錢淑瓊，陶曉慧

（1 復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院， 上海 200433；2 暨南大學(xué)國際商學(xué)院， 廣東珠海 519070）

一、引言

2020 年3 月1 日，新修訂的《中華人民共和國證券法》正式實施。該新證券法強調(diào)，要大力提高企業(yè)違法違規(guī)成本，加強對中小投資者合法權(quán)益的保護。 在監(jiān)管日趨嚴(yán)格的現(xiàn)實背景下，企業(yè)未來面臨的訴訟風(fēng)險越來越高。 作為可以轉(zhuǎn)移企業(yè)訴訟風(fēng)險的外部機制，董責(zé)險的風(fēng)險轉(zhuǎn)移作用日益顯現(xiàn)，越來越多的A股上市公司進行投保。根據(jù)圖1 數(shù)據(jù)，自2002 年董責(zé)險首次引進我國資本市場開始， 到2016 年這段時間內(nèi)，每年初次公告購買董責(zé)險的上市公司數(shù)量大致在20 家以下，2017 年后增長到每年30 家以上但數(shù)量不超過三位數(shù)， 而2020 年投保董責(zé)險公司數(shù)迅速增加到162 家，相當(dāng)于2019 年的3 倍。 這在很大程度上是由于新證券法的實施： 提高了上市公司違法違規(guī)成本，增大了企業(yè)面臨的訴訟風(fēng)險。 為了規(guī)避或降低未來可能面臨的訴訟成本，上市公司更傾向于購買董責(zé)險，從而將訴訟風(fēng)險轉(zhuǎn)移給第三方保險人。

圖1 董責(zé)險投保公司數(shù)

國外學(xué)者對董責(zé)險進行了較多理論上的研究（Core，2000；Zou 等，2008；Kao 等，2020），但目前國內(nèi)有關(guān)董責(zé)險的文獻相對較少，主要集中在近幾年的時間里，探討了董責(zé)險與企業(yè)創(chuàng)新（胡國柳等，2019）、審計收費（袁蓉麗等，2018）、違規(guī)行為（雷嘯等，2020）、公司績效（胡國柳和胡珺，2014）等的影響，但對于董責(zé)險作用的觀點仍然存在爭議，有關(guān)董責(zé)險與商譽泡沫的關(guān)系也還鮮有學(xué)者進行探討，故本文對二者之間的關(guān)系進行檢驗，以期對已有文獻進行有益補充。

本文將2007-2020 年滬深A(yù) 股上市公司作為研究樣本， 實證檢驗了董責(zé)險與商譽泡沫之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)， 董責(zé)險的購買顯著增大了企業(yè)的商譽泡沫。 中介效應(yīng)結(jié)果顯示，董責(zé)險通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平進而增大商譽泡沫，而融資約束中介效應(yīng)并不顯著。 進一步分析結(jié)果表明：（1）相比于非國有企業(yè)，董責(zé)險與商譽泡沫的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)中較弱；（2）董責(zé)險的購買降低了當(dāng)期及未來幾年的企業(yè)價值，支持了董責(zé)險的機會主義假說。

本文的研究貢獻可能有：（1）豐富了董責(zé)險經(jīng)濟后果相關(guān)的研究。 目前有關(guān)董責(zé)險的作用主要有風(fēng)險轉(zhuǎn)移作用和外部監(jiān)督作用兩種觀點， 本文的研究發(fā)現(xiàn)董責(zé)險不僅不能發(fā)揮外部監(jiān)督作用， 還會引發(fā)管理層道德風(fēng)險， 為董責(zé)險的機會主義假說提供了新證據(jù)。（2）拓展了有關(guān)商譽影響因素的研究。目前有關(guān)商譽的影響因素還未涉及董責(zé)險這一話題，本文實證檢驗了董責(zé)險與商譽泡沫的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)董責(zé)險的購買提高了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 進而增大了商譽泡沫，豐富了商譽的影響因素及其作用機制的相關(guān)文獻。

二、文獻綜述

并購作為投資活動的重要組成部分，其產(chǎn)生的商譽受到了學(xué)術(shù)界和實務(wù)界越來越多的關(guān)注?，F(xiàn)有關(guān)于商譽的文獻主要是對商譽的本質(zhì)、 商譽的經(jīng)濟后果、商譽的影響因素及其后續(xù)計量方法等方面的探討。有關(guān)商譽本質(zhì)的觀點主要是商譽的“三元論”：超額收益觀、好感價值論和總計價賬戶論，其中總計價賬戶論是現(xiàn)行會計準(zhǔn)則對商譽計量的理論基礎(chǔ)，故總計價賬戶論本質(zhì)上是研究商譽的計量， 而不是商譽的實質(zhì)（董必榮，2008）。 對于商譽的經(jīng)濟后果，一方面，有學(xué)者認(rèn)為商譽具有價值相關(guān)性 （Al 和Citron，2009），能夠給企業(yè)帶來超額盈利能力（郭雪萌和余瑞娟，2016）和降低債務(wù)資本成本（徐經(jīng)長等，2017），另一方面又有學(xué)者認(rèn)為并購商譽會加劇信息不對稱，增大審計風(fēng)險（蔣堯明和楊李娟，2020）和股價崩盤風(fēng)險（王文姣等，2017）。 關(guān)于并購商譽影響因素的研究，主要有管理層特征（李丹蒙等，2018；吳定玉和詹霓，2020）、審計環(huán)境（李璐和姚海鑫，2019；郭照蕊和黃俊，2020）、代理沖突（陳耿和嚴(yán)彩紅，2020）和機構(gòu)持股（胡奕明和李昀，2020）等企業(yè)內(nèi)外部因素。也有不少學(xué)者探討了商譽的后續(xù)計量方法，即商譽減值與商譽攤銷方法的比較。 Chalmers 等（2011）認(rèn)為相比于商譽攤銷法，減值測試法更能夠反映商譽的經(jīng)濟價值。 同時，Jennings 等（2001）也發(fā)現(xiàn)了商譽攤銷方法并不能夠提高盈余信息有效性。而商譽減值卻可能成為管理者進行盈余管理的工具（Han 等，2020），Li 和Sloan（2017）認(rèn)為商譽減值測試法賦予了管理者更多的自由裁量權(quán)，為管理者進行機會主義行為提供了機會，因此商譽攤銷與商譽減值相結(jié)合的方法更能夠反映商譽潛在的經(jīng)濟屬性。黃蔚和湯湘希（2018）也提倡對商譽進行合理攤銷。

上述文獻對商譽相關(guān)問題進行了詳細(xì)的探討，但學(xué)者們對商譽的經(jīng)濟后果以及商譽應(yīng)該采取攤銷法還是減值測試法的看法仍存在分歧。而在并購商譽領(lǐng)域，卻鮮有文獻涉及董責(zé)險這一話題。 國內(nèi)外對于董責(zé)險經(jīng)濟后果的研究主要有兩種觀點：兜底效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)。 兜底效應(yīng)即董責(zé)險轉(zhuǎn)移風(fēng)險的作用，一方面可能引發(fā)管理層道德風(fēng)險、誘發(fā)機會主義行為（Jia 和Tang，2018；Lin 等，2020）， 另一方面又有可能起到激勵效果（方軍雄和秦璇，2018；許榮和劉怡君，2021）。 監(jiān)督效應(yīng)則認(rèn)為外部保險人能夠降低信息不對稱，對管理層行為進行有效監(jiān)督（凌士顯和白銳鋒，2018；關(guān)鑫等，2021）。而對于董責(zé)險影響因素的研究，大部分學(xué)者們認(rèn)為企業(yè)未來可能面臨的訴訟風(fēng)險提高了當(dāng)期董責(zé)險的保費和保額（Egger 等，2015），即企業(yè)購買董責(zé)險是為了“避險”，且董責(zé)險的保費和保額能夠起到一種事前風(fēng)險預(yù)警的作用（Boyer 和Stern，2014）。

目前僅有少數(shù)文獻就董責(zé)險對并購的影響進行了探討，主要是對并購績效和并購行為的研究。Lin 等（2011）以2002-2008 年加拿大上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)購買董責(zé)險的公司在并購活動中支付的溢價更高，其并購協(xié)同效應(yīng)也更弱。 郝照輝和胡國柳（2014）認(rèn)為董責(zé)險的引入會導(dǎo)致管理者為了增加私有收益而更頻繁地發(fā)起并購活動。但卻鮮有學(xué)者結(jié)合我國現(xiàn)實背景，討論董責(zé)險與并購商譽之間的關(guān)系。那么，董責(zé)險是如何影響商譽泡沫的呢？

三、理論分析與研究假說

結(jié)合已有的文獻， 本文認(rèn)為董責(zé)險主要通過風(fēng)險轉(zhuǎn)移與監(jiān)督作用來影響商譽。 董責(zé)險可以通過發(fā)揮風(fēng)險轉(zhuǎn)移，即“兜底”效應(yīng)，進而增大商譽泡沫。一方面，董責(zé)險可以通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平增大商譽泡沫：企業(yè)購買董責(zé)險可以將部分風(fēng)險轉(zhuǎn)移給第三方——保險人，解除管理者的后顧之憂，從而提高風(fēng)險承擔(dān)水平（胡國柳和胡珺，2017）， 發(fā)起更多風(fēng)險性并購活動，進而增加并購商譽；此外，由于董責(zé)險降低了管理者未來由于商譽減值可能引發(fā)的風(fēng)險， 管理者風(fēng)險承擔(dān)水平得到提高，從而對高并購溢價的接受度也較高，當(dāng)并購活動的支付溢價較高時， 管理者進行議價的可能性降低， 即董責(zé)險的購買使得企業(yè)更傾向于支付高并購溢價（Lin 等，2011），由此產(chǎn)生的商譽泡沫更多。 另一方面，董責(zé)險可以通過降低企業(yè)融資約束增加并購商譽：董責(zé)險的兜底效應(yīng)能夠起到對沖風(fēng)險的作用， 降低企業(yè)未來可能面臨的財務(wù)風(fēng)險，提高企業(yè)信用評級（胡國柳和譚露，2018），從而更能夠獲得銀行的貸款支持，降低融資約束， 為企業(yè)進行更多投資活動提供了資金基礎(chǔ)， 進而企業(yè)有能力發(fā)起更多并購和支付更高并購溢價，導(dǎo)致更多商譽泡沫的產(chǎn)生。

董責(zé)險還可以通過有效發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)從而抑制商譽泡沫的產(chǎn)生。 一方面，保險人有意愿對被保企業(yè)進行監(jiān)督：由于被保企業(yè)某些不當(dāng)行為所導(dǎo)致的后果是要由保險人承擔(dān)的，作為理性的保險人，為了盡可能降低未來可能面臨的賠償風(fēng)險和成本，有意愿對被保企業(yè)的風(fēng)險性活動進行持續(xù)監(jiān)督 （袁蓉麗等，2019），故當(dāng)被保企業(yè)進行風(fēng)險性較高的并購活動時，保險人能夠發(fā)揮有效監(jiān)督作用，抑制過于頻繁的并購活動和高并購溢價的支付，從而減少商譽泡沫。 另一方面，保險人也有能力對被保企業(yè)進行監(jiān)督：保險人擁有專業(yè)化和更為成熟的風(fēng)險管控能力 （凌士顯，2019），可以通過專業(yè)分析能力和設(shè)備，對企業(yè)未來可能面臨的風(fēng)險進行評估，從而企業(yè)的風(fēng)險事前體現(xiàn)在董責(zé)險的保費和保額上——風(fēng)險越高，董責(zé)險保費和保額也越高（Boyer 和Stern，2014）；同時，保險人也會根據(jù)風(fēng)險評估結(jié)果在董責(zé)險保單中增加限制條款，以約束被保企業(yè)后續(xù)的風(fēng)險性行為。考慮到董責(zé)險的保費和約束條款，被保企業(yè)會降低并購活動頻繁度和并購溢價，進而減少商譽泡沫的產(chǎn)生。 Yuan 等（2016）實證研究發(fā)現(xiàn)，董責(zé)險的購買能夠提高被保企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。因此，董責(zé)險的購買引入了保險人，積極參與公司內(nèi)部治理，抑制企業(yè)高溢價并購的發(fā)生，進而減少了商譽泡沫。

由此提出以下競爭性假說：

H1a：其他條件相同情況下，相比于沒有購買董責(zé)險的企業(yè)，購買了董責(zé)險的企業(yè)商譽泡沫更多。

H1b：其他條件相同情況下，相比于沒有購買董責(zé)險的企業(yè)，購買了董責(zé)險的企業(yè)商譽泡沫更少。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007-2020 年滬深A(yù) 股上市公司作為初始樣本。 選取2007 年作為樣本起始年份是因為我國的新會計準(zhǔn)則從2007 年開始實施， 此后商譽作為一級科目在資產(chǎn)負(fù)債表列示， 并且有關(guān)商譽的財務(wù)報表附注也是從2007 年才開始存在；而選擇2020 年作為截止年份是由于2020 年是本文目前能獲取到最新數(shù)據(jù)的年份。 在初始樣本的基礎(chǔ)上，本文還做了如下處理：（1）剔除金融行業(yè)；（2）剔除缺失值和異常值；（3）剔除ST 公司。 為了避免極端值對研究結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)型變量在1%和99%水平上做了縮尾處理。 本文的董責(zé)險數(shù)據(jù)通過對巨潮資訊網(wǎng)上披露的公司公告收集得到， 其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

董責(zé)險投保行業(yè)分布數(shù)據(jù)如表1 所示。制造業(yè)投保董責(zé)險的上市公司數(shù)量最多，這可能是由于制造業(yè)上市公司總數(shù)本來就最多，因而投保董責(zé)險的公司數(shù)量也最多。 其次是金融行業(yè)，一方面可能是金融行業(yè)內(nèi)的上市公司規(guī)模較大， 有能力負(fù)擔(dān)董責(zé)險的保費，另一方面也可能是金融業(yè)所面臨的風(fēng)險較大，投保董責(zé)險可以給企業(yè)轉(zhuǎn)移部分風(fēng)險。

表1 董責(zé)險投保行業(yè)分布

（二）變量定義

1.商譽泡沫

借鑒魏志華和朱彩云（2019）、許罡（2020）的方法，本文采用商譽（GW）和超額商譽（GW_excess）作為商譽泡沫的衡量指標(biāo)。 具體地，商譽（GW）采用商譽凈額與期末總資產(chǎn)的比值來衡量， 超額商譽（GW_excess） 采用商譽期望模型回歸后的殘差來衡量。

2.董責(zé)險

參考Lai 和Tai（2019）的文獻，本文采用是否購買董責(zé)險這一虛擬變量來衡量董責(zé)險。具體手工收集數(shù)據(jù)方式如下：首先，從巨潮資訊網(wǎng)下載所有包含董責(zé)險、 責(zé)任險、D&O 保險等字段的公司公告文件；然后，再從得到的公告文件中篩選出董事會決議公告和股東大會決議公告（包含股東周年大會決議公告），手工收集董責(zé)險相關(guān)數(shù)據(jù)。由于購買董責(zé)險的提案必須經(jīng)過股東大會批準(zhǔn)，因此，若購買董責(zé)險的提案由董事會提出并且經(jīng)過了股東大會批準(zhǔn)， 則董責(zé)險（DO）變量賦值為1，否則為0。借鑒賈寧和梁楚楚（2013）的做法，若公司沒有發(fā)公告聲明停止購買董責(zé)險，則假設(shè)公司以后年度都會進行續(xù)保。

3.控制變量

參考已有關(guān)于商譽影響因素的文獻，本文控制了以下變量：現(xiàn)金持有（Cash）、固定資產(chǎn)比例（Fix）、上市年齡（Age）、兩職兼任（Dual）、董事會規(guī)模（Board）、分析師關(guān)注度（Analyst）、賬面市值比（BM）、大股東持股（Top1）、獨董比例（IND）、公司規(guī)模（Size）、杠桿水平（Lev）、成長性（Growth）。 具體變量定義見表2。 此外，本文還控制了行業(yè)（Industry）和年度（Year）固定效應(yīng)，其中行業(yè)根據(jù)2012 版證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)進行劃分，并將制造業(yè)細(xì)分至行業(yè)二級代碼。

表2 變量定義表

（三）研究方法及模型構(gòu)建

由于是否購買董責(zé)險的決定受企業(yè)其他因素的影響， 如規(guī)模較大的企業(yè)更可能購買董責(zé)險，而規(guī)模較小的企業(yè)基于成本等原因購買董責(zé)險的能力可能較低，諸如企業(yè)規(guī)模等因素可能造成樣本存在自選擇問題。 為了避免樣本自選擇問題導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文在主要實證檢驗部分采用傾向得分匹配法 （PSM） 對樣本進行1∶2 卡尺最近鄰匹配。 借鑒彭韶兵等（2018）的研究，本文將產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、獨董比例（IND）、大股東持股（Top1）、盈利能力（Roa）、公司規(guī)模（Size）、杠桿水平（Lev）、成長性（Growth）作為董責(zé)險的匹配變量，其中，當(dāng)該企業(yè)為國有企業(yè)時產(chǎn)權(quán)性質(zhì)取1，否則取0，其他變量與上述定義一致。 為提高結(jié)論穩(wěn)健性，在本文的穩(wěn)健性檢驗部分也采用了1∶1 卡尺最近鄰匹配、1∶3 卡尺最近鄰匹配、1∶4 卡尺最近鄰匹配以及核匹配方法進行穩(wěn)健性檢驗。

根據(jù)PSM 方法匹配得到的樣本， 本文采用多元回歸模型（1）和模型（2）來檢驗董責(zé)險與商譽泡沫之間的關(guān)系。 為解決模型中可能存在的異方差問題，提高研究結(jié)論可靠性，本文采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對模型進行估計。 其中，GW 和GW_excess 為本文的被解釋變量，DO 為本文的解釋變量，Controls 為控制變量，ε 為隨機擾動項。

五、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

如表3 所示，商譽（GW）均值為0.031，表明樣本公司的商譽占總資產(chǎn)比例大致為3.1%，GW 最大值為0.385，說明有些公司的商譽占比較大，達到總資產(chǎn)的38.5%；且均值大于中位數(shù)，說明樣本公司商譽占比呈現(xiàn)右偏分布。 超額商譽 （GW_excess） 均值為0.002，最大值為0.320，表明部分公司的超額商譽較多。董責(zé)險（DO）均值為0.060，說明樣本中僅有6%的公司購買了董責(zé)險， 間接地揭示了目前我國上市公司董責(zé)險投保率不足10%這一事實。 現(xiàn)金持有（Cash）和固定資產(chǎn)比例（Fix）各自的最小值和最大值相差均比較大， 說明不同公司的現(xiàn)金比重和固定資產(chǎn)比重存在較大差異。 上市年齡 （Age） 最大值為3.258， 說明樣本中最早上市的公司截至目前已上市近25 年。 兩職兼任（Dual）均值為0.272，表明平均有27.2%的公司董事和總經(jīng)理由同一人兼任；董事會規(guī)模（Board）中位數(shù)為2.197，說明近一半的公司董事人數(shù)超過9 人；分析師關(guān)注度（Analyst）最小值為0.693，而最大值達4.771， 說明公司之間的分析師關(guān)注度存在較大差異。

表3 變量描述性統(tǒng)計

（二）平衡性假定檢驗

根據(jù)表4 的平衡性檢驗結(jié)果，匹配變量經(jīng)匹配后偏差的絕對值均在5%以內(nèi)，且匹配之前差異顯著的變量在匹配之后p 值均大于0.1，表明匹配后的處理組和控制組沒有明顯差異， 滿足了平衡性假定。

表4 平衡性檢驗

（三）回歸結(jié)果分析

根據(jù)表5 第（1）列和第（3）列，在只控制了行業(yè)和年度固定效應(yīng)情況下，DO 分別與GW、GW_excess 在1%水平上顯著正相關(guān)。 在考慮其他可能影響商譽泡沫的因素后，模型（1）和模型（2）的擬合優(yōu)度均得到了較大提高，說明控制其他因素對商譽泡沫的影響后再來檢驗董責(zé)險與商譽泡沫之間的關(guān)系，能夠提高結(jié)論可靠性。 由表5 第（2）列和第（4）列可以看出，DO 與GW、GW_excess 相關(guān)系數(shù)分別為0.011 和0.009，t 值分別為4.454 和3.939， 均在1%水平上顯著正相關(guān)，說明董責(zé)險的購買顯著增加了企業(yè)的商譽泡沫，驗證了本文的假說H1a。 表5 的多元回歸結(jié)果表明，董責(zé)險在被保企業(yè)中可能并不能夠發(fā)揮有效的監(jiān)督作用，或監(jiān)督作用弱于風(fēng)險轉(zhuǎn)移作用，一方面可能是監(jiān)督成本較高， 使得保險人參與企業(yè)公司治理的意愿較弱，另一方面可能即使保險人有意愿去參與公司治理，但保險人在公司中話語權(quán)較低，對提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的作用微乎其微。而董責(zé)險風(fēng)險轉(zhuǎn)移的功能消除了管理層后顧之憂，便于管理者進行更多的風(fēng)險性投資活動，更加頻繁地并購、支付更高的并購溢價，進而產(chǎn)生更多的商譽泡沫。

表5 多元回歸結(jié)果

注：*、**、*** 分別表示在10%、5%、1%水平上顯著，括號內(nèi)為t 值。

（四）中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)前文的理論分析，董責(zé)險可以通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平和降低融資約束程度來增加商譽泡沫，那么企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平和融資約束的中介作用是否成立呢？

1.風(fēng)險承擔(dān)水平

本文采用逐步回歸法進行中介效應(yīng)檢驗。參考何瑛等（2019）的研究，本文采用企業(yè)盈余（ROA）的波動程度來衡量風(fēng)險承擔(dān)水平（Risk），即每3 年滾動計算經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整后ROA 的標(biāo)準(zhǔn)差 （Risk1） 和極差（Risk2） 作為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的衡量指標(biāo)， 其中ROA 為息稅前利潤與期末總資產(chǎn)的比值。 根據(jù)表6的第（1）列和第（4）列， DO 與Risk1、Risk2 的相關(guān)系數(shù)分別為0.007、0.013，均在1%水平上顯著，說明董責(zé)險的購買顯著提高了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，中介效應(yīng)檢驗第二步成立。 再根據(jù)表6 的第（2）、（3） 列和第（5）、（6） 列，Risk1 與GW、GW_excess 以及Risk2 與GW、GW_excess 均在1%水平上顯著正相關(guān)， 驗證了中介效應(yīng)檢驗的第三步。 結(jié)合前文主回歸結(jié)果，說明董責(zé)險通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平進而增大了商譽泡沫，即企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平這一中介機制成立。 為提高結(jié)果穩(wěn)健性，本文還進行了Sobel 檢驗，結(jié)果顯示：Risk1 為中介變量且GW、GW_excess 分別為被解釋變量時，Sobel 檢驗得到的p 值分別為0.0048、0.0054；Risk2 為中介變量且GW、GW_excess 分別為被解釋變量時，Sobel 檢驗得到的p 值分別為0.0038、0.0044。Sobel 檢驗結(jié)果進一步表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平中介效應(yīng)成立。

2.企業(yè)融資約束

為了檢驗融資約束作用機制是否成立，本文采用常用的SA 指數(shù)和KZ 指數(shù)來度量企業(yè)融資約束。 借鑒Hadlock 和Pierce（2010）的方法計算出SA 指數(shù)，并將SA 指數(shù)的絕對值作為融資約束的衡量指標(biāo)（SA），此時的SA 數(shù)值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重。 對于KZ 指數(shù)主要參考魏志華等（2014）的做法進行計算，KZ 指數(shù)越大，表明企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重。 根據(jù)表6 第（7）列和第（8）列，DO 與SA、KZ 回歸系數(shù)的t 值分別為-0.336、0.632，在統(tǒng)計上均不顯著， 說明企業(yè)融資約束在董責(zé)險與商譽泡沫之間發(fā)揮中介效應(yīng)的推論在本文的研究中無法得到支持。 這可能是由于董責(zé)險的風(fēng)險轉(zhuǎn)移功能在一定程度上提高了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平， 使得企業(yè)進行更多風(fēng)險性活動，顯著增大了企業(yè)風(fēng)險。 而企業(yè)風(fēng)險的提高會使得銀行等金融機構(gòu)在貸款前對企業(yè)進行審慎評估，從而董責(zé)險的購買并不能增加銀行貸款、緩解企業(yè)融資約束。

表6 中介效應(yīng)檢驗

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.更換PSM 匹配方法

為了排除研究結(jié)果可能受到PSM 匹配方法選擇的影響，本文還采用了核匹配方法和多種比例卡尺最近鄰匹配方法進行穩(wěn)健性檢驗。 表7 結(jié)果顯示，無論是核匹配方法還是1∶1、1∶3、1∶4 卡尺最近鄰匹配方法，DO 與GW、GW_excess 系數(shù)均在1%水平上顯著為正， 說明董責(zé)險的購買顯著增大企業(yè)商譽泡沫的結(jié)論依然成立。

表7 更換PSM 匹配方法

2.Heckman 兩階段模型

為了控制潛在的樣本選擇偏差問題，本文還采用了Heckman 兩階段模型以解決可能存在的內(nèi)生性問題。 首先，第一階段先采用probit 模型進行回歸，參考賈寧和梁楚楚（2013）的做法，本文采用大股東持股（Top1）、獨董比例（IND）、盈利能力（Roa）、公司規(guī)模（Size）、杠桿水平（Lev）、成長性（Growth）和是否交叉上市（BHShare）作為第一階段probit 模型的控制變量，同時參照袁蓉麗等（2018）的文獻，將海外背景獨董人數(shù)（ForWork）作為董責(zé)險的工具變量，加入第一階段的probit 模型中與董責(zé)險進行回歸。 對于是否交叉上市（BHShare）變量的定義，當(dāng)企業(yè)除了發(fā)行A 股股票之外還發(fā)行了B 股或H 股股票， 則BHShare 賦值為1，否則為0。然后，將第一階段回歸后計算得到的逆米爾斯比率（IMR）分別加入模型（1）和模型（2）中，得到的回歸結(jié)果如表8 所示。 從表8 第（1）列和第（2）列可以看到，IMR 均在1%水平上顯著，表明原樣本中的樣本選擇偏差問題是存在的，故此處使用Heckman 兩階段模型可以有效解決該問題。 根據(jù)表8 第（1）列，DO 與GW 相關(guān)系數(shù)為0.009，在1%水平上顯著；再由表8 第（2）列可知，DO 與GW_excess 相關(guān)系數(shù)為0.009，同樣也是在1%水平上顯著，進一步驗證了假說H1a。

3.更換代理變量

為提高結(jié)論穩(wěn)健性， 本文借鑒Ramanna（2008）、魏志華和朱彩云（2019）的做法，分別采用經(jīng)行業(yè)中位數(shù)調(diào)整后的超額商譽（GW_excess1）、經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整后的超額商譽（GW_excess2）來衡量商譽泡沫。回歸結(jié)果如表8 第（3）-（6）列所示，無論是采用PSM 后的樣本還是采用未經(jīng)PSM 的樣本，DO 與GW_excess1、GW_excess 系數(shù)均在1%水平上顯著為正， 仍然支持上文研究結(jié)論，也說明研究結(jié)論不受樣本是否進行傾向得分匹配的影響。

表8 Heckman 兩階段模型及更換代理變量

七、進一步分析

（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)調(diào)節(jié)作用

由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在我國的特殊性，董責(zé)險與商譽泡沫二者的關(guān)系在國有企業(yè)與非國有企業(yè)是否存在差異，值得進一步探討。 為此，本文采用模型（3）對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用進行檢驗，結(jié)果如表9 所示。 從表9可以看到，相比于非國有企業(yè)，董責(zé)險與商譽泡沫之間的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)中受到了抑制。這可能是由于國有企業(yè)的管理層面臨更為嚴(yán)格的晉升考核和監(jiān)管壓力，因而更加遵紀(jì)守法，會計穩(wěn)健性也更高（朱松和夏冬林，2009），對于并購決策及商譽確認(rèn)也更加審慎，故董責(zé)險增加商譽泡沫這一關(guān)系在國有企業(yè)中較弱。

表9 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)調(diào)節(jié)作用

（二）中介機制效果：激勵效應(yīng)還是道德風(fēng)險？

由上述的實證結(jié)果和理論分析可知，董責(zé)險的風(fēng)險轉(zhuǎn)移效應(yīng)通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平進而增大商譽泡沫，但這種風(fēng)險轉(zhuǎn)移效應(yīng)到底是由激勵效應(yīng)主導(dǎo)還是道德風(fēng)險主導(dǎo)呢？ 若激勵效應(yīng)主導(dǎo)，則購買董責(zé)險后能夠提升企業(yè)價值；若是道德風(fēng)險主導(dǎo)，則購買董責(zé)險后企業(yè)價值會受到損害。 因此，本文采用托賓Q（TobinQ）和盈利能力（Roa）分別從市場層面和會計績效層面來衡量企業(yè)價值， 并參考胡國柳和胡珺（2014） 的做法， 控制了投資機會（IVO）、 薪酬激勵（Comp）、兩職兼任（Dual）、獨董比例（IND）、董事會規(guī)模（Board）、上市年齡（Age）和成長性（Growth）的影響。

根據(jù)表10 的回歸結(jié)果，DO 與當(dāng)期的TobinQ（Roa）以及未來三年的TobinQ（Roa）均顯著負(fù)相關(guān)，且隨著年份的增加，DO 與TobinQ（Roa）的相關(guān)系數(shù)絕對值大致上逐漸縮小，t 值的絕對值基本上也隨著年份的延長而逐漸降低，表明董責(zé)險的購買會降低當(dāng)期及未來三年的企業(yè)價值，但這種降低效果隨著年份的增加而逐漸減弱，支持了道德風(fēng)險假說。 這可能是因為管理層利用董責(zé)險的兜底效應(yīng)做出更多機會主義行為，這些行為不僅損害了當(dāng)期的企業(yè)價值，還會將這種后果延續(xù)到未來的幾年。

表10 董責(zé)險與企業(yè)價值

八、研究結(jié)論

本文將2007-2020 年滬深A(yù) 股上市公司作為研究樣本， 實證檢驗了董責(zé)險與商譽泡沫之間的關(guān)系。結(jié)果顯示， 董責(zé)險的購買顯著增大了企業(yè)的商譽泡沫，且這種關(guān)系經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗依然成立。 中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，董責(zé)險通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平進而增大商譽泡沫， 而融資約束中介機制在統(tǒng)計上不顯著。進一步分析結(jié)果顯示：（1）相比于非國有企業(yè)，董責(zé)險與商譽泡沫的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)得到了抑制；（2） 董責(zé)險的購買降低了當(dāng)期及未來幾年的企業(yè)價值，支持了董責(zé)險的機會主義假說。

本文的研究結(jié)果有如下啟示：（1）對于投資者：企業(yè)購買董責(zé)險后，投資者應(yīng)注意管理層是否會利用董責(zé)險的兜底效應(yīng)做出一系列損害公司利益的機會主義行為，提高合法維權(quán)意識，及時利用法律手段維護自己的合法權(quán)益；（2）對于保險公司：在企業(yè)投保董責(zé)險期間，保險人應(yīng)該對企業(yè)管理層的行為進行持續(xù)監(jiān)督，同時合理設(shè)計董責(zé)險相關(guān)限制條款，完善相關(guān)風(fēng)險管控手段，降低后續(xù)可能引起的賠償風(fēng)險；（3）對于監(jiān)管層：董責(zé)險引發(fā)的管理層道德風(fēng)險很可能會侵害到中小投資者的利益，監(jiān)管層需要制定合理政策以保護中小投資者，提高企業(yè)違法違規(guī)成本，同時，由于存在董責(zé)險條款晦澀難懂等原因而被銀保監(jiān)會叫停的案例，故監(jiān)管層需要規(guī)范董責(zé)險市場環(huán)境及董責(zé)險條款的設(shè)定，使這一“舶來品”因地制宜。 由于董責(zé)險提供了一些未公開信息（Boyer 和Stern，2014），而目前企業(yè)購買董責(zé)險的信息在我國仍屬于自愿披露范疇，故建議監(jiān)管層強制要求企業(yè)披露購買董責(zé)險相關(guān)信息，有助于市場利用該信息更好地進行投資決策。