陳 紅,王穩(wěn)華,劉李福,胡耀丹

(1.云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院,云南 昆明 650221;2.昭通學(xué)院 黨政辦公室,云南 昭通 657000)

一、引 言

對(duì)外直接投資(OFDI)是中國(guó)企業(yè)參與國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)、加快轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要途徑,也是經(jīng)濟(jì)全球化背景下中國(guó)參與國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作和競(jìng)爭(zhēng),共建全球“利益共同體”和“命運(yùn)共同體”的重要方式。自從改革開放以來,中國(guó)不斷深化對(duì)外開放格局,制定和實(shí)施“走出去”國(guó)家開放戰(zhàn)略和“一帶一路”倡議,鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資。黨的十九屆五中全會(huì)提出,要建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟(jì)新體制,全面提高對(duì)外開放水平,推動(dòng)貿(mào)易和投資自由化便利化,推進(jìn)貿(mào)易創(chuàng)新發(fā)展。然而,近些年全球經(jīng)濟(jì)增速放緩,國(guó)際經(jīng)貿(mào)環(huán)境日趨復(fù)雜,主要經(jīng)濟(jì)體之間的經(jīng)貿(mào)摩擦加劇,導(dǎo)致國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易規(guī)則發(fā)生重大變更和調(diào)整,加劇了中國(guó)海外投資面臨的經(jīng)濟(jì)政策不確定性。特別是中美貿(mào)易戰(zhàn)和新冠肺炎疫情的爆發(fā),對(duì)中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生強(qiáng)烈的外生沖擊,更加劇了海外投資的沉沒成本和失敗風(fēng)險(xiǎn)。在所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)相分離的現(xiàn)代企業(yè)制度下,由于海外投資的高風(fēng)險(xiǎn)特征和管理層對(duì)自身職業(yè)生涯、聲譽(yù)的擔(dān)憂,通常他們都缺乏足夠的海外投資激勵(lì),進(jìn)而容易導(dǎo)致企業(yè)對(duì)外直接投資意愿不足。因此,探究如何激勵(lì)管理層做出對(duì)外直接投資決策,對(duì)中國(guó)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟(jì)新格局具有重要的意義。

企業(yè)對(duì)外直接投資是中國(guó)構(gòu)建更高水平開放型經(jīng)濟(jì)新格局的重要組成部分,學(xué)術(shù)界已從多方面探究影響企業(yè)對(duì)外直接投資的因素。一方面是宏觀制度環(huán)境層面,宗芳宇等認(rèn)為雙邊投資協(xié)定和東道國(guó)制度環(huán)境會(huì)影響企業(yè)對(duì)外直接投資的區(qū)位選擇[1]。李建軍等也認(rèn)為區(qū)位選擇是企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資戰(zhàn)略決策時(shí)優(yōu)先考慮的因素,中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家制度質(zhì)量距離對(duì)中國(guó)對(duì)外投資區(qū)位選擇偏好的影響力更大[2]。冀相豹?jiǎng)t認(rèn)為發(fā)達(dá)國(guó)家的制度因素對(duì)中國(guó)對(duì)外直接投資具有正向影響,而發(fā)展中國(guó)家制度因素則呈現(xiàn)反向影響[3]。田巍等研究發(fā)現(xiàn)匯率變化會(huì)促進(jìn)貿(mào)易服務(wù)型企業(yè)對(duì)外直接投資傾向,當(dāng)匯率上升10%時(shí),貿(mào)易服務(wù)型投資概率上升4.3%[4]。李富有等則發(fā)現(xiàn)引進(jìn)外資有利于中國(guó)對(duì)外直接投資[5]。另一方面是企業(yè)微觀層面,張先鋒等認(rèn)為企業(yè)出口學(xué)習(xí)效應(yīng)會(huì)促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資[6]。胡大猛等從社會(huì)資本和人力資本視角發(fā)現(xiàn)政企聯(lián)系會(huì)抑制企業(yè)對(duì)外直接投資[7]。綦建紅等從融資視角發(fā)現(xiàn)融資約束會(huì)制約中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資效率[8]。劉莉亞等也發(fā)現(xiàn)融資約束會(huì)抑制中國(guó)企業(yè)對(duì)外直接投資能力[9]。隨著研究的不斷深入和細(xì)化,有學(xué)者開始從管理層層面探究影響企業(yè)對(duì)外直接投資的因素。作為企業(yè)對(duì)外直接投資的決策者和執(zhí)行者,管理層的投資意愿對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資具有重要影響。而增加管理層決策收益激勵(lì)和降低風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向是提升管理層經(jīng)營(yíng)決策效率的重要途徑。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn),薪酬激勵(lì)和股權(quán)激勵(lì)等收益激勵(lì)會(huì)促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資[10]。鮮有研究從降低管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向角度探討其對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。

作為對(duì)沖管理層職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的治理工具,董事高管責(zé)任保險(xiǎn)(董責(zé)險(xiǎn))主要用來轉(zhuǎn)移董事以及管理層因履職失誤造成的法律訴訟費(fèi)用和經(jīng)濟(jì)賠償責(zé)任。相比于薪酬激勵(lì)和股權(quán)激勵(lì)等收益激勵(lì)方式,董責(zé)險(xiǎn)的優(yōu)勢(shì)在于引入保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)為管理層的經(jīng)營(yíng)決策失誤兜底,以降低管理層的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向,激勵(lì)管理層努力工作,提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策效率。但是,有關(guān)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)公司治理效應(yīng)的研究存在激勵(lì)監(jiān)督假說和機(jī)會(huì)主義假說兩種觀點(diǎn)。激勵(lì)監(jiān)督假說認(rèn)為,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)可以將管理層在履職過程中的職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁給保險(xiǎn)機(jī)構(gòu),降低管理層的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向,激勵(lì)管理層勤勉進(jìn)取,降低公司違規(guī)概率,發(fā)揮積極的公司治理效應(yīng)[11-12]。機(jī)會(huì)主義假說則認(rèn)為,董責(zé)險(xiǎn)對(duì)管理層的風(fēng)險(xiǎn)兜底效應(yīng)會(huì)“過度保護(hù)”管理層,降低其自利行為的成本,弱化法律機(jī)制的威懾和懲戒效應(yīng),誘發(fā)管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為,增加企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn),對(duì)企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響[13-15]。那么,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)如何影響企業(yè)對(duì)外直接投資呢?這是一個(gè)值得研究的問題。

基于此,本文選取2008—2017年滬深A(yù)股上市公司為樣本,實(shí)證檢驗(yàn)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響以及作用機(jī)制。本文主要貢獻(xiàn)在于:(1)研究視角方面,基于認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的獨(dú)特情境,從降低管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向視角,探討認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響,拓寬了激勵(lì)管理層做出風(fēng)險(xiǎn)決策的研究視角;(2)研究?jī)?nèi)容方面,檢驗(yàn)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響和作用機(jī)制,并分析管理層海外背景異質(zhì)性對(duì)二者關(guān)系的影響,此外還探討董責(zé)險(xiǎn)和股權(quán)對(duì)管理層激勵(lì)的替代效應(yīng),既是豐富董責(zé)險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)后果研究,也為企業(yè)對(duì)外直接投資決策的微觀影響因素提供新的證據(jù);(3)實(shí)踐意義方面,基于國(guó)際經(jīng)貿(mào)環(huán)境日趨復(fù)雜和中國(guó)實(shí)行國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)戰(zhàn)略背景,探究影響企業(yè)對(duì)外直接投資的影響因素,對(duì)實(shí)現(xiàn)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革目標(biāo)和建設(shè)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)以及更高水平開放型經(jīng)濟(jì)新格局具有重要參考價(jià)值。

二、理論分析與研究假設(shè)

在兩權(quán)分離的現(xiàn)代企業(yè)制度下,雖然管理層是企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的制定者和執(zhí)行者,但由于與股東追求的利益目標(biāo)不一致,導(dǎo)致管理層和股東之間存在嚴(yán)重的代理問題。出于對(duì)自身職業(yè)生涯、聲譽(yù)的擔(dān)憂和短期業(yè)績(jī)的追求,管理層在企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策方面更傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的短視行為[16]。對(duì)于管理層來說,對(duì)外直接投資是一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)營(yíng)投資決策。因?yàn)?企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資會(huì)面臨東道國(guó)的政治風(fēng)險(xiǎn)、文化差異、經(jīng)濟(jì)政策不確定性、信息不對(duì)稱和高于國(guó)內(nèi)投資的沉沒成本等因素,導(dǎo)致管理層需要承擔(dān)較大的經(jīng)營(yíng)決策失敗損失。出于對(duì)自身職業(yè)生涯和聲譽(yù)的考慮,管理層缺乏對(duì)外直接投資意愿[17]。作為降低管理層經(jīng)營(yíng)投資決策失敗損失,對(duì)沖管理層職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的重要工具,董責(zé)險(xiǎn)一方面可以發(fā)揮激勵(lì)監(jiān)督效應(yīng),激勵(lì)管理層勤勉盡責(zé),避免其做出風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的短視經(jīng)營(yíng)決策,同時(shí)還可以發(fā)揮保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的外部監(jiān)督職能,降低管理層的機(jī)會(huì)主義行為,提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策效率。另一方面,董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)兜底效應(yīng)會(huì)“過度保護(hù)”管理層,降低其自利行為的成本,弱化法律機(jī)制的威懾和懲戒效應(yīng),誘發(fā)管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為。那么,企業(yè)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)是管理層進(jìn)行對(duì)外直接投資的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì)工具還是實(shí)施自利行為的“保護(hù)傘”呢?本文從以下兩方面進(jìn)行論證。

一方面,董責(zé)險(xiǎn)可以發(fā)揮積極的公司治理效應(yīng),推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資決策。首先,董責(zé)險(xiǎn)對(duì)管理層經(jīng)營(yíng)決策失誤損失的風(fēng)險(xiǎn)兜底效應(yīng),可以增加管理層的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì),降低企業(yè)代理成本,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。企業(yè)進(jìn)行海外投資不僅受到東道國(guó)政治風(fēng)險(xiǎn)、文化差異、經(jīng)濟(jì)政策不確定性和信息不對(duì)稱等因素的影響,還同時(shí)受到母國(guó)經(jīng)濟(jì)政策以及融資約束水平、企業(yè)生產(chǎn)率等自身特征因素的影響,往往面臨較大的投資失敗風(fēng)險(xiǎn)和沉沒成本。管理層在進(jìn)行對(duì)外直接投資決策時(shí)會(huì)優(yōu)先考慮自身相關(guān)利益、職業(yè)生涯和聲譽(yù)等,往往表現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向,導(dǎo)致海外投資意愿不足[17]。同時(shí),企業(yè)的海外投資等經(jīng)營(yíng)活動(dòng)需要優(yōu)秀的人力資源作為支撐,如果企業(yè)海外投資經(jīng)營(yíng)失敗,可能導(dǎo)致管理者遭受被解雇的職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)兜底效應(yīng)能夠?qū)⒐芾韺記Q策失敗的損失轉(zhuǎn)嫁給保險(xiǎn)機(jī)構(gòu),降低管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向,有效緩解管理層的履職風(fēng)險(xiǎn),為企業(yè)保留優(yōu)秀的人力資本。因此,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)能夠降低管理層在對(duì)外直接投資中的職業(yè)擔(dān)憂,激勵(lì)管理層勤勉盡責(zé)。其次,保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)可以發(fā)揮對(duì)投保公司的外部監(jiān)督職能,降低管理層的機(jī)會(huì)主義行為和代理成本,從而促進(jìn)其實(shí)施對(duì)外直接投資決策。雖然董責(zé)險(xiǎn)能夠?qū)_管理層職業(yè)風(fēng)險(xiǎn),但是也存在管理層利用其作為機(jī)會(huì)主義行為保護(hù)傘的可能性,違背董責(zé)險(xiǎn)的本質(zhì)職能。保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)作為專業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)管理機(jī)構(gòu),其在受理投保公司的投保業(yè)務(wù)時(shí),需要準(zhǔn)確評(píng)估公司經(jīng)營(yíng)前景和治理風(fēng)險(xiǎn)。在投保契約達(dá)成后,基于成本和收益的考慮,保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)有動(dòng)機(jī)對(duì)投保公司的經(jīng)營(yíng)前景和治理風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行全程監(jiān)督,發(fā)揮其外部監(jiān)督職能,降低管理層在對(duì)外直接投資決策中的機(jī)會(huì)主義行為和代理成本,促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資決策。最后,董責(zé)險(xiǎn)可以提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平,從而推動(dòng)企業(yè)實(shí)施對(duì)外直接投資。對(duì)于企業(yè)來說,對(duì)外直接投資決策是一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)海外投資活動(dòng)。與國(guó)內(nèi)投資不同,企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資活動(dòng)要面臨高于國(guó)內(nèi)投資的政策環(huán)境不確定性和進(jìn)入成本,需要公司配置大量的人力、物力和財(cái)力等資源。按照風(fēng)險(xiǎn)和收益對(duì)等的原則,企業(yè)進(jìn)行對(duì)外直接投資決策需要擁有足夠的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。而企業(yè)通過認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)將風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移給保險(xiǎn)公司,可以提升企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。借鑒這一思路,董責(zé)險(xiǎn)能夠提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平,從而推動(dòng)企業(yè)實(shí)施對(duì)外直接投資。基于以上分析,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)能夠有效激勵(lì)監(jiān)督管理層,促使其做出對(duì)外直接投資決策。

另一方面,董責(zé)險(xiǎn)會(huì)對(duì)公司產(chǎn)生消極影響,誘發(fā)管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為,擠出企業(yè)對(duì)外直接投資。雖然公司認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的初衷是轉(zhuǎn)移和對(duì)沖董事高管因履職失誤造成的法律訴訟費(fèi)用和經(jīng)濟(jì)賠償責(zé)任,激勵(lì)董事高管勤勉盡責(zé),但是由于中國(guó)董責(zé)險(xiǎn)制度尚處起步階段,相關(guān)法制法規(guī)不太完善,相比董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì)作用,企業(yè)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)以后,管理層更有可能利用其作為自利行為的保護(hù)傘,誘發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義行為。此外,董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)兜底效應(yīng)降低管理層實(shí)施自利行為的機(jī)會(huì)成本,弱化管理層的信托義務(wù),助長(zhǎng)了管理層的自利動(dòng)機(jī)。在企業(yè)資源有限的前提條件下,管理層可能實(shí)施更多有利于自身利益的投資活動(dòng),進(jìn)而擠出企業(yè)對(duì)外直接投資。也有研究發(fā)現(xiàn),管理層會(huì)利用董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)兜底效應(yīng)實(shí)施內(nèi)幕交易、非相關(guān)并購(gòu)和短貸長(zhǎng)投等活動(dòng),以攫取大量的私有收益[18]。基于以上分析,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資具有擠出效應(yīng)。綜合以上分析,本文提出以下對(duì)立假說:

假設(shè)1即激勵(lì)監(jiān)督假說:認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在促進(jìn)效應(yīng)。

假設(shè)2即機(jī)會(huì)主義假說:認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資存在擠出效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究樣本

本文選取2008—2017年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本,并對(duì)樣本進(jìn)行如下處理:(1)剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)樣本;(2)剔除ST、*ST、PT類樣本;(3)剔除關(guān)聯(lián)交易中注冊(cè)地在開曼、維爾京群島、百慕大群島和處女群島等避稅地樣本;(4)剔除上市公司對(duì)海外子公司、聯(lián)營(yíng)和合營(yíng)企業(yè)持股比例不足10%的樣本;(5)剔除數(shù)據(jù)存在缺失的樣本。經(jīng)過以上處理,得到19 117個(gè)研究樣本。為避免極端值對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生偏誤和影響,本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%和99%分位的縮尾處理。同時(shí),使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤修正異方差對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的影響。董事高管責(zé)任保險(xiǎn)數(shù)據(jù)來源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)(Chinese Research Data Service,簡(jiǎn)稱CNRDS)中的董監(jiān)高責(zé)任保險(xiǎn)(CDOD)數(shù)據(jù)庫(kù),其他數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

企業(yè)對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中海外關(guān)聯(lián)公司數(shù)據(jù)庫(kù)。海外關(guān)聯(lián)公司數(shù)據(jù)庫(kù)詳細(xì)記錄上市公司海外關(guān)聯(lián)公司的名稱、注冊(cè)地、注冊(cè)資本、設(shè)立方式、持股比例等信息。首先,將關(guān)聯(lián)關(guān)系為“上市公司的子公司”“上市公司的聯(lián)營(yíng)公司”和“上市公司的合營(yíng)公司”,且注冊(cè)地在“開曼、維爾京群島、百慕大群島和處女群島”等避稅天堂之外和上市公司控制權(quán)益超過10%的公司定義為上市公司發(fā)生一次對(duì)外直接投資。其次,進(jìn)行匯總,得到上市公司—年份—東道國(guó)是否對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)。因?yàn)橘?gòu)買董責(zé)險(xiǎn)影響的是公司當(dāng)年的對(duì)外直接投資決策,表現(xiàn)為對(duì)外直接投資流量。因此,僅僅保留上市公司當(dāng)年第一次在海外設(shè)立子公司、聯(lián)營(yíng)公司和合營(yíng)公司且控制權(quán)超過10%的樣本。最后,根據(jù)世界銀行公布的各國(guó)年度官方平均匯率將海外分支機(jī)構(gòu)注冊(cè)資本換算成以人民幣計(jì)價(jià),再與上市公司控制權(quán)益比例相乘得到單筆對(duì)外投資額,然后匯總當(dāng)年對(duì)外投資次數(shù)的金額得到上市公司當(dāng)年對(duì)外直接投資額。

(二)變量定義

1.被解釋變量:對(duì)外直接投資(OFDI)

中國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則強(qiáng)制要求上市公司披露相應(yīng)關(guān)聯(lián)公司的基本情況。本文根據(jù)上市公司關(guān)聯(lián)公司的具體信息,從是否對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)和對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)兩個(gè)方面衡量企業(yè)對(duì)外直接投資(OFDI),其中OFDI_DUM為企業(yè)是否對(duì)外直接投資的虛擬變量,如果企業(yè)當(dāng)年新投資設(shè)立海外關(guān)聯(lián)公司則取值為1,否則為0;OFDI_AMOUNT是企業(yè)對(duì)外直接投資金額,以世界銀行公布的各國(guó)年度官方平均匯率將海外關(guān)聯(lián)公司的注冊(cè)資本換算成人民幣并乘以上市公司持股比例,得到上市公司對(duì)外直接投資金額,然后加1取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。

2.解釋變量:董事高管責(zé)任保險(xiǎn)(LINSUR)

已有研究從企業(yè)是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)、企業(yè)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的金額和購(gòu)買董責(zé)險(xiǎn)的董事高管人數(shù)占全體董事高管人數(shù)的比例三個(gè)方面衡量企業(yè)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的情況。鑒于中國(guó)董責(zé)險(xiǎn)信息披露情況,本文采用企業(yè)是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的虛擬變量衡量企業(yè)購(gòu)買董責(zé)險(xiǎn)的情況,如果企業(yè)為管理層認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)則LINSUR取值為1,否則為0。

3.控制變量

借鑒現(xiàn)有研究,所選取的控制變量包括:公司規(guī)模(Size),以公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量;資產(chǎn)負(fù)債率(LEV),以公司總負(fù)債和總資產(chǎn)的比值表示;管理層持股比例(Manrate),以管理層持股數(shù)和公司總股數(shù)的比值衡量;公司年齡(Age),采用觀測(cè)公司年度減去公司上市年度加1取對(duì)數(shù)表示;資產(chǎn)收益率(ROA),以企業(yè)營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比值表示;企業(yè)成長(zhǎng)能力(Growth),采用企業(yè)當(dāng)年?duì)I業(yè)收入相對(duì)于上一年?duì)I業(yè)收入的增長(zhǎng)率表示;資本密集度(Capital),采用固定資產(chǎn)期末凈值與公司員工總數(shù)的比值取對(duì)數(shù)表示;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE),如果企業(yè)為國(guó)有企業(yè)則為1,否則為0;企業(yè)生產(chǎn)效率(TFP),采用LP方法估計(jì)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率表示;獨(dú)立董事比例(Bind),采用獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例表示,并控制了行業(yè)Ind和年份Year。

(三)模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響,本文構(gòu)建如下回歸模型:

OFDI_DUMi,t+1=β0+β1LINSURi,t+β2Sizei,t+β3LEVi,t+β4Manratei,t+β5Agei,t+β6ROAi,t+

β7Growthi,t+β8Capitali,t+β9SOEi,t+β10TFPi,t+β11Bindi,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(1)

OFDI_AMOUNTi,t+1=β0+β1LINSURi,t+β2Sizei,t+β3LEVi,t+β4Manratei,t+β5Agei,t+β6ROAi,t+

β7Growthi,t+β8Capitali,t+β9SOEi,t+β10TFPi,t+β11Bindi,t+∑Year+∑Ind+εi,t

(2)

其中,模型(1)中被解釋變量OFDI_DUM為企業(yè)是否對(duì)外直接投資的虛擬變量,采用Logit模型回歸;模型(2)中被解釋變量OFDI_AMOUNT為企業(yè)對(duì)外直接投資的金額,是大于或等于零的連續(xù)變量,具有明顯的右偏特性,為此采用Tobit模型進(jìn)行回歸。為了降低內(nèi)生性問題,模型中被解釋變量均采用t+1期的數(shù)據(jù)。此外,在回歸模型中還控制了行業(yè)和年份對(duì)回歸結(jié)果的影響。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1是主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1中可以看到,企業(yè)對(duì)外直接投資虛擬變量(OFDI_DUM)均值為0.090 3,說明樣本中9.03%的企業(yè)進(jìn)行了對(duì)外直接投資。企業(yè)對(duì)外直接投資金額變量(OFDI_AMOUNT)均值為1.340 8,標(biāo)準(zhǔn)差為4.416 6,最小值為0,最大值為19.346 4,說明企業(yè)對(duì)外投資規(guī)模存在較大差異。企業(yè)是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)均值為0.059 6,說明樣本中董責(zé)險(xiǎn)的購(gòu)買率僅有5.96%。控制變量方面,公司規(guī)模(Size)均值為22.085 7,資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)均值為43.54%,管理層持股比例(Manrate)均值為11.45%,公司年齡(Age)均值為2.108 6,資產(chǎn)收益率(ROA)平均為5.81%,企業(yè)成長(zhǎng)能力(Growth)均值為20.25%,資本密集度(Capital)平均為12.524 8,企業(yè)生產(chǎn)效率(TFP)平均為15.095 0,獨(dú)立董事比例(Bind)均值為0.372 2,有44.56%的企業(yè)為國(guó)有企業(yè)。以上指標(biāo)均在正常范圍之內(nèi),說明研究樣本不受極端值的影響。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)單變量分析

認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)和未認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的企業(yè)對(duì)外直接投資存在差異。為了直觀展示兩類公司中對(duì)外直接投資的差異,本文依據(jù)企業(yè)是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)分組,并進(jìn)行組間差異檢驗(yàn)。表2是組間差異檢驗(yàn)結(jié)果。從表2中可以看到,未購(gòu)買董責(zé)險(xiǎn)的企業(yè)對(duì)外直接投資虛擬變量(OFDI_DUM)和對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)均值分別為0.087和1.298,低于購(gòu)買董責(zé)險(xiǎn)企業(yè)對(duì)外直接投資虛擬變量的均值0.137和對(duì)外直接投資金額的均值2.012,并且都在1%水平上顯著為負(fù)。此外,經(jīng)過Wilcoxon檢驗(yàn)后兩組樣本的Z檢驗(yàn)也顯著存在差異。以上結(jié)果表明,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的企業(yè)比未認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的企業(yè)有更高的對(duì)外直接投資意愿和對(duì)外直接投資規(guī)模。以上分析表明,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資決策具有促進(jìn)作用,初步支持董責(zé)險(xiǎn)的激勵(lì)監(jiān)督假說。其余控制變量在兩組樣本中表現(xiàn)出一定的差異性,說明購(gòu)買董責(zé)險(xiǎn)和未購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的企業(yè)特征存在顯著差異。

表2 單變量分析(以是否購(gòu)買董事高管責(zé)任保險(xiǎn)分組)

(三)多元回歸分析

表3是董責(zé)險(xiǎn)與企業(yè)對(duì)外直接投資的回歸結(jié)果。列(1)和列(3)僅在回歸模型中控制了行業(yè)和年份,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)和對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.601 8和8.151 8,均在1%水平上顯著為正;列(2)和列(4)在回歸模型中增加了控制變量,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與企業(yè)是否進(jìn)行對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)和對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.419 4和5.077 1,同樣均在1%水平上顯著為正,說明認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)能夠促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資意愿和投資規(guī)模。以上回歸結(jié)果表明,董責(zé)險(xiǎn)在企業(yè)對(duì)外直接投資方面發(fā)揮激勵(lì)監(jiān)督作用,對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資具有促進(jìn)效應(yīng)。

表3 董責(zé)險(xiǎn)與企業(yè)對(duì)外直接投資回歸結(jié)果

(四)影響渠道分析

基于以上研究,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資產(chǎn)生積極影響,但其通過何種機(jī)制發(fā)揮作用不得而知。根據(jù)前面理論分析,一方面,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)會(huì)對(duì)企業(yè)管理者產(chǎn)生激勵(lì)監(jiān)督效應(yīng),緩解其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向,降低公司代理成本,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。另一方面,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理對(duì)沖工具,能夠?yàn)楣芾韺記Q策失誤風(fēng)險(xiǎn)兜底,提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。為此,本文從降低代理成本和提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)視角檢驗(yàn)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的作用機(jī)制。本文采用分組回歸方法進(jìn)行檢驗(yàn),如果認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)較高和代理成本較高的樣本中顯著,則說明降低代理成本和提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的渠道成立。

代理成本反映管理層和股東之間的代理問題,管理層享樂主義越嚴(yán)重,企業(yè)代理成本越大。關(guān)于企業(yè)代理成本,目前有銷售管理費(fèi)用率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率兩個(gè)測(cè)度指標(biāo)。與銷售管理費(fèi)用率相比,總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率體現(xiàn)了管理層的努力程度和管理效率,能夠較好刻畫股東和管理層之間的利益沖突程度,總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高說明管理層越努力工作,股東和管理層之間的代理成本越低,反之,則代理成本越高。因此,本文采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量代理成本,并將其等分成三組,排在前1/3的定義為代理成本較低組,后2/3的定義為代理成本較高組。分組檢驗(yàn)結(jié)果如表4的Panel A所示?？梢钥吹?在代理成本較高組中,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否進(jìn)行對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)、對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.459 3、5.829 4,并且都在1%水平上顯著為正。而在代理成本較低組中,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否進(jìn)行對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)、對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.354、3.886,但是都不顯著,表明董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用顯著存在于代理成本較高的企業(yè)中,因此認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)可以激勵(lì)管理層努力工作,降低代理成本,促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。

作為企業(yè)外部風(fēng)險(xiǎn)的重要組成部分,訴訟風(fēng)險(xiǎn)能夠破壞企業(yè)穩(wěn)定的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)環(huán)境,增加企業(yè)外部經(jīng)濟(jì)不確定性。外部經(jīng)濟(jì)不確定性越高,企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越大,鑒于此,本文采用訴訟風(fēng)險(xiǎn)衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。具體采用涉訴金額與總資產(chǎn)的比值計(jì)算得到,同時(shí)將其等分成三組,排在前1/3的定義為訴訟風(fēng)險(xiǎn)較低組,后2/3的定義為訴訟風(fēng)險(xiǎn)較高組,分組檢驗(yàn)結(jié)果如表4的Panel B所示?？梢钥吹?在訴訟風(fēng)險(xiǎn)較高組中,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否進(jìn)行對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)、對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.497 6、6.301 6,并且都在1%水平上顯著為正。而在訴訟風(fēng)險(xiǎn)較低組中,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否進(jìn)行對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)、對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.242、2.140,但是都不顯著。這表明認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用顯著存在于訴訟風(fēng)險(xiǎn)較高的企業(yè)中,因此認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)可以提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平來促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資的渠道成立。

表4 董責(zé)險(xiǎn)影響企業(yè)對(duì)外直接投資的渠道測(cè)試結(jié)果

(五)內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上市公司是否購(gòu)買董責(zé)險(xiǎn)不是隨機(jī)事件,可能存在公司和保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的雙向選擇問題。一方面,面臨較大股東訴訟風(fēng)險(xiǎn)、較大代理沖突和存在風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向高管的公司更傾向于認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn);另一方面,保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)在受理投保公司董責(zé)險(xiǎn)業(yè)務(wù)時(shí),會(huì)評(píng)估投保公司的經(jīng)營(yíng)和風(fēng)險(xiǎn)狀況,保留經(jīng)營(yíng)狀況較好和風(fēng)險(xiǎn)較小的公司。因此,董責(zé)險(xiǎn)與企業(yè)對(duì)外直接投資的正相關(guān)關(guān)系可能受到上市公司和保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)復(fù)雜選擇效應(yīng)的影響。為此,本文通過傾向得分匹配(PSM)、Heckman兩階段回歸模型、安慰劑檢驗(yàn)方式緩解內(nèi)生性問題。同時(shí),本文進(jìn)一步控制其他變量以及更換回歸模型和替換變量重新檢驗(yàn)本文結(jié)論,以保證結(jié)論的穩(wěn)健性。

1.傾向得分匹配(PSM)

上市公司認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)可能是基于自身特征做出的決策,也可能是保險(xiǎn)公司的篩選所致?；诖?本文將認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的公司作為實(shí)驗(yàn)組,未認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的公司作為對(duì)照組進(jìn)行傾向得分匹配。選取公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、公司年齡(Age)、資產(chǎn)收益率(ROA)、成長(zhǎng)能力(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、第一大股東持股比例(Top1)、獨(dú)立董事比例(Bind)等影響公司認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)可能性的變量進(jìn)行1∶1有放回傾向得分匹配,以消除認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)和未認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)公司間的特征差異。然后,對(duì)匹配后的樣本進(jìn)行再回歸,結(jié)果如表5的Panel A所示?？梢钥吹?是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與企業(yè)是否對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)和企業(yè)對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)至少在10%水平上顯著為正,說明本文結(jié)論依然較為穩(wěn)健。

2.Heckman兩階段回歸

進(jìn)行對(duì)外直接投資活動(dòng)的企業(yè)可能更傾向于認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn),從而導(dǎo)致本文結(jié)論存在偏差。為此,本文使用Heckman兩階段回歸解決樣本自選擇問題。第一階段,在控制公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、公司年齡(Age)、資產(chǎn)收益率(ROA)、成長(zhǎng)能力(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、獨(dú)立董事比例(Bind)等基礎(chǔ)上加入第一大股東持股比例(Top1)估計(jì)公司是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)概率并得到逆米爾斯比率(IMR)。第二階段,將逆米爾斯比率(IMR)作為控制變量加入模型(1)和模型(2)中進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果如表5的Panel B所示?？梢钥吹?加入IMR之后是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)的系數(shù)仍然至少在5%水平上顯著為正,說明本文結(jié)論依然較為穩(wěn)健。

3.安慰劑檢驗(yàn)

認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)與企業(yè)對(duì)外直接投資的正相關(guān)關(guān)系可能受到遺漏變量的干擾,為了排除遺漏變量對(duì)本文結(jié)論的干擾,本文采用安慰劑檢驗(yàn),將是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)在各上市公司中隨機(jī)交換,用重新匹配后的樣本進(jìn)行模型(1)和模型(2)回歸,回歸結(jié)果如表5的Panel C所示。若認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)與企業(yè)對(duì)外直接投資的正相關(guān)關(guān)系由遺漏變量所導(dǎo)致,則重新匹配后的是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)系數(shù)將依然顯著為正。但是,表5的Panel C中隨機(jī)變換后的是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)系數(shù)不再顯著,說明認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)能夠促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資意愿和對(duì)外直接投資規(guī)模,本文結(jié)論依然較為穩(wěn)健。

為進(jìn)一步增強(qiáng)安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性,本文將是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)隨機(jī)分配給各個(gè)上市公司,并對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行重復(fù)回歸1 000次,并統(tǒng)計(jì)分析回歸的系數(shù)和T值,如表6和圖1、圖2所示。1 000次重復(fù)回歸后系數(shù)顯著為正和顯著為負(fù)的占比較少,意味著本文構(gòu)造的虛擬處理效應(yīng)不存在,說明認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)確實(shí)能夠促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資意愿和對(duì)外直接投資規(guī)模,本文結(jié)論依然較為穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

表6 安慰劑進(jìn)一步回歸檢驗(yàn)

圖1 模型(1)虛擬處理效應(yīng)統(tǒng)計(jì)分布

圖2 模型(2)虛擬處理效應(yīng)統(tǒng)計(jì)分布

4.更換模型和替換變量

董責(zé)險(xiǎn)與企業(yè)對(duì)外直接投資的正相關(guān)關(guān)系可能受到回歸模型偏差影響。本文通過改變回歸模型和替換變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于企業(yè)是否對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)是一個(gè)虛擬變量,因此對(duì)模型(1)采用probit模型回歸,回歸結(jié)果如表7列(1)所示;另外,將被解釋變量替換成企業(yè)對(duì)外直接投資次數(shù)(OFDI_NUM),以降低變量對(duì)結(jié)果造成的估計(jì)偏誤。由于企業(yè)對(duì)外直接投資次數(shù)(OFDI_NUM)是一個(gè)非負(fù)整數(shù),因此采用負(fù)二向回歸模型進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果如表7列(2)所示?？梢钥吹?更換回歸模型和替換變量后,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)的系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正,本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

5.進(jìn)一步控制其他變量

宏觀環(huán)境因素和管理層的某些特征會(huì)影響企業(yè)對(duì)外直接投資決策,也可能影響公司認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn),進(jìn)而導(dǎo)致本文研究產(chǎn)生遺漏變量偏誤。為此,本文進(jìn)一步控制可能遺漏的其他變量,包括環(huán)境不確定性(Eu)、管理層是否具有海外背景(Oversea)、管理層是否具有學(xué)術(shù)背景(Academic)、管理層是否具有金融工作背景(Finance),回歸結(jié)果如表7列(3)和列(4)所示?？梢钥吹?在增加這些變量之后,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)的系數(shù)仍然至少在5%水平上顯著為正,本文結(jié)論依然較為穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步分析

(一)董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì)與股權(quán)激勵(lì):互補(bǔ)VS替代

企業(yè)在進(jìn)行對(duì)外直接投資過程中既要應(yīng)對(duì)母國(guó)和投資國(guó)的雙重投資風(fēng)險(xiǎn),又需要承擔(dān)比國(guó)內(nèi)投資更大的沉沒成本?；谧陨砺曌u(yù)和職業(yè)的擔(dān)憂,管理層進(jìn)行對(duì)外直接投資意愿不足。已有研究發(fā)現(xiàn),通過增加管理層薪酬、授予管理層股權(quán)等收益激勵(lì)方式,可以有效降低企業(yè)對(duì)外直接投資過程中的委托代理問題,激發(fā)管理層的積極性,進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資。而認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)則是發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)兜底作用,將管理層在對(duì)外直接投資決策中的失誤風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁給保險(xiǎn)機(jī)構(gòu),降低管理層的職業(yè)風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而激勵(lì)管理層做出對(duì)外直接投資決策?；谝陨戏治?薪酬、股權(quán)等收益激勵(lì)和董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì)是企業(yè)對(duì)外直接投資激勵(lì)機(jī)制中的不同維度,那么二者之間是互補(bǔ)關(guān)系還是替代關(guān)系呢?為此,本文以管理層持股比例衡量股權(quán)激勵(lì)的強(qiáng)度。將研究樣本按照管理層持股比例的平均數(shù)分成高低兩組,并分別對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行分組回歸分析,回歸結(jié)果如表8的Panel A所示。從表8可以看到,在管理層持股比例低的樣本中,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)、對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.432 7、5.325 1,且均在1%水平上顯著為正,而在管理層持股比例高的樣本中,是否認(rèn)購(gòu)責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)、對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的系數(shù)分別為0.166、1.045,但是都不顯著。研究結(jié)果說明董責(zé)險(xiǎn)對(duì)管理層的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì)與股權(quán)收益激勵(lì)在企業(yè)對(duì)外直接投資中發(fā)揮替代作用。

(二)管理層海外背景異質(zhì)性的影響

董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用可能受到管理層的海外背景異質(zhì)性的影響。一方面,高階梯隊(duì)理論認(rèn)為管理層的海外背景異質(zhì)性會(huì)影響企業(yè)國(guó)際化決策。在企業(yè)對(duì)外直接投資過程中,由于要面臨東道國(guó)政治風(fēng)險(xiǎn)、匯率風(fēng)險(xiǎn)等因素引起的較高不確定性和復(fù)雜性的國(guó)際市場(chǎng)環(huán)境,管理層具備全球性戰(zhàn)略視野、海外工作經(jīng)驗(yàn)和國(guó)際資源能有效幫助企業(yè)提升海外投資效率。因此,管理層的海外背景作為企業(yè)獨(dú)特的人力資本優(yōu)勢(shì),可以幫助企業(yè)推進(jìn)對(duì)外直接投資。另一方面,董責(zé)險(xiǎn)制度誕生于海外,且海外企業(yè)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的比率遠(yuǎn)高于國(guó)內(nèi)。具有海外背景的管理層可能會(huì)將董責(zé)險(xiǎn)制度帶到企業(yè),并在對(duì)外直接投資過程中運(yùn)用董責(zé)險(xiǎn)維護(hù)自身利益?；谝陨戏治?我們預(yù)測(cè)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用在管理層具有海外背景的企業(yè)中更明顯。為此,我們將回歸樣本按照管理層是否具有海外背景分成兩組,并分別對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行分組回歸分析,回歸結(jié)果如表8的Panel B所示。從表中可以看到,在管理層具有海外背景的樣本中,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)和對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.476 4、5.701 4,并且至少在5%水平上顯著為正,在管理層無(wú)海外背景的樣本中,是否認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)(LINSUR)與是否對(duì)外直接投資(OFDI_DUM)和對(duì)外直接投資金額(OFDI_AMOUNT)的回歸系數(shù)分別為0.199、2.142,但都不顯著。以上結(jié)果說明,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用在管理層具有海外背景的企業(yè)中更明顯。

表8 進(jìn)一步分析回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

增加管理層的收益和降低風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向是激勵(lì)管理層進(jìn)行對(duì)外直接投資決策的重要途徑,區(qū)別于從薪酬激勵(lì)和股權(quán)激勵(lì)等收益激勵(lì)視角對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響研究,本文基于認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)的獨(dú)特情境,從降低管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向視角,探討認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的影響。研究發(fā)現(xiàn),認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)能夠提升企業(yè)對(duì)外直接投資傾向和投資規(guī)模,對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資具有促進(jìn)效應(yīng),符合激勵(lì)監(jiān)督假說,且上述關(guān)系在經(jīng)過一系列內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用顯著存在于代理成本和訴訟風(fēng)險(xiǎn)較高的企業(yè),表明董責(zé)險(xiǎn)能夠通過降低代理成本和提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平兩條渠道來影響企業(yè)對(duì)外直接投資。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì)與股權(quán)收益激勵(lì)在促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資中存在替代效應(yīng)。另外,董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資的促進(jìn)作用在管理層具有海外背景的企業(yè)中更明顯。

根據(jù)以上結(jié)論,本文政策啟示主要有以下三點(diǎn)。第一,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)對(duì)外直接投資具有促進(jìn)效應(yīng),說明在企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)決策時(shí),董責(zé)險(xiǎn)可以發(fā)揮激勵(lì)監(jiān)督效應(yīng)。但是,中國(guó)企業(yè)董責(zé)險(xiǎn)的購(gòu)買率相對(duì)較低,政策部門應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)和引導(dǎo)上市公司購(gòu)買董責(zé)險(xiǎn),以提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)投資效率。第二,認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)能夠提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平和降低代理成本,從而促進(jìn)企業(yè)對(duì)外直接投資,并且在高管激勵(lì)效應(yīng)中與股權(quán)激勵(lì)存在替代效應(yīng)。這對(duì)完善高管激勵(lì)機(jī)制有一定的啟發(fā),企業(yè)可以根據(jù)自身情況,建立同時(shí)兼顧收益和止損的高管激勵(lì)機(jī)制,以降低企業(yè)代理成本,提高企業(yè)資源配置效率。第三,雖然本文結(jié)論說明認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)對(duì)公司治理具有積極效應(yīng),但中國(guó)董責(zé)險(xiǎn)制度尚處發(fā)展階段,各項(xiàng)相關(guān)法律法規(guī)有待完善,可能出現(xiàn)認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)誘發(fā)管理層道德風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)主義的行為。為了防止認(rèn)購(gòu)董責(zé)險(xiǎn)背離設(shè)立的初衷,相關(guān)政策部門應(yīng)當(dāng)盡量完善相關(guān)政策法規(guī),以保障發(fā)揮董責(zé)險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)激勵(lì)監(jiān)督效應(yīng)。