部董事相比，独立董事网络更具外生性，因此，独立董事网络的公司治理、资源配置效应受到了学界的关注。那么，反映企业投资决策和资金配置的实体企业影子银行活动是否受到独立董事网络的影响？一方面，企业嵌入独立董事网络具有资源和信息的双重优势，独立董事网络中心度越高，企业越具有融资优势（王营和曹廷求，2014；
尹筑嘉等，2018）和信息控制优势（陈运森和谢德仁，2011），有利于其获取资金以及其他企业的融资需求信息，为其充当信用中介创造了条件，这是否意味着实体企业独立董事网络中心度的提高会促进其影子银行化？但另一方面，也有许多研究表明，独立董事网络具有治理效应，通过声誉效应对处于网络中心位置的独立董事产生激励，增强了其监督管理层的动机，通过学习效应帮助独立董事获取公司治理相关的信息和知识，增强了其监督管理层的能力，从而发挥独立董事对代理问题（陈运森，2012）以及企业违规（万良勇等，2014）、盈余管理（傅代国和夏常源，2014）等行为的治理作用。那么，独立董事网络又是否对实体企业的影子银行化行为具有治理效应，能否抑制实体企业的“脱实向虚”倾向？对以上问题的探讨，可以从理论上丰富实体企业影子银行化影响因素的研究，在实践上有利于实体企业影子银行化的治理。
因此，本文利用2007—2019年沪深A 股上市实体企业数据，实证检验独立董事网络中心度对实体企业影子银行化的影响以及外部环境对二者关系的影响，并进一步分析其内在机制及企业异质性表现，最后根据研究结论提出治理实体企业影子银行化的政策建议。本文的贡献在于：第一，运用社会网络方法，从企业关系网络视角研究独立董事网络位置特征对实体企业影子银行化的影响，拓宽了实体企业影子银行化行为微观影响因素的研究视角。第二，从实体企业影子银行化的角度探讨独立董事网络的作用，丰富了独立董事网络经济后果的研究。第三，在研究独立董事网络中心度与实体企业影子银行化关系的基础上分析数字普惠金融发展与产品市场竞争的影响，以及二者关系背后的作用机制与企业异质性特征，对防范化解实体企业影子银行化的风险、缓解实体企业“脱实向虚”倾向具有启示作用。
（一）实体企业影子银行化
在信贷歧视背景下，许多实体企业开始充当金融中介，为其他企业提供融资，发展成为中国影子银行体系的一部分（王永钦等，2015）。因此，学者们开始从微观视角探讨实体企业影子银行化的经济后果及影响因素。在经济后果方面，实体企业影子银行化为企业带来诸多弊端，如增加经营风险（李建军和韩珣，2019）和股价崩盘风险（司登奎等，2021），降低企业价值（程小可等，2016）和盈余可持续性（黄贤环和王翠，2021）。在影响因素方面，资本逐利是实体企业影子银行化的重要诱因（刘珺等，2014），货币超量发行、经济政策变动（高洁超等，2020）等宏观经济因素也会影响实体企业影子银行化。此外，融资结构、供应链关系等微观企业特征也会对实体企业影子银行化产生影响。韩珣等（2017）发现外源融资对实体企业影子银行化规模的促进作用更强；
颜恩点和谢佳佳（2021）从供应链关系网络与信息视角展开研究，发现企业的供应商或客户越多，掌握的上下游企业信息越多，影子银行规模越大。
梳理文献发现，挖掘影响实体企业影子银行化的微观企业特征对治理实体企业影子银行化具有重要意义，且企业网络特征会影响其影子银行化行为，但未有研究探讨独立董事网络对实体企业影子银行化的影响。
（二）独立董事网络
独立董事制度作为重要的公司治理制度，赋予了独立董事监督治理的职责，独立董事能否发挥监督治理作用受到学界关注。随着公司治理变革的推进，不同公司独立董事的个体属性特征逐步趋同，考虑到独立董事的决策受个人特征影响的同时也受其所处社会网络的影响，学者们开始关注独立董事的社会网络特征对公司治理的影响。国外学者Shaw等（2016）发现独立董事网络提高了公司绩效，Wincent 等（2009）发现连锁董事促进了企业创新，Amin 等（2020）发现董事关联促进了企业履行社会责任。而国内学者普遍借鉴Freeman（1979）的网络中心性分析方法，对独立董事网络位置特征的经济后果进行探索。在公司治理方面，独立董事网络中心度的提高对提升企业信息披露质量（陈运森，2012）、降低代理成本（陈运森，2012）、盈余管理水平（傅代国和夏常源，2014）和股价崩盘风险（司登奎等，2021）以及抑制企业违规（万良勇等，2014）具有积极作用。在融资方面，基于资源效应和信息效应，董事网络位置优势可以缓解企业的融资约束（王营和曹廷求， 2017；
陆贤伟等，2013）。在投资方面，陈运森和谢德仁（2011）指出，独立董事网络中心位置缓解了投资不足，抑制了过度投资，提高了企业投资效率；
但赵昕等（2018）认为，独立董事网络中心度的提高促进了企业过度投资。
梳理已有文献发现，独立董事网络对企业治理和投融资行为产生影响。然而，尚未有研究从实体企业影子银行投资视角探讨独立董事网络的经济后果。因此，本文在现有研究的基础上，探索独立董事网络中心度与实体企业影子银行化之间的关系，丰富了独立董事网络对企业金融投资行为影响的研究。
（一）独立董事网络中心度与实体企业影子银行化
金融市场的信贷约束和信贷歧视使企业分化为融资优势企业和融资劣势企业两类。融资劣势企业的信贷需求无法从正规金融渠道得到满足，只能求助于影子信贷市场这一地下融资渠道。在融资劣势企业巨大信贷需求和金融投资高额利润的驱动下，具有融资优势的实体企业利用自身拥有的金融机构难以获得的信息优势，将资金用于信贷发放以获得高额收益（颜恩点和谢佳佳，2021）。所以，实体企业的融资优势和信息优势为其充当信用中介，开展影子银行业务创造了条件。而实体企业嵌入独立董事网络使其资源和信息的双重优势得以强化。其一，独立董事网络资源优势的一个重要体现就是能为企业带来信贷资源，拓宽企业的融资渠道，降低融资成本，提升企业外部融资能力。王营和曹廷求（2014）发现企业在整个董事网络中的中心度越高，能获取的债务融资越多。陆贤伟等（2013）、Chuluun 等（2014）、王营和曹廷求（2014）均发现，越是处于董事网络中心位置的企业债务融资成本越低。而韩珣等（2017）的研究发现企业的外源融资与影子银行业务规模显著正相关。其二，独立董事网络增强了企业参与影子银行业务所需的信息优势。Schoorman等（1981）发现独立董事在不同企业兼任所形成的网络促进了企业之间的沟通，有利于缓解信息不对称。企业独立董事网络中心度越高，与其他企业的联系越丰富，越有利于其更快地以低成本获取有价值的信息（陈运森和谢德仁，2011；
万良勇和胡璟，2014）。所以，企业通过独立董事网络形成的丰富商业联系增加了其与影子银行融资需求方接触的机会，在银行等金融机构与融资需求企业信息不对称时，同样具有融资优势的实体企业就可以利用信息优势充当金融机构和融资需求企业的信用中介，将资金借给难以从银行等金融机构获取融资的企业，从而扩大了影子银行的规模。因此，实体企业的独立董事网络中心度越高，外部融资能力越强，掌握的公司信息也越多，其利用融资和信息优势进行再放贷的可能性就越大。
但实体企业利用融资优势和信息优势进行再放贷，为自身创造短期丰厚收益的同时，也带来了潜在风险。一方面，实体企业基于投机套利动机将发展实业的资金投资于影子银行业务，会对主业投资产生“挤出”效应（Li 和Han，2016），还会导致其因借款方违约而陷入流动性危机的可能性提高，从而加剧经营风险（李建军和韩珣，2019）。另一方面，实体企业参与影子银行业务增强了管理者操纵信息的动机，公司管理层出于自利动机，对影子银行业务相关信息进行策略性披露，对负面信息进行隐藏，进而引发股价崩盘风险（司登奎等，2021）。所以，实体企业影子银行化一定程度上反映了管理层的短视行为。根据委托代理理论，第一类代理问题的存在除了会导致管理层过高的职务消费外，还会导致管理层的不敬业，使得企业资产没有被充分利用，或是做出错误决策，造成经营损失（Ang 等，2000），具体表现为管理层直接将资本投至金融市场以获得短期高额收益，忽视主业经营，损害企业长期价值。实体企业主要出于“利润追逐”而非“预防性”动机开展影子银行业务（李建军和韩珣，2019），代理问题的存在又助推了其影子银行化的短视行为。而已有研究表明，独立董事网络有助于发挥独立董事的治理效应，缓解企业代理问题，且独立董事网络中心度越高，治理效应越显著。一方面，独立董事网络增强了独立董事的监督治理动机。其一，声誉激励是独立董事发挥治理作用的最大动机（Fama 和Jensen，1983），网络中心度高的独立董事在董事网络积累了大量的声誉资本，声誉激励更大，其监督失败所带来的声誉损毁成本也更大，所以网络中心度高的独立董事更有动机监督管理层的机会主义行为。影子银行业务具有高风险性，出于降低潜在风险以维护声誉的动机，独立董事将更积极地监督管理层的影子银行投机行为。其二，网络中心度高的独立董事更有可能获得潜在的董事席位，履职的独立性更强，能更好地缓解代理问题（陈运森，2012）。总之，网络中心度高的独立董事监督管理层机会主义行为的动机更强，更能起到抑制实体企业影子银行化的作用。另一方面，独立董事网络提高了独立董事的监督治理能力。管理层从事高风险、产品层层嵌套的影子银行活动，有动机操纵隐藏相关业务信息，加大了影子银行业务的监管难度。独立董事通常只是某一领域的专家，知识储备具有局限性，难以发现一些隐性代理问题。而学习效应使得信息和知识在董事网络中传播（Kang 和Tan，2008），处于网络中心位置的独立董事可以通过董事网络获取更多处理隐性代理问题的信息和知识，从而可以更大程度地抑制管理层的机会主义行为。所以，独立董事网络中心度的提高也可能增强独立董事的监督治理动机和能力，从而抑制实体企业影子银行化。
基于以上分析，提出以下假设：
H1a：基于信息资源效应，独立董事网络中心度的提高会促进实体企业影子银行化。
H1b：基于监督治理效应，独立董事网络中心度的提高会抑制实体企业影子银行化。
（二）数字普惠金融发展的影响
中小微企业等融资劣势企业的巨大资金需求难以通过正规金融渠道得到满足是实体企业影子银行化的重要诱因，而数字普惠金融通过数字技术与普惠金融的融合，可以缓解信贷歧视导致的资金错配问题。数字技术的应用有利于金融机构全面了解中小微企业的资源禀赋及信用情况，缓解金融机构与中小微企业的信息不对称问题，推动金融机构直接将资金分配给中小微企业，在增加中小微企业融资可得性的同时降低其融资成本（钟凯等，2022）。所以，数字普惠金融的发展不仅有效降低了融资劣势企业对影子银行融资的需求，还加剧了融资优势企业在影子信贷市场中的竞争，从而可以降低实体企业的影子银行套利动机，进一步减少实体企业的影子银行资金供给。因此，数字普惠金融的发展可能削弱独立董事网络中心度与实体企业影子银行化的正向关系。
此外，数字普惠金融的发展还可对企业形成监督治理效应。前沿数字技术的运用提升了金融机构获取企业信息的能力，可以有效降低企业的信息不透明度，缓解金融机构与企业的信息不对称，减少企业的逆向选择和道德风险问题（Demertzis 等，2018），使金融机构能更好地对企业贷款资金的使用实施监督，以抑制企业管理层利用影子银行业务进行套利的机会主义行为。随着数字普惠金融发展对企业信息环境的改善，债权人的治理作用得以更好发挥，企业的违规成本也会随之增加（李小玲等，2020），从而倒逼企业完善治理。数字普惠金融的发展强化了企业外部监督，使得企业的信息环境更加透明，独立董事监督治理失职的成本随之增加，且越是处于网络中心位置的独立董事声誉损失成本越大，所以，数字普惠金融的发展可能强化独立董事的监督治理动机。总之，数字普惠金融的发展不仅可以抑制实体企业影子银行业务规模的发展，还可能增强独立董事的监管动机。因此，数字普惠金融的发展可能加强独立董事网络中心度与实体企业影子银行化的负向关系。
基于以上分析，提出以下假设：
H2a：若独立董事网络中心度的提高促进实体企业影子银行化，数字普惠金融的发展会削弱二者的正向关系。
H2b：若独立董事网络中心度的提高抑制实体企业影子银行化，数字普惠金融的发展会加强二者的负向关系。
（三）产品市场竞争的影响
实体企业的影子银行化是其金融资产配置决策的体现，而企业对金融资产的配置还受到外部竞争环境的影响（王红建等，2016）。余怒涛等（2021）的研究表明当企业所处行业竞争激烈时，企业更多地将重心放在主业经营上，不会过多分心投资金融资产进行套利。同时，产品市场竞争的加剧使得企业的盈利难度增加，导致企业缺乏多余资金用于金融资产投资（孙洁和殷方圆，2020）。而当企业所处行业竞争程度较低时，企业在市场中的垄断优势更强，有更充足的资金配置金融资产（钟凯等，2022）。所以，当企业所处行业竞争程度较低时，企业开展影子银行业务的可能性相对较大，此时，不论独立董事网络中心度的提高是促进还是抑制实体企业影子银行化，二者之间的相关关系都会比行业竞争程度高时更强。基于此，提出以下假设：
H3：独立董事网络中心度与实体企业影子银行化的关系在产品市场竞争程度较低的企业中更强。
（一）样本选择与数据来源
2007年以来，美国次贷危机引发全球金融危机，造成大规模信贷紧缩，中国影子银行迅速膨胀（裘翔和周强龙，2014），实体上市公司也开始参与再放贷业务（王永钦等，2015），因此，本文以2007—2019年沪深A 股实体上市公司为样本，剔除金融行业上市公司、ST 和*ST 公司、已退市公司、当年新上市公司、关键数据缺失的公司、资产负债率大于95%的公司，并对连续变量进行上下1%分位的缩尾处理，最终得到19069 个公司年度样本观测值。其中影子银行数据、董事兼任数据及控制变量数据来自国泰安数据库，利用社会网络分析软件Pajek计算获得独立董事网络中心度指标值。
（二）变量定义
1.实体企业影子银行化规模（Shbank）。韩珣和李建军（2020）提出，实体企业参与影子银行活动的模式主要有“实质性信用中介”和“影子信贷链条”。“实质性信用中介”模式下的影子银行活动包括委托贷款、委托理财和民间借贷。其中，委托贷款按期限计入“其他流动资产”“其他非流动资产”“一年内到期的非流动资产”，故可加总三类科目作为委托贷款的代理变量；
委托理财数据从国泰安对外投资数据库获得；
借鉴Jiang 等（2010）的研究，用“其他应收款”科目作为民间借贷的代理变量。“影子信贷链条”模式下的影子银行活动主要指实体企业是通过购买影子信贷产品进入主流金融机构的信用链条，相关数据计入“其他流动资产”中。综合两种模式下的影子银行活动，加总“其他流动资产”“其他非流动资产”“一年内到期的非流动资产”“委托理财”“其他应收款”五个项目作为实体企业影子银行化规模的代理变量，并除以资产总额以剔除企业规模的影响。
2.实体企业独立董事网络中心度（Network）。本文用实体企业的独立董事网络中心度衡量独立董事网络位置特征。参考已有研究，选取三个常用指标：程度中心度、中介中心度和接近中心度（Freeman，1979；
李敏娜和王铁男，2014）。程度中心度表示董事间的直接联系数量，反映董事在网络中的活跃程度；
中介中心度表示某董事位于其他董事联结捷径上的次数，反映董事对网络联结关系的控制程度；
接近中心度是某董事与其他董事最短联结距离之和的倒数，反映董事在网络中交流的有效性。
程度中心度计算公式如式（1）所示：
与代表不同董事；
X表示董事间的直接联系，若董事与在同一公司董事会任职取1，否则取0；
表示当年董事网络中的总人数，用-1 消除年度间董事网络的规模差异。
中介中心度计算公式如式（2）所示：
接近中心度的计算公式如式（3）所示：
每个指标反映了独立董事网络位置的不同特征，因此，综合考虑三个指标，计算公司层面的独立董事网络中心度综合指标。第一步，用Pajek 软件计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，以公司为单位，选取独立董事数据，分别计算三个指标的中位数与平均数；
第三步，以公司为单位，计算第二步中三个独立董事网络中心度指标的均值，作为每个公司独立董事网络中心度的综合指标。考虑到直接平均指标存在量纲差异问题，所以先对第二步中的三个中心度指标分年度进行排序，分为十组，分别赋值0—9，再计算三个排序指标的均值，得到公司层面的独立董事网络中心度综合指标。用每个公司所有独立董事中心度指标中位数计算得到的综合指标进行主要分析，用每个公司所有独立董事中心度指标平均数计算所得的综合指标进行稳健性检验。
3.数字普惠金融发展程度（Difi）。借鉴郭峰等（2020）与钟凯等（2022）的研究，运用北京大学数字金融研究中心编制的《北京大学数字普惠金融指数》衡量数字普惠金融发展，数据期间为2011年至2019年。本文采用省级数字普惠金融发展指数，并对其取自然对数。
4.产品市场竞争程度（Competion）。参考林乐等（2013）的方法，用行业集中度反映产品市场竞争程度，并设置产品市场竞争虚拟变量Competion，赋值方法为：先分年度计算各行业营业收入的HHI 指数（某行业各上市公司t年营业收入占该行业内全部上市公司t年营业收入比例的平方和），然后将该指数值和同年所有行业HHI 指数中值做比较，若前者更大，表明产品市场竞争程度较低，Competion 赋值为0，反之则赋值为1。
5.其他控制变量。借鉴已有研究，控制企业规模（Size）、现金水平（Cfo）、企业成长性（Growth）、资产收益率（Roa）、资产负债率（Lev）、托宾q 值（Tobinq）、股权结构（Controlshare）、企业性质（Soe）、系统性风险（Beta）及经济增长率（Gdpg）对企业影子银行化的影响。考虑到金融投资与实体投资收益率的差距是企业影子银行化的动力之一，需控制金融投资与实体投资的相对收益和相对风险（李建军和韩珣，2019）。最后，控制时间影响（Year）、行业影响（Industry）以及不同省份之间存在的地域影响（Province）。表1 汇总了变量的名称、符号与计算方法。
表1：变量定义
（三）模型构建
首先，构建模型（1）检验假设H1a 和H1b，反映了独立董事网络中心度对实体企业影子银行化的影响。若的系数显著为正，则假设H1a 成立，意味着独立董事网络中心度的提高会促进实体企业影子银行化；
若的系数显著为负，则假设H1b 成立，那么，独立董事网络中心度的提高会抑制实体企业影子银行化。
其次，在模型（1）的基础上，构建模型（2）以检验数字普惠金融发展程度的调节作用（假设H2a和H2b）：
最后，利用Competion 将样本划分为两组，检验在产品市场竞争程度不同的情境下，独立董事网络中心度对实体企业影子银行化的影响是否存在差异（假设H3）。
（一）描述性统计与相关性分析
表2 列示了变量的描述性统计结果，可以看出样本企业影子银行化规模的均值为7.323%，标准差为11.240，表明不同实体企业影子银行化的程度具有明显差异。样本企业独立董事网络中心度的均值为4.467，标准差为2.854，表明不同企业的独立董事网络中心度有差别。
表2：变量描述性统计
表3 报告了主要变量的相关系数，各控制变量均与实体企业影子银行化显著相关，其中独立董事网络中心度与实体企业影子银行化在1%的水平上显著负相关，一定程度上表明独立董事网络中心度高的实体企业影子银行化程度更低，即独立董事网络中心度的提高对实体企业影子银行化具有抑制作用，初步佐证了假设H1b。
表3：变量相关系数
（二）多元回归分析
基于模型（1）对假设H1a 和H1b 的实证检验结果见表4 列（1）和列（2）。表4 第（1）列显示，在仅控制行业、年份及省份固定效应时，实体企业影子银行化对独立董事网络中心度的回归系数为-0.142，在1%的水平上显著；
表4第（2）列显示，加入其他控制变量后，独立董事网络中心度的回归系数为-0.078，同样在1%的水平上显著。回归结果表明，独立董事网络中心度的提高对实体企业的影子银行化具有抑制作用，假说H1b成立。所以，独立董事网络发挥了对实体企业影子银行化的监督治理效应，缓解了实体企业的“脱实向虚”倾向。
基于模型（2）对假设H2a 和H2b 的实证检验结果见表4 第（3）列，独立董事网络中心度与数字普惠金融发展的交乘项系数为-0.200，在1%的水平上显著，表明数字普惠金融的发展强化了独立董事网络中心度与实体企业影子银行化之间的负向关系，支持假设H2b，意味着外部金融环境的优化和企业内部治理的改善对实体企业影子银行化的治理能起到协同作用。
表4 第（4）列和第（5）列检验了产品市场竞争程度不同时独立董事网络中心度对实体企业影子银行化的影响差异。结果显示，在产品市场竞争程度较高组，独立董事网络中心度的回归系数为-0.007，但并不显著；
而在产品市场竞争程度较低组，独立董事网络中心度（Network）的回归系数为-0.140，且在1%的水平上显著。实证结果验证了假设H3，即独立董事网络中心度的提高对产品市场竞争程度较低的实体企业影子银行化的抑制作用更强。
表4：多元回归结果
（三）内生性控制与稳健性检验
1.内生性控制。为排除内生性问题的干扰，首先，本文采用滞后一期的独立董事网络中心度作为解释变量进行回归，结果见表5 第（1）列，解释变量的回归系数在10%的水平上显著为负，说明研究结论不受反向因果关系的干扰；
其次，为缓解遗漏变量带来的内生性问题，在回归中进一步增加独立董事人数（Idir）、管理层薪酬（Salary）以及董事长CEO 两职合一（Dual）三个公司治理层面的控制变量，回归结果见表5 第（2）列，主要解释变量系数符号与前文一致；
最后，借鉴Larcker 和Rusticus（2009）以及陈运森和谢德仁（2011）的方法，采用代理变量两阶段回归进行内生性检验，第一阶段用解释变量对可能影响独立董事网络中心度的公司治理变量（如董事会规模、独立董事比例、企业性质、最终控制人持股比例等）以及公司层面变量（如资产规模、资产负债率、盈利能力、成长性等）进行回归，得到回归残差，并以此残差作为原解释变量的代理变量进行第二阶段回归，结果见表5 第（3）列，独立董事网络中心度的代理变量（Res_network）回归系数仍然在1%的水平上显著为负，表明回归结果稳健。
表5：内生性检验结果
2.替换变量。第一，替换解释变量，以每家企业所有独立董事中心度指标平均数计算的公司层面独立董事网络中心度综合指标重新进行回归，结果见表6 第（1）列，独立董事网络中心度的回归系数仍然在1%的水平上显著为负。第二，替换被解释变量，前文对实体企业影子银行化的衡量方式中，“其他非流动资产”科目余额包含了不属于影子银行业务的部分，因此，根据科目明细进行筛选，仅加总该科目中的类金融资产（张洁琼和马亚明，2021），重新计算实体企业影子银行化规模并进行回归，结果见表6 第（2）列，独立董事网络中心度的回归系数仍然在1%的水平上显著为负。第三，替换数字普惠金融发展程度变量，分别采用数字普惠金融覆盖广度（Covbrea）和使用深度（Usedep）两个指数进行稳健性检验，结果见表6 第（3）列和第（4）列，交乘项回归系数均在1%的水平上显著为负。第四，替换产品市场竞争程度变量，采用全部上市公司数据分年度分行业计算总资产的HHI 指数，根据前文Competion的定义方式重新度量产品市场竞争程度，并进行分组回归，结果见表6 第（5）列和第（6）列，独立董事网络中心度的回归系数仍然在产品市场竞争程度较低组显著为负。所以，替换变量后的实证结果与前文基本一致。
表6：替换变量检验结果
3.子样本检验。考虑到2016年下半年以来金融监管部门陆续颁布和实施的一系列金融监管制度与措施对影子银行发展的影响（潘敏和袁歌骋，2018），本部分仅选取2007—2015年的子样本数据进行回归，结果见表7。实体企业影子银行化与独立董事网络中心度的回归系数在5%的水平上显著为负，独立董事网络中心度与数字普惠金融发展的交乘项系数仍然在1%的水平上显著为负，按照产品市场竞争程度进行分组回归，独立董事网络中心度的回归系数仍然在产品市场竞争程度较低组显著为负，支持了前文结论。
表7：子样本检验结果
（四）作用机制检验
前文研究发现，独立董事网络中心度的提高能抑制实体企业影子银行化。那么，独立董事网络中心度的提高通过何种机制影响实体企业影子银行化？前文理论分析指出，实体企业影子银行化是管理层短视行为的一种体现，代理问题的存在促进了管理层的机会主义投资，而独立董事网络中心度的提高可以增强独立董事的监督治理动机和能力，缓解代理问题，从而起到抑制管理层影子银行投机活动的作用。因此，本文构建如下中介效应模型，检验独立董事网络中心度是否通过缓解代理问题抑制实体企业影子银行化。
其中，表示代理成本，现有文献中常用总资产周转率和管理费用率衡量代理成本，其中总资产周转率反映管理层的管理效率与努力程度（张修平等，2020），管理费用率反映管理层在职消费导致的资源浪费（李寿喜，2007）。由于实体企业的影子银行化与管理层投资决策有关，更多体现管理层的管理努力程度，本部分用总资产周转率反映企业代理问题。总资产周转率越低，企业代理问题越严重。
表8 列示了中介效应检验结果，列（1）是模型（1）的回归结果，列（2）和列（3）分别是模型（3）、模型（4）的回归结果。列（2）中，独立董事网络中心度的回归系数为0.004，在1%的水平上显著，表明独立董事网络中心度的提高可以缓解代理问题，提升代理效率；
列（3）中，独立董事网络中心度（Network）和代理成本（Agency）的回归系数分别为-0.076 和-0.452，均在1%的水平上显著，说明代理问题的缓解可以抑制实体企业影子银行化；
综合表8 的回归结果可知，代理成本在独立董事网络中心度与实体企业影子银行化之间起到部分中介作用，即独立董事网络中心度的提高可以通过缓解代理问题抑制实体企业影子银行化。
表8：代理问题中介效应检验结果
（五）拓展性分析
1.产权性质异质性分析。在不同产权性质的企业中，独立董事面临的公司治理环境不同，所以产权性质可能会影响独立董事对实体企业影子银行化行为的治理效果。国有企业天然的政治联系使其经营决策容易受到政府的干预和控制，董事会的权力相对较小，导致独立董事发挥作用的空间较小。所以，独立董事网络中心度的提高对国有企业影子银行化的抑制作用有限。相比之下，非国有企业经营的市场化程度高，受政府干预小，主要通过市场流程选聘董事，独立董事能够更好地发挥作用，其治理意愿也更强，可以更好地约束经理人的机会主义行为。因此，独立董事网络中心度的提高对非国有企业影子银行化的抑制作用会更强。
为检验独立董事网络中心度与实体企业影子银行化关系的产权性质差异，根据产权性质将样本划分为国有企业（Soe=1）和非国有企业（Soe=0）子样本，进行分组回归，结果见表9 第（1）、（2）列。在国有企业子样本回归中，独立董事网络中心度的回归系数为-0.031，但不显著；
在非国有企业子样本回归中，独立董事网络中心度的回归系数为-0.119，且在1%水平上显著。回归结果表明，独立董事网络中心度的提高对非国有企业的影子银行化具有更显著的抑制作用。
2.独立董事履历背景异质性分析。基于烙印理论，过往工作经历会对行为主体产生认知和能力的烙印（Mathias 等，2015）。具有金融监管背景的独立董事有着深厚的金融专业知识和丰富的审查经验，有助于其识别管理层的金融投机行为。当处于董事网络中心位置的独立董事具备金融监管背景时，镶嵌于董事网络的社会声誉机制会驱使其利用自身的金融知识和监管经验对企业的影子银行活动进行审慎判断，这有利于独立董事发挥对实体企业影子银行化行为的监督治理作用。所以，独立董事的金融监管背景可以强化独立董事网络中心度对实体企业影子银行化的抑制作用。
为检验独立董事金融监管背景对独立董事网络中心度与实体企业影子银行化关系的影响，依据企业独立董事是否具有金融监管部门和证券交易所履职经历将样本划分为独立董事有金融监管背景（Reg=1）和没有金融监管背景（Reg=0）两个子样本并进行分组回归，结果见表9 第（3）、（4）列。回归结果显示，当独立董事没有金融监管背景时，独立董事网络中心度的回归系数为-0.069，在5%的水平上显著；
当独立董事有金融监管背景时，独立董事网络中心度的回归系数为-0.215，在1%的水平上显著。所以，独立董事的金融监管背景强化了独立董事网络中心度对实体企业影子银行化的抑制作用。
表9：拓展性分析回归结果
实体企业利用多元资金和信息优势参与再放贷活动，成为影子银行体系的重要组成部分，将对实体经济发展和金融体系稳定产生重大影响，探究实体企业影子银行化的影响因素，对治理影子银行具有重要意义。本文在已有研究基础上，考察独立董事网络位置特征对实体企业影子银行化的影响。研究表明：第一，独立董事网络中心度的提高会抑制实体企业影子银行化，该抑制作用通过缓解代理问题实现；
第二，数字普惠金融的发展可以强化该抑制作用；
第三，该抑制作用在产品市场竞争程度较低的企业、非国有企业、独立董事具有金融监管背景的企业中更强。
上述研究结论有助于理解独立董事网络这一非正式制度对实体企业影子银行化的治理作用，对监管部门和企业治理影子银行，缓解实体企业“脱实向虚”具有启示意义：（1）在企业层面，实体企业可通过聘任处于网络中心、网络关系丰富的独立董事提高治理水平，缓解企业代理问题，以抑制管理层的金融投机行为，避免企业“脱实向虚”，且企业在聘任独立董事时应对独立董事的履历背景特质给予适当关注。（2）就监管部门而言，建议进一步完善独立董事制度，引导独立董事正确利用董事网络中的资源和信息以更好地发挥公司治理作用；
同时应加大数字普惠金融的制度建设以持续改善金融环境，通过强化数字技术与金融的融合，发挥数字普惠金融的外部监督作用，与企业内部治理形成合力，最终提升金融服务实体经济的能力；
此外，还应对处于垄断竞争市场的企业加强金融监管。
