肖小虹，潘 也

(貴州財經(jīng)大學 工商管理學院，貴州 貴陽 550025)

0 引言

董事高管責任保險(董責險)是指董事、監(jiān)事及高管在履行職責過程中，因工作疏忽、不當行為被追究責任時，由保險公司賠償法律訴訟費用及承擔其它相應(yīng)民事賠償責任的保險。自2002年證監(jiān)會頒布《上市公司治理準則》以來，董責險逐漸受到我國A股上市公司重視。但截至2019年，中國內(nèi)地董責險投保率仍然較低，僅為10%，投保董責險的A股上市公司不到300家。與此同時，在我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，企業(yè)高層受到越來越多的環(huán)境監(jiān)管。企業(yè)作為市場經(jīng)濟主體，在平衡經(jīng)濟效益和環(huán)境效益方面具有義不容辭的責任。構(gòu)建綠色、集約、高效的創(chuàng)新系統(tǒng)，實施綠色創(chuàng)新是推動我國企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。企業(yè)管理層可能會出于職業(yè)顧慮傾向于規(guī)避創(chuàng)新活動，而選擇風險較小且收益較高的短期項目[1]。如何有效抑制企業(yè)管理層的短視行為，搶占綠色創(chuàng)新“制高點”，對企業(yè)生存和發(fā)展至關(guān)重要。董責險作為公司治理過程中能夠降低企業(yè)高層責任風險的契約[2]，購買董責險能否激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新意愿，推動企業(yè)綠色創(chuàng)新活動？這是本文需要探究的問題。

綠色創(chuàng)新作為企業(yè)平衡經(jīng)濟利益與資源環(huán)境的創(chuàng)新行為，能夠滿足當前我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的迫切需要。相較于普通創(chuàng)新活動，綠色創(chuàng)新需要更多的資金投入、更強的人才保障和更高的技術(shù)水平。因此，其投入沉沒性、過程不可逆性及產(chǎn)出不確定性更顯著，是一種周期長、風險大的創(chuàng)新行為?，F(xiàn)有微觀企業(yè)綠色創(chuàng)新研究已取得一定成果，主要涉及驅(qū)動因素和影響結(jié)果兩個方面。企業(yè)綠色創(chuàng)新驅(qū)動因素大體可分為4個方面：第一，市場因素。市場壓力[3]、消費者綠色需求[4]對企業(yè)綠色創(chuàng)新均具有促進作用。第二，環(huán)境政策因素。排污權(quán)交易試點政策[5]、低碳試點政策[6]均能誘發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新。第三，政府因素。大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼對企業(yè)綠色創(chuàng)新具有推動作用[7,8]。然而，有學者進一步研究發(fā)現(xiàn)，這一助推作用僅存在于企業(yè)成長期和蛻變期[9]。第四，規(guī)制因素。有學者研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制能促進企業(yè)綠色創(chuàng)新[10]，產(chǎn)生外部規(guī)制因素對企業(yè)綠色創(chuàng)新的倒逼效應(yīng)[11]；也有學者研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制與企業(yè)綠色創(chuàng)新存在“U”型關(guān)系[12]。現(xiàn)有研究顯示，綠色創(chuàng)新能促進品牌資產(chǎn)提升[13]，幫助企業(yè)樹立綠色形象，擴大市場份額[14]，使其能夠應(yīng)對來自市場競爭對手的挑戰(zhàn)[15]。研究表明，綠色工藝創(chuàng)新能夠顯著提升制造業(yè)行業(yè)財務(wù)績效[16]，而且企業(yè)綠色創(chuàng)新行為能夠顯著提升企業(yè)環(huán)境績效[17]和企業(yè)整體績效[18]。由此可見，企業(yè)綠色創(chuàng)新是一個涉及市場、經(jīng)濟、政策、技術(shù)等因素的系統(tǒng)工程，需要管理層積極統(tǒng)籌與規(guī)劃。目前，頻頻出現(xiàn)的管理層短視行為導致企業(yè)內(nèi)外部資源稟賦無法得到充分利用，進而導致綠色創(chuàng)新活動陷入低投入、低產(chǎn)出、低效率困境。大多數(shù)企業(yè)受制于管理層的短期規(guī)劃，無法找到經(jīng)濟利益與環(huán)境保護的平衡點。

鑒于此，本文利用2011—2019年我國A股上市公司董責險數(shù)據(jù)，并將其與企業(yè)綠色專利數(shù)據(jù)進行匹配，實證分析董責險對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，以期為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，企業(yè)通過購買董責險驅(qū)動綠色創(chuàng)新跨越式發(fā)展提供科學的理論依據(jù)。

1 文獻回顧與研究假設(shè)

1.1 文獻回顧

自董責險出現(xiàn)以來，學術(shù)界對其利弊存在較大爭議，主要分為兩個方面：第一，正面效應(yīng)。基于管理層激勵假設(shè)，已有研究發(fā)現(xiàn)，董責險能夠增強企業(yè)高層抗風險能力，激發(fā)其變革勇氣，進而降低企業(yè)違規(guī)概率[19]，提升企業(yè)價值[20]。也有研究發(fā)現(xiàn)，董責險能夠提升會計穩(wěn)健性，顯著降低企業(yè)增發(fā)費用成本[21]?；趧?chuàng)新理論，企業(yè)引入董責險能夠顯著提升自主創(chuàng)新水平[22]，且購買時間越長越有利于創(chuàng)新[23]，表明董責險可以作為推動企業(yè)創(chuàng)新的激勵工具。第二，負面效應(yīng)?；诘赖嘛L險假設(shè)，風險規(guī)避動機既是企業(yè)購買董責險的內(nèi)在驅(qū)動力[24]，也是企業(yè)高層的自利手段。企業(yè)在購買董責險后產(chǎn)生的風險松綁效應(yīng)，在一定程度上能夠轉(zhuǎn)移管理層的責任成本，使更多獨立董事因疏于履責而產(chǎn)生懈怠[25]，從而加劇企業(yè)經(jīng)營風險[26]。此外，較高的董責險投保率會提升企業(yè)財務(wù)政策激進程度，進而誘發(fā)企業(yè)誤報盈余和財務(wù)重述行為[27]，顯然不利于企業(yè)創(chuàng)新。

綜上分析可知：第一，關(guān)于董責險對企業(yè)創(chuàng)新的影響，現(xiàn)有研究存在一定爭議，二者間的關(guān)系尚未明晰。第二，相較于普通創(chuàng)新活動，綠色創(chuàng)新需要更多的資金投入、更強的人才保障和更高的技術(shù)水平，其投入沉沒性、過程不可逆性及產(chǎn)出不確定性等特征更顯著，是一種周期長、風險大的創(chuàng)新行為。對于企業(yè)能否通過購買董責險推動綠色創(chuàng)新，相關(guān)研究涉及較少。目前，我國經(jīng)濟處于由高速發(fā)展向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵階段，研究董責險與企業(yè)綠色創(chuàng)新的關(guān)系對促進我國經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)變具有顯著裨益。

1.2 理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)綠色創(chuàng)新是一個涉及市場、經(jīng)濟、政策、技術(shù)等因素的系統(tǒng)工程，相較于其它類型的創(chuàng)新活動，綠色創(chuàng)新的資本沉沒性與不可逆性更顯著。在委托代理關(guān)系下，企業(yè)管理層可能傾向于選擇低風險戰(zhàn)略，以確保自身職業(yè)生涯的穩(wěn)定，這種短視行為會給企業(yè)綠色創(chuàng)新帶來不利影響[28]。董責險對管理層的激勵效應(yīng)能夠有效抑制企業(yè)高層的短視行為，但其風險松綁效應(yīng)可能催生管理者的機會主義行為。因此，董責險究竟是推動企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵工具還是管理層阻礙綠色創(chuàng)新的自利手段，需進一步研究。

基于管理層激勵假設(shè)，董責險產(chǎn)生的兜底效應(yīng)能夠有效制約高層機會主義行為，推動企業(yè)綠色創(chuàng)新活動，成為企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵工具。首先，綠色創(chuàng)新作為企業(yè)順應(yīng)環(huán)境變化而實施的重大戰(zhàn)略，在資源獲取、產(chǎn)品研發(fā)和市場銷售過程中，均存在極大的不確定性。具有風險規(guī)避傾向的管理者缺乏承擔風險的勇氣，而會選擇風險較小的項目。如果管理層厭惡風險，選擇忽視和回避綠色創(chuàng)新行為，那么其在綠色創(chuàng)新中的代理行為就會被放大，成為企業(yè)綠色創(chuàng)新的障礙。其次，企業(yè)綠色創(chuàng)新成效需要時間才能顯現(xiàn)，短期業(yè)績表現(xiàn)可能不佳，這種技術(shù)溢出的負外部性會使管理層產(chǎn)生被企業(yè)降薪或問責的顧慮，從而動搖其開展綠色創(chuàng)新活動的決心。已有研究表明，董責險能有效緩解管理層的風險規(guī)避傾向，提升企業(yè)抗風險能力[29]。董責險所產(chǎn)生的兜底效應(yīng)可以將企業(yè)高層因決策失誤帶來的財務(wù)損失轉(zhuǎn)嫁給保險公司，從而極大地消除管理者的顧慮[30]，促使其選擇更適合企業(yè)長期發(fā)展的綠色創(chuàng)新活動。同時，董責險的風險轉(zhuǎn)嫁機制能夠吸引更多高素質(zhì)管理者[31]，從而為企業(yè)綠色創(chuàng)新注入強大活力。

基于機會主義假設(shè)，董責險對企業(yè)管理層的兜底效應(yīng)逐漸成為管理者自利行為的“保護傘”，可能產(chǎn)生潛在道德風險，成為管理層阻礙綠色創(chuàng)新的自利手段。董責險對管理者的風險松綁效應(yīng)，使得保險公司成為管理者決策失誤的最后承擔者，進而削弱法律規(guī)制對管理者的威懾及懲處作用，更易誘發(fā)機會主義行為[32]。在上述行為方式驅(qū)使下，一方面，董責險會極大降低管理層的風險偏好和勤勉程度[25]，使企業(yè)發(fā)展逐漸偏離具有高風險性的綠色創(chuàng)新軌道；另一方面，董責險會引發(fā)更多自利行為以滿足管理者的個人私利[33]，進而擠占企業(yè)綠色創(chuàng)新資源，對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響。綜上所述，本文提出如下競爭性假設(shè)：

H1a：若管理層激勵假設(shè)成立，購買董責險則是管理層實現(xiàn)企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵工具；

H1b：若機會主義假設(shè)成立，購買董責險則是管理層阻礙企業(yè)綠色創(chuàng)新的自利手段。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2019年我國滬深A(yù)股上市公司為研究對象，所選企業(yè)涉及證監(jiān)會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》的17大類，并將董責險數(shù)據(jù)與企業(yè)綠色專利數(shù)據(jù)相匹配，形成2011—2019年面板數(shù)據(jù)集。為提高數(shù)據(jù)的可靠性與有效性，本文對初始樣本作如下處理：①剔除晚于2011年上市的公司；②剔除金融類上市公司；③剔除ST、*ST及退市公司；④對變量進行1%和99%分位數(shù)的Winsorize處理，以此降低異常值的干擾。經(jīng)過篩選、匹配，共收集到18 720個企業(yè)—年份觀測樣本。其中，董責險數(shù)據(jù)通過查閱企業(yè)披露的股東大會及董事會會議內(nèi)容整理獲得。根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織2010年發(fā)布的綠色專利IPC分類清單，從國家知識產(chǎn)權(quán)局(SIPO)檢索并收集綠色專利數(shù)據(jù)。其它數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫和滬深交易所披露的上市公司年報，統(tǒng)計分析軟件為Stata15.1。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)綠色創(chuàng)新(GI)。已有文獻基于企業(yè)能耗或新產(chǎn)品的角度對綠色創(chuàng)新進行測量[34]，該方法側(cè)重產(chǎn)業(yè)層面的宏觀分析，無法精確觀測企業(yè)個體層面的綠色創(chuàng)新水平差異。為滿足研究需要，結(jié)合已有研究[11,12]，本文采用企業(yè)當期綠色專利申請總量、綠色發(fā)明專利申請量及綠色實用新型專利申請量衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新，揭示不同企業(yè)綠色創(chuàng)新水平差異，并在回歸模型中將綠色專利申請量+1后取對數(shù)處理(LnGI_all、LnGI_inv、LnGI_use)。選擇綠色專利申請量而非授權(quán)量，是因為一項專利從申請到授權(quán)存在時滯性。因此，專利申請量比授權(quán)量更加可靠[35]。

2.2.2 解釋變量

董事會高管責任險(D&O)。國外關(guān)于董責險的研究較為成熟，大多采用董責險投保金額作為其替代變量[32]。由于我國不強制要求企業(yè)披露董責險信息，因而董責險投保金額相關(guān)數(shù)據(jù)獲取具有一定的難度。因此，本文基于股東大會公告及董事會會議公告，手動收集企業(yè)購買董責險的證據(jù)，設(shè)置D&O的虛擬變量，若企業(yè)當年購買董責險，則購買董責險后的年份中D&O=1，否則為0，以此作為董責險的替代變量。上述方法已被大多數(shù)相關(guān)研究采納[26,36]。

2.2.3 控制變量

為避免遺漏變量帶來的估計偏誤，本文選擇企業(yè)層面多個與綠色創(chuàng)新關(guān)聯(lián)度高的變量作為控制變量，涉及企業(yè)特征和公司治理兩個方面。其中，企業(yè)特征變量包括：企業(yè)年齡(Age)，以企業(yè)成立年限的自然對數(shù)(LnAge)作為代理變量；企業(yè)研發(fā)投入強度(GI_input)，以企業(yè)研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例作為代理變量；企業(yè)成長能力(Growth)，以營業(yè)收入增長率作為代理變量；企業(yè)凈資產(chǎn)收益率(ROE)，以凈資產(chǎn)與股東權(quán)益之比衡量；企業(yè)股權(quán)性質(zhì)(SOE)，國有企業(yè)為1，否則為0。公司治理變量包括：獨立董事占比(Indep)；董事會會議次數(shù)(Meeting)，并作歸一化處理。此外，本文控制了企業(yè)行業(yè)效應(yīng)(IND)和年份效應(yīng)(YEAR)。相關(guān)變量定義如表1所示。

表1 變量定義Tab.1 Variable definitions

2.2.4 模型設(shè)定

為研究董責險對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響，模型設(shè)定如下：

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

(1)

其中，GIi,t為模型的被解釋變量，表示企業(yè)i第t年開展綠色創(chuàng)新活動的程度，通過綠色專利總申請量、綠色發(fā)明專利申請量、綠色實用專利申請量進行衡量。D&Oi,t為模型的解釋變量，表示企業(yè)i第t年是否購買董責險，是為1，否則為0。Firm_Controlsi,t為企業(yè)i第t年的所有控制變量。IND和YEAR分別為行業(yè)、年份虛擬變量，表示模型控制了企業(yè)行業(yè)效應(yīng)和年份效應(yīng)。εi,t為模型隨機誤差項。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

(1)綠色創(chuàng)新專利總申請量、綠色發(fā)明專利申請量、綠色實用專利申請量的平均值分別為1.328、0.769、0.490，處于較低水平，表明樣本企業(yè)對綠色創(chuàng)新活動的重視程度不足，標準差分別為5.006、3.072、1.897，變化較大，說明樣本企業(yè)間綠色創(chuàng)新水平差異較為顯著。

(2)董責險變量的均值僅為0.071，說明研究樣本中僅7.1%的企業(yè)購買了董責險，反映出在我國A股上市公司中購買董責險的企業(yè)占比仍然較低。

(3)其余各控制變量描述性統(tǒng)計值均處于正常水平，說明經(jīng)過Winsorize處理后，基本可排除異常值的干擾。此外，未購買董責險樣本和購買董責險樣本的均值差異檢驗結(jié)果如表2所示。結(jié)果顯示，購買董責險樣本企業(yè)的綠色專利申請總量、綠色發(fā)明專利申請量和綠色實用專利申請量均顯著高于未購買董責險樣本企業(yè)，初步表明，企業(yè)購買董責險能夠促進綠色創(chuàng)新。控制變量的均值差異檢驗結(jié)果基本顯著，說明本文選取的控制變量具有有效性。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果Tab.2 Variable descriptive statistics

3.2 基準回歸結(jié)果

本文使用最小二乘法估計企業(yè)董責險對綠色創(chuàng)新的影響，并在模型中控制行業(yè)效應(yīng)和年份效應(yīng)，回歸結(jié)果如表3模型1～6所示。

表3 董事高管責任保險與企業(yè)綠色創(chuàng)新Tab.3 The regression results of D&O liability insurance on corporate green innovation

回歸結(jié)果顯示，首先，在模型1、模型3、模型5中未加入相關(guān)控制變量時，D&O對綠色創(chuàng)新變量的影響回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上為正，表明僅考慮行業(yè)特性和時間效應(yīng)而不考慮企業(yè)層面其它因素的情況下，企業(yè)購買董責險能夠促進綠色創(chuàng)新。其次，在模型2中，解釋變量D&O的回歸系數(shù)為0.210，并通過1%的顯著性水平檢驗(β=0.210，p<0.01)，說明企業(yè)購買董責險能夠提升企業(yè)綠色專利總申請量。此外，模型4中，D&O的回歸系數(shù)為0.164，在1%的水平上顯著(β=0.164，p<0.01)，表明企業(yè)購買董責險能夠提升綠色發(fā)明專利申請量。最后，在模型6中，D&O的系數(shù)為0.123，同樣在1%的水平上(β=0.123，p<0.01)顯著，說明企業(yè)購買董責險同樣能夠提升綠色實用新型專利申請量。因此，不論是綠色專利總申請量、綠色發(fā)明專利申請量，還是綠色實用新型專利申請量，企業(yè)在購買董責險后均能對其產(chǎn)生提升作用，表明企業(yè)認購董責險可以成為管理層實現(xiàn)綠色創(chuàng)新的激勵工具，驗證了H1a。原因可能是，企業(yè)在購買董責險后，為管理層提供了顯性契約擔保，使其減輕了因綠色創(chuàng)新失敗產(chǎn)生的降薪、問責等顧慮，能夠縮小因管理層與股東間代理行為所帶來的戰(zhàn)略誤差，進而激發(fā)管理層的綠色創(chuàng)新意愿，使其愿意實施代表企業(yè)長期績效的綠色創(chuàng)新活動?？刂谱兞炕貧w結(jié)果顯示，企業(yè)成立越久越不利于綠色創(chuàng)新，而企業(yè)研發(fā)投入強度越大、凈資產(chǎn)收益率越高、董事會會議召開次數(shù)越多就越有利于企業(yè)綠色創(chuàng)新，這與王曉祺等[11]的研究結(jié)論基本一致。

3.3 內(nèi)生性處理

3.3.1 Heckman兩階段模型

本文中，D&O表示企業(yè)在某一年是否購買董責險，如果購買則取值為1，否則為0。因此，在基準回歸中可能存在樣本自選擇問題。為消除樣本自選擇問題的干擾，本文使用Heckman兩階段法對基準回歸結(jié)果進行檢驗。首先，選取同行業(yè)中其它公司購買董責險的比例(Other_D&O)作為外生工具變量，同行業(yè)中其它公司購買董責險的比例越高，越可能刺激本公司購買董責險，滿足工具變量的相關(guān)性要求。同時，同行業(yè)中其它公司是否購買董責險并不會直接影響本公司，滿足工具變量的外生性要求。其次，在Heckman第一階段回歸中，將D&O設(shè)置為被解釋變量，并加入Other_D&O，使用Probit模型進行回歸，利用第一階段的回歸結(jié)果，得到逆米爾斯比(IMR)。最后，將逆米爾斯比(IMR)加入到Heckman第二階段模型中進行擬合，第二階段回歸結(jié)果如表4模型7～9所示?；貧w結(jié)果顯示，D&O的系數(shù)依然在1%的顯著性水平下為正，其余控制變量與基準回歸結(jié)果基本一致，說明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.3.2 PSM傾向得分匹配

在基準模型中，通過控制行業(yè)效應(yīng)和年份效應(yīng)，在一定程度上解決了遺漏變量所帶來的估計誤差問題，但模型中還存在一定的內(nèi)生性問題。為緩解可能存在的內(nèi)生性問題，本文基于企業(yè)是否購買董責險這一變更事件，將樣本期內(nèi)購買過董責險的企業(yè)作為處理組，并將樣本期內(nèi)未購買董責險的企業(yè)作為參照組，采用傾向得分匹配方法(PSM)進行處理。第一步，運用Probit模型對樣本企業(yè)是否購買董責險進行傾向性評分，然后進行1對1最近鄰匹配，即將樣本期內(nèi)購買董責險的企業(yè)與未購買董責險的企業(yè)進行匹配。第二步，對篩選匹配后的樣本進行回歸。PSM的基本原理是對影響個體特征的多個因素進行綜合傾向性得分計算，并以此為標準，對參照組與處理組中得分相近的樣本進行匹配，進而避免自選擇問題，達到類似隨機分組的目的。因此，本文參照賴黎等[26]的研究成果，選擇包含企業(yè)特征和公司治理層面的多個匹配變量，具體定義如表5所示。

表4 Heckman兩階段模型回歸結(jié)果Tab.4 The regression results of Heckman two-stage model

PSM 方法可靠與否取決于匹配后處理組和參照組企業(yè)在可觀測變量上(購買董責險之前)是否存在顯著差異。如果二者差異顯著，則表明所選擇的可觀測變量或匹配方法不恰當，匹配失效。因此，需要通過檢驗匹配后的特征變量是否滿足平衡性假設(shè)進行匹配平衡性檢驗，結(jié)果如表6所示。根據(jù)表6結(jié)果可知，匹配后處理組和參照組大多數(shù)變量的標準偏差大幅度降低，且標準偏差的絕對值均在10%以下。T檢驗結(jié)果表明，匹配后處理組和參照組的特征變量均不存在顯著差異，滿足匹配后平衡性檢驗條件，說明經(jīng)PSM匹配后的結(jié)果可靠。

對經(jīng)PSM處理后的樣本進行回歸檢驗，結(jié)果如表7所示。模型10和模型11估計結(jié)果顯示，D&O的回歸系數(shù)在10%的水平上均顯著為正，說明企業(yè)購買董責險對企業(yè)綠色創(chuàng)新專利總申請量和綠色發(fā)明專利申請量的提升作用是有效的。但模型12結(jié)果顯示，D&O的回歸系數(shù)雖為正但并不顯著，說明經(jīng)PSM處理樣本自選擇問題后，企業(yè)購買董責險對綠色實用新型專利申請量的提升作用并不顯著。綜上分析，雖然經(jīng)PSM處理后的D&O回歸系數(shù)與基準回歸系數(shù)有微小出入，但總體上基本支持企業(yè)購買董責險能夠促進綠色創(chuàng)新這一研究假設(shè)。

表5 PSM匹配變量定義Tab.5 Variable definition for PSM matching

表6 匹配變量平衡性檢驗結(jié)果Tab.6 Matching variable balance test results

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 替換變量

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，參照齊紹洲等[37]的研究成果，使用綠色發(fā)明專利申請量占創(chuàng)新專利申請量(GIinv_rate)的比值作為企業(yè)綠色創(chuàng)新的代理變量，替換原指標進行檢驗，結(jié)果如表8模型13所示。由結(jié)果可知，D&O的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，與基準回歸結(jié)果一致。

3.4.2 滯后變量

將企業(yè)綠色創(chuàng)新變量作滯后一期處理，以此檢驗綠色創(chuàng)新的時滯性問題是否對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，結(jié)果如表8模型14～16所示。結(jié)果顯示，D&O的系數(shù)對滯后一期企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響回歸系數(shù)均顯著為正，與基準回歸結(jié)果較為一致，表明企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新的影響具有長期性與持久性。

3.4.3 剔除樣本

鑒于綠色創(chuàng)新活動的特殊性，本文剔除與綠色創(chuàng)新關(guān)聯(lián)性不強的行業(yè)，并對研究樣本進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)證監(jiān)會2012年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，剔除7大門類中的部分大類(本文剔除的行業(yè)包括批發(fā)業(yè)(F51)、零售業(yè)(F52)、郵政業(yè)(G60)、住宿業(yè)(H61)、餐飲業(yè)(H62)、房地產(chǎn)業(yè)(K70)、衛(wèi)生業(yè)(Q83)、社會工作業(yè)(Q84)、教育業(yè)(P82)、文化體育和娛樂業(yè)(門類R))，回歸結(jié)果如表8模型17～19所示。由模型17～19的回歸結(jié)果可知，D&O的回歸系數(shù)與基準回歸結(jié)果無顯著差別。

綜上分析，無論是替換變量、滯后變量還是剔除樣本，估計結(jié)果均與基準模型回歸結(jié)果一致，說明企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新具有推動作用這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 PSM處理后的回歸結(jié)果Tab.7 Regression results after PSM processing

表8 部分穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab.8 Partial robustness test results

4 拓展性分析

企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新的促進作用在前文已得到充分證實，但這一影響在不同類型企業(yè)間是否存在差異尚不得而知。鑒于綠色創(chuàng)新的特殊性與高風險性，董責險對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響可能與企業(yè)規(guī)模、企業(yè)股權(quán)集中度密切相關(guān)。因此，本文在考慮上述異質(zhì)性因素的情況下，檢驗企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新的影響是否存在差異。

4.1 規(guī)模異質(zhì)性

本文依據(jù)樣本企業(yè)總資產(chǎn)中位數(shù)，將資產(chǎn)大于該中位數(shù)的企業(yè)劃分為大型企業(yè)，否則為中小型企業(yè)，以此研究不同規(guī)模下企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新的影響，估計結(jié)果如表9所示。回歸結(jié)果顯示，企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新專利總申請量、綠色發(fā)明專利申請量、綠色實用新型專利申請量的提升作用僅在中小型企業(yè)中顯著存在，表明企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新的促進作用僅在中小型企業(yè)中較為顯著，而對大型企業(yè)的影響甚微。

(1)對于大型企業(yè)而言，其受到的規(guī)制和監(jiān)管更嚴格，企業(yè)購買董責險可能是迫于履行相關(guān)義務(wù)，因而對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的影響不大。此外，大型企業(yè)高層擁有穩(wěn)定的收入來源，企業(yè)購買董責險對高層管理者決策所產(chǎn)生的“兜底”效應(yīng)，可能會強化企業(yè)高層的機會主義動機，使其安于現(xiàn)狀，回避綠色創(chuàng)新等高風險性活動，從而阻礙企業(yè)綠色創(chuàng)新。

(2)對于中小型企業(yè)而言，企業(yè)高層只有與企業(yè)共同發(fā)展才能實現(xiàn)自身價值和目標。綠色創(chuàng)新代表企業(yè)長期經(jīng)濟利益，是企業(yè)突破發(fā)展瓶頸的關(guān)鍵，但企業(yè)高層可能受制于其高風險性而缺乏實施綠色創(chuàng)新的勇氣。當企業(yè)購買董責險后，即增加了一份顯性契約擔保，其產(chǎn)生的“兜底”效應(yīng)可以為高層管理者帶來變革的勇氣。購買董責險后，企業(yè)高層會傾向于選擇代表企業(yè)長期績效的綠色創(chuàng)新活動。

表9 基于規(guī)模異質(zhì)性的回歸結(jié)果Tab.9 Regression results of scale heterogeneity

4.2 股權(quán)集中度異質(zhì)性

企業(yè)綠色創(chuàng)新活動是一種追求長期績效的戰(zhàn)略行動，當企業(yè)管理者因個人私利而減少綠色創(chuàng)新投入時，大股東會對其加大監(jiān)督力度。購買董責險后，股權(quán)集中和股權(quán)分散的企業(yè)是將其視為實現(xiàn)綠色創(chuàng)新的激勵工具，還是制約股東的自利手段，需進一步探討。因此，本文參考林宏妹等[38]的研究成果，使用第一大股東持股比例作為股權(quán)集中度的代理變量，并依據(jù)該變量的中位數(shù)，將大于該中位數(shù)的企業(yè)劃分為股權(quán)集中企業(yè)，否則為股權(quán)分散企業(yè)。在此基礎(chǔ)上，實證考察董責險對綠色創(chuàng)新的促進作用是否在不同股權(quán)集中度的企業(yè)中存在差異，回歸結(jié)果如表10所示?；貧w結(jié)果顯示，董責險對綠色創(chuàng)新3個變量的影響回歸系數(shù)僅在股權(quán)集中的企業(yè)中顯著為正，表明在股權(quán)集中的企業(yè)，管理者將董責險視為實現(xiàn)綠色創(chuàng)新的激勵工具?？赡茉蚴?，在股權(quán)集中的企業(yè)，控股股東具有更強的動力監(jiān)督管理層，進而抑制管理層因購買董責險而產(chǎn)生的機會主義行為[39]，促使管理層與股東行為趨于一致，選擇開展代表企業(yè)長期績效的綠色創(chuàng)新活動。

5 結(jié)語

5.1 結(jié)論

近年來，董責險的普及使傳統(tǒng)企業(yè)代理關(guān)系與治理模式受到前所未有的沖擊，潛移默化地影響著企業(yè)各層面。本文以2011—2019年我國A股上市公司為研究對象，收集企業(yè)董責險及綠色專利數(shù)據(jù)，實證分析企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)：

(1)企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新具有顯著促進作用，驗證了管理層激勵假設(shè)，即董責險是企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵工具而非管理層自利手段。

(2)運用Heckman兩階段模型、傾向得分匹配緩解模型中潛在內(nèi)生性問題，并采用替換變量、滯后變量、剔除樣本等方式進行一系列穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果均與研究結(jié)論一致，說明企業(yè)購買董責險對綠色創(chuàng)新的促進作用這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。

(3)對于不同規(guī)模、不同股權(quán)集中度的企業(yè)進行分組回歸，結(jié)果表明，董責險對綠色創(chuàng)新的促進作用存在差異，即相較于大型企業(yè)，這一促進作用在中小型企業(yè)中更顯著；相較于股權(quán)分散企業(yè)，這一促進作用在股權(quán)集中的企業(yè)中更顯著。

表10 基于股權(quán)集中度異質(zhì)性的回歸結(jié)果Tab.10 Regression results of ownership concentration heterogeneity

5.2 啟示

(1)企業(yè)應(yīng)踴躍響應(yīng)國家政策號召，投保董責險，發(fā)揮董責險的激勵效應(yīng)，積極開展綠色創(chuàng)新活動。

(2)不同類型企業(yè)應(yīng)充分結(jié)合管理者的內(nèi)在需求，全方位考慮購買董責險的動機與后果，使董責險真正成為企業(yè)綠色創(chuàng)新的激勵工具而非滿足企業(yè)管理者的自利手段，做到“因企制宜”。

5.3 不足與展望

本研究存在一定的局限性。目前，我國證監(jiān)會尚未強制要求企業(yè)披露董責險認購相關(guān)信息，因而無法全面獲得董責險保費和保險金額等相關(guān)數(shù)據(jù)。雖然通過設(shè)置董責險虛擬變量能夠得出一些客觀結(jié)論，但無法估計其中的邊際效應(yīng)[22]。隨著未來資本市場和董責險披露機制的不斷完善，相信這一問題會得到更好解決。