董事高管责任保险与企业绿色创新：激励工具还是自利手段

2022-07-12肖小虹

科技进步与对策 2022年13期

肖小虹，潘也

(贵州财经大学工商管理学院，贵州贵阳 550025)

0 引言

董事高管责任保险(董责险)是指董事、监事及高管在履行职责过程中，因工作疏忽、不当行为被追究责任时，由保险公司赔偿法律诉讼费用及承担其它相应民事赔偿责任的保险。自2002年证监会颁布《上市公司治理准则》以来，董责险逐渐受到我国A股上市公司重视。但截至2019年，中国内地董责险投保率仍然较低，仅为10%，投保董责险的A股上市公司不到300家。与此同时，在我国经济高质量发展背景下，企业高层受到越来越多的环境监管。企业作为市场经济主体，在平衡经济效益和环境效益方面具有义不容辞的责任。构建绿色、集约、高效的创新系统，实施绿色创新是推动我国企业可持续发展的必然选择。企业管理层可能会出于职业顾虑倾向于规避创新活动，而选择风险较小且收益较高的短期项目[1]。如何有效抑制企业管理层的短视行为，抢占绿色创新“制高点”，对企业生存和发展至关重要。董责险作为公司治理过程中能够降低企业高层责任风险的契约[2]，购买董责险能否激发企业绿色创新意愿，推动企业绿色创新活动？这是本文需要探究的问题。

绿色创新作为企业平衡经济利益与资源环境的创新行为，能够满足当前我国经济高质量发展的迫切需要。相较于普通创新活动，绿色创新需要更多的资金投入、更强的人才保障和更高的技术水平。因此，其投入沉没性、过程不可逆性及产出不确定性更显著，是一种周期长、风险大的创新行为。现有微观企业绿色创新研究已取得一定成果，主要涉及驱动因素和影响结果两个方面。企业绿色创新驱动因素大体可分为4个方面：第一，市场因素。市场压力[3]、消费者绿色需求[4]对企业绿色创新均具有促进作用。第二，环境政策因素。排污权交易试点政策[5]、低碳试点政策[6]均能诱发企业绿色创新。第三，政府因素。大多数研究发现，政府补贴对企业绿色创新具有推动作用[7,8]。然而，有学者进一步研究发现，这一助推作用仅存在于企业成长期和蜕变期[9]。第四，规制因素。有学者研究发现，环境规制能促进企业绿色创新[10]，产生外部规制因素对企业绿色创新的倒逼效应[11]；也有学者研究发现，环境规制与企业绿色创新存在“U”型关系[12]。现有研究显示，绿色创新能促进品牌资产提升[13]，帮助企业树立绿色形象，扩大市场份额[14]，使其能够应对来自市场竞争对手的挑战[15]。研究表明，绿色工艺创新能够显著提升制造业行业财务绩效[16]，而且企业绿色创新行为能够显著提升企业环境绩效[17]和企业整体绩效[18]。由此可见，企业绿色创新是一个涉及市场、经济、政策、技术等因素的系统工程，需要管理层积极统筹与规划。目前，频频出现的管理层短视行为导致企业内外部资源禀赋无法得到充分利用，进而导致绿色创新活动陷入低投入、低产出、低效率困境。大多数企业受制于管理层的短期规划，无法找到经济利益与环境保护的平衡点。

鉴于此，本文利用2011—2019年我国A股上市公司董责险数据，并将其与企业绿色专利数据进行匹配，实证分析董责险对企业绿色创新的影响，以期为我国经济高质量发展背景下，企业通过购买董责险驱动绿色创新跨越式发展提供科学的理论依据。

1 文献回顾与研究假设

1.1 文献回顾

自董责险出现以来，学术界对其利弊存在较大争议，主要分为两个方面：第一，正面效应。基于管理层激励假设，已有研究发现，董责险能够增强企业高层抗风险能力，激发其变革勇气，进而降低企业违规概率[19]，提升企业价值[20]。也有研究发现，董责险能够提升会计稳健性，显著降低企业增发费用成本[21]。基于创新理论，企业引入董责险能够显著提升自主创新水平[22]，且购买时间越长越有利于创新[23]，表明董责险可以作为推动企业创新的激励工具。第二，负面效应。基于道德风险假设，风险规避动机既是企业购买董责险的内在驱动力[24]，也是企业高层的自利手段。企业在购买董责险后产生的风险松绑效应，在一定程度上能够转移管理层的责任成本，使更多独立董事因疏于履责而产生懈怠[25]，从而加剧企业经营风险[26]。此外，较高的董责险投保率会提升企业财务政策激进程度，进而诱发企业误报盈余和财务重述行为[27]，显然不利于企业创新。

综上分析可知：第一，关于董责险对企业创新的影响，现有研究存在一定争议，二者间的关系尚未明晰。第二，相较于普通创新活动，绿色创新需要更多的资金投入、更强的人才保障和更高的技术水平，其投入沉没性、过程不可逆性及产出不确定性等特征更显著，是一种周期长、风险大的创新行为。对于企业能否通过购买董责险推动绿色创新，相关研究涉及较少。目前，我国经济处于由高速发展向高质量发展转变的关键阶段，研究董责险与企业绿色创新的关系对促进我国经济增长模式转变具有显著裨益。

1.2 理论分析与研究假设

企业绿色创新是一个涉及市场、经济、政策、技术等因素的系统工程，相较于其它类型的创新活动，绿色创新的资本沉没性与不可逆性更显著。在委托代理关系下，企业管理层可能倾向于选择低风险战略，以确保自身职业生涯的稳定，这种短视行为会给企业绿色创新带来不利影响[28]。董责险对管理层的激励效应能够有效抑制企业高层的短视行为，但其风险松绑效应可能催生管理者的机会主义行为。因此，董责险究竟是推动企业绿色创新的激励工具还是管理层阻碍绿色创新的自利手段，需进一步研究。

基于管理层激励假设，董责险产生的兜底效应能够有效制约高层机会主义行为，推动企业绿色创新活动，成为企业绿色创新的激励工具。首先，绿色创新作为企业顺应环境变化而实施的重大战略，在资源获取、产品研发和市场销售过程中，均存在极大的不确定性。具有风险规避倾向的管理者缺乏承担风险的勇气，而会选择风险较小的项目。如果管理层厌恶风险，选择忽视和回避绿色创新行为，那么其在绿色创新中的代理行为就会被放大，成为企业绿色创新的障碍。其次，企业绿色创新成效需要时间才能显现，短期业绩表现可能不佳，这种技术溢出的负外部性会使管理层产生被企业降薪或问责的顾虑，从而动摇其开展绿色创新活动的决心。已有研究表明，董责险能有效缓解管理层的风险规避倾向，提升企业抗风险能力[29]。董责险所产生的兜底效应可以将企业高层因决策失误带来的财务损失转嫁给保险公司，从而极大地消除管理者的顾虑[30]，促使其选择更适合企业长期发展的绿色创新活动。同时，董责险的风险转嫁机制能够吸引更多高素质管理者[31]，从而为企业绿色创新注入强大活力。

基于机会主义假设，董责险对企业管理层的兜底效应逐渐成为管理者自利行为的“保护伞”，可能产生潜在道德风险，成为管理层阻碍绿色创新的自利手段。董责险对管理者的风险松绑效应，使得保险公司成为管理者决策失误的最后承担者，进而削弱法律规制对管理者的威慑及惩处作用，更易诱发机会主义行为[32]。在上述行为方式驱使下，一方面，董责险会极大降低管理层的风险偏好和勤勉程度[25]，使企业发展逐渐偏离具有高风险性的绿色创新轨道；另一方面，董责险会引发更多自利行为以满足管理者的个人私利[33]，进而挤占企业绿色创新资源，对绿色创新产生负向影响。综上所述，本文提出如下竞争性假设：

H1a：若管理层激励假设成立，购买董责险则是管理层实现企业绿色创新的激励工具；

H1b：若机会主义假设成立，购买董责险则是管理层阻碍企业绿色创新的自利手段。

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

本文以2011—2019年我国沪深A股上市公司为研究对象，所选企业涉及证监会2012年修订的《上市公司行业分类指引》的17大类，并将董责险数据与企业绿色专利数据相匹配，形成2011—2019年面板数据集。为提高数据的可靠性与有效性，本文对初始样本作如下处理：①剔除晚于2011年上市的公司；②剔除金融类上市公司；③剔除ST、*ST及退市公司；④对变量进行1%和99%分位数的Winsorize处理，以此降低异常值的干扰。经过筛选、匹配，共收集到18 720个企业—年份观测样本。其中，董责险数据通过查阅企业披露的股东大会及董事会会议内容整理获得。根据世界知识产权组织2010年发布的绿色专利IPC分类清单，从国家知识产权局(SIPO)检索并收集绿色专利数据。其它数据来源于国泰安(CSMAR)数据库和沪深交易所披露的上市公司年报，统计分析软件为Stata15.1。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

企业绿色创新(GI)。已有文献基于企业能耗或新产品的角度对绿色创新进行测量[34]，该方法侧重产业层面的宏观分析，无法精确观测企业个体层面的绿色创新水平差异。为满足研究需要，结合已有研究[11,12]，本文采用企业当期绿色专利申请总量、绿色发明专利申请量及绿色实用新型专利申请量衡量企业绿色创新，揭示不同企业绿色创新水平差异，并在回归模型中将绿色专利申请量+1后取对数处理(LnGI_all、LnGI_inv、LnGI_use)。选择绿色专利申请量而非授权量，是因为一项专利从申请到授权存在时滞性。因此，专利申请量比授权量更加可靠[35]。

2.2.2 解释变量

董事会高管责任险(D&O)。国外关于董责险的研究较为成熟，大多采用董责险投保金额作为其替代变量[32]。由于我国不强制要求企业披露董责险信息，因而董责险投保金额相关数据获取具有一定的难度。因此，本文基于股东大会公告及董事会会议公告，手动收集企业购买董责险的证据，设置D&O的虚拟变量，若企业当年购买董责险，则购买董责险后的年份中D&O=1，否则为0，以此作为董责险的替代变量。上述方法已被大多数相关研究采纳[26,36]。

2.2.3 控制变量

为避免遗漏变量带来的估计偏误，本文选择企业层面多个与绿色创新关联度高的变量作为控制变量，涉及企业特征和公司治理两个方面。其中，企业特征变量包括：企业年龄(Age)，以企业成立年限的自然对数(LnAge)作为代理变量；企业研发投入强度(GI_input)，以企业研发投入占营业收入的比例作为代理变量；企业成长能力(Growth)，以营业收入增长率作为代理变量；企业净资产收益率(ROE)，以净资产与股东权益之比衡量；企业股权性质(SOE)，国有企业为1，否则为0。公司治理变量包括：独立董事占比(Indep)；董事会会议次数(Meeting)，并作归一化处理。此外，本文控制了企业行业效应(IND)和年份效应(YEAR)。相关变量定义如表1所示。

表1 变量定义Tab.1 Variable definitions

2.2.4 模型设定

为研究董责险对企业绿色创新的影响，模型设定如下：

GIi,t=α+βD&Oi,t+∑γiFirm_Controlsi,t+∑IND+∑YEAR+εi,t

(1)

其中，GIi,t为模型的被解释变量，表示企业i第t年开展绿色创新活动的程度，通过绿色专利总申请量、绿色发明专利申请量、绿色实用专利申请量进行衡量。D&Oi,t为模型的解释变量，表示企业i第t年是否购买董责险，是为1，否则为0。Firm_Controlsi,t为企业i第t年的所有控制变量。IND和YEAR分别为行业、年份虚拟变量，表示模型控制了企业行业效应和年份效应。εi,t为模型随机误差项。

3 实证结果分析

3.1 描述性统计

各变量描述性统计结果如表2所示。

(1)绿色创新专利总申请量、绿色发明专利申请量、绿色实用专利申请量的平均值分别为1.328、0.769、0.490，处于较低水平，表明样本企业对绿色创新活动的重视程度不足，标准差分别为5.006、3.072、1.897，变化较大，说明样本企业间绿色创新水平差异较为显著。

(2)董责险变量的均值仅为0.071，说明研究样本中仅7.1%的企业购买了董责险，反映出在我国A股上市公司中购买董责险的企业占比仍然较低。

(3)其余各控制变量描述性统计值均处于正常水平，说明经过Winsorize处理后，基本可排除异常值的干扰。此外，未购买董责险样本和购买董责险样本的均值差异检验结果如表2所示。结果显示，购买董责险样本企业的绿色专利申请总量、绿色发明专利申请量和绿色实用专利申请量均显著高于未购买董责险样本企业，初步表明，企业购买董责险能够促进绿色创新。控制变量的均值差异检验结果基本显著，说明本文选取的控制变量具有有效性。

表2 变量描述性统计结果Tab.2 Variable descriptive statistics

3.2 基准回归结果

本文使用最小二乘法估计企业董责险对绿色创新的影响，并在模型中控制行业效应和年份效应，回归结果如表3模型1～6所示。

表3 董事高管责任保险与企业绿色创新Tab.3 The regression results of D&O liability insurance on corporate green innovation

回归结果显示，首先，在模型1、模型3、模型5中未加入相关控制变量时，D&O对绿色创新变量的影响回归系数均在1%的显著性水平上为正，表明仅考虑行业特性和时间效应而不考虑企业层面其它因素的情况下，企业购买董责险能够促进绿色创新。其次，在模型2中，解释变量D&O的回归系数为0.210，并通过1%的显著性水平检验(β=0.210，p<0.01)，说明企业购买董责险能够提升企业绿色专利总申请量。此外，模型4中，D&O的回归系数为0.164，在1%的水平上显著(β=0.164，p<0.01)，表明企业购买董责险能够提升绿色发明专利申请量。最后，在模型6中，D&O的系数为0.123，同样在1%的水平上(β=0.123，p<0.01)显著，说明企业购买董责险同样能够提升绿色实用新型专利申请量。因此，不论是绿色专利总申请量、绿色发明专利申请量，还是绿色实用新型专利申请量，企业在购买董责险后均能对其产生提升作用，表明企业认购董责险可以成为管理层实现绿色创新的激励工具，验证了H1a。原因可能是，企业在购买董责险后，为管理层提供了显性契约担保，使其减轻了因绿色创新失败产生的降薪、问责等顾虑，能够缩小因管理层与股东间代理行为所带来的战略误差，进而激发管理层的绿色创新意愿，使其愿意实施代表企业长期绩效的绿色创新活动。控制变量回归结果显示，企业成立越久越不利于绿色创新，而企业研发投入强度越大、净资产收益率越高、董事会会议召开次数越多就越有利于企业绿色创新，这与王晓祺等[11]的研究结论基本一致。

3.3 内生性处理

3.3.1 Heckman两阶段模型

本文中，D&O表示企业在某一年是否购买董责险，如果购买则取值为1，否则为0。因此，在基准回归中可能存在样本自选择问题。为消除样本自选择问题的干扰，本文使用Heckman两阶段法对基准回归结果进行检验。首先，选取同行业中其它公司购买董责险的比例(Other_D&O)作为外生工具变量，同行业中其它公司购买董责险的比例越高，越可能刺激本公司购买董责险，满足工具变量的相关性要求。同时，同行业中其它公司是否购买董责险并不会直接影响本公司，满足工具变量的外生性要求。其次，在Heckman第一阶段回归中，将D&O设置为被解释变量，并加入Other_D&O，使用Probit模型进行回归，利用第一阶段的回归结果，得到逆米尔斯比(IMR)。最后，将逆米尔斯比(IMR)加入到Heckman第二阶段模型中进行拟合，第二阶段回归结果如表4模型7～9所示。回归结果显示，D&O的系数依然在1%的显著性水平下为正，其余控制变量与基准回归结果基本一致，说明本文结论是稳健的。

3.3.2 PSM倾向得分匹配

在基准模型中，通过控制行业效应和年份效应，在一定程度上解决了遗漏变量所带来的估计误差问题，但模型中还存在一定的内生性问题。为缓解可能存在的内生性问题，本文基于企业是否购买董责险这一变更事件，将样本期内购买过董责险的企业作为处理组，并将样本期内未购买董责险的企业作为参照组，采用倾向得分匹配方法(PSM)进行处理。第一步，运用Probit模型对样本企业是否购买董责险进行倾向性评分，然后进行1对1最近邻匹配，即将样本期内购买董责险的企业与未购买董责险的企业进行匹配。第二步，对筛选匹配后的样本进行回归。PSM的基本原理是对影响个体特征的多个因素进行综合倾向性得分计算，并以此为标准，对参照组与处理组中得分相近的样本进行匹配，进而避免自选择问题，达到类似随机分组的目的。因此，本文参照赖黎等[26]的研究成果，选择包含企业特征和公司治理层面的多个匹配变量，具体定义如表5所示。

表4 Heckman两阶段模型回归结果Tab.4 The regression results of Heckman two-stage model

PSM 方法可靠与否取决于匹配后处理组和参照组企业在可观测变量上(购买董责险之前)是否存在显著差异。如果二者差异显著，则表明所选择的可观测变量或匹配方法不恰当，匹配失效。因此，需要通过检验匹配后的特征变量是否满足平衡性假设进行匹配平衡性检验，结果如表6所示。根据表6结果可知，匹配后处理组和参照组大多数变量的标准偏差大幅度降低，且标准偏差的绝对值均在10%以下。T检验结果表明，匹配后处理组和参照组的特征变量均不存在显著差异，满足匹配后平衡性检验条件，说明经PSM匹配后的结果可靠。

对经PSM处理后的样本进行回归检验，结果如表7所示。模型10和模型11估计结果显示，D&O的回归系数在10%的水平上均显著为正，说明企业购买董责险对企业绿色创新专利总申请量和绿色发明专利申请量的提升作用是有效的。但模型12结果显示，D&O的回归系数虽为正但并不显著，说明经PSM处理样本自选择问题后，企业购买董责险对绿色实用新型专利申请量的提升作用并不显著。综上分析，虽然经PSM处理后的D&O回归系数与基准回归系数有微小出入，但总体上基本支持企业购买董责险能够促进绿色创新这一研究假设。

表5 PSM匹配变量定义Tab.5 Variable definition for PSM matching

表6 匹配变量平衡性检验结果Tab.6 Matching variable balance test results

3.4 稳健性检验

3.4.1 替换变量

为了保证结果的稳健性，参照齐绍洲等[37]的研究成果，使用绿色发明专利申请量占创新专利申请量(GIinv_rate)的比值作为企业绿色创新的代理变量，替换原指标进行检验，结果如表8模型13所示。由结果可知，D&O的回归系数在1%的显著性水平上为正，与基准回归结果一致。

3.4.2 滞后变量

将企业绿色创新变量作滞后一期处理，以此检验绿色创新的时滞性问题是否对回归结果产生影响，结果如表8模型14～16所示。结果显示，D&O的系数对滞后一期企业绿色创新的影响回归系数均显著为正，与基准回归结果较为一致，表明企业购买董责险对绿色创新的影响具有长期性与持久性。

3.4.3 剔除样本

鉴于绿色创新活动的特殊性，本文剔除与绿色创新关联性不强的行业，并对研究样本进行稳健性检验。根据证监会2012年颁布的《上市公司行业分类指引》，剔除7大门类中的部分大类(本文剔除的行业包括批发业(F51)、零售业(F52)、邮政业(G60)、住宿业(H61)、餐饮业(H62)、房地产业(K70)、卫生业(Q83)、社会工作业(Q84)、教育业(P82)、文化体育和娱乐业(门类R))，回归结果如表8模型17～19所示。由模型17～19的回归结果可知，D&O的回归系数与基准回归结果无显著差别。

综上分析，无论是替换变量、滞后变量还是剔除样本，估计结果均与基准模型回归结果一致，说明企业购买董责险对绿色创新具有推动作用这一结论具有稳健性。

表7 PSM处理后的回归结果Tab.7 Regression results after PSM processing

表8 部分稳健性检验结果Tab.8 Partial robustness test results

4 拓展性分析

企业购买董责险对绿色创新的促进作用在前文已得到充分证实，但这一影响在不同类型企业间是否存在差异尚不得而知。鉴于绿色创新的特殊性与高风险性，董责险对企业绿色创新的影响可能与企业规模、企业股权集中度密切相关。因此，本文在考虑上述异质性因素的情况下，检验企业购买董责险对绿色创新的影响是否存在差异。

4.1 规模异质性

本文依据样本企业总资产中位数，将资产大于该中位数的企业划分为大型企业，否则为中小型企业，以此研究不同规模下企业购买董责险对绿色创新的影响，估计结果如表9所示。回归结果显示，企业购买董责险对绿色创新专利总申请量、绿色发明专利申请量、绿色实用新型专利申请量的提升作用仅在中小型企业中显著存在，表明企业购买董责险对绿色创新的促进作用仅在中小型企业中较为显著，而对大型企业的影响甚微。

(1)对于大型企业而言，其受到的规制和监管更严格，企业购买董责险可能是迫于履行相关义务，因而对企业绿色创新活动的影响不大。此外，大型企业高层拥有稳定的收入来源，企业购买董责险对高层管理者决策所产生的“兜底”效应，可能会强化企业高层的机会主义动机，使其安于现状，回避绿色创新等高风险性活动，从而阻碍企业绿色创新。

(2)对于中小型企业而言，企业高层只有与企业共同发展才能实现自身价值和目标。绿色创新代表企业长期经济利益，是企业突破发展瓶颈的关键，但企业高层可能受制于其高风险性而缺乏实施绿色创新的勇气。当企业购买董责险后，即增加了一份显性契约担保，其产生的“兜底”效应可以为高层管理者带来变革的勇气。购买董责险后，企业高层会倾向于选择代表企业长期绩效的绿色创新活动。

表9 基于规模异质性的回归结果Tab.9 Regression results of scale heterogeneity

4.2 股权集中度异质性

企业绿色创新活动是一种追求长期绩效的战略行动，当企业管理者因个人私利而减少绿色创新投入时，大股东会对其加大监督力度。购买董责险后，股权集中和股权分散的企业是将其视为实现绿色创新的激励工具，还是制约股东的自利手段，需进一步探讨。因此，本文参考林宏妹等[38]的研究成果，使用第一大股东持股比例作为股权集中度的代理变量，并依据该变量的中位数，将大于该中位数的企业划分为股权集中企业，否则为股权分散企业。在此基础上，实证考察董责险对绿色创新的促进作用是否在不同股权集中度的企业中存在差异，回归结果如表10所示。回归结果显示，董责险对绿色创新3个变量的影响回归系数仅在股权集中的企业中显著为正，表明在股权集中的企业，管理者将董责险视为实现绿色创新的激励工具。可能原因是，在股权集中的企业，控股股东具有更强的动力监督管理层，进而抑制管理层因购买董责险而产生的机会主义行为[39]，促使管理层与股东行为趋于一致，选择开展代表企业长期绩效的绿色创新活动。