張瑞綱 尹菁菁
【摘要】以2010 ~ 2021年滬深兩市A股上市企業(yè)為研究樣本, 搜集董事高管責(zé)任保險(簡稱“董責(zé)險”)和綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù), 通過固定效應(yīng)模型和門檻模型, 實證考察董責(zé)險與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn): 企業(yè)購買董責(zé)險能夠顯著激發(fā)綠色創(chuàng)新意愿; 融資約束在董責(zé)險對綠色創(chuàng)新的影響過程中存在單一門檻效應(yīng), 門檻兩側(cè)樣本企業(yè)購入董責(zé)險均對綠色創(chuàng)新起到激勵作用, 且當(dāng)融資約束高于門檻閾值時, 董責(zé)險對綠色創(chuàng)新的正向促進作用更為顯著。該結(jié)論表明董責(zé)險與綠色創(chuàng)新并非簡單的線性關(guān)系, 為推進董責(zé)險在我國的發(fā)展, 激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新動力提供了理論支撐。
【關(guān)鍵詞】董事高管責(zé)任保險;綠色創(chuàng)新;融資約束;門檻效應(yīng)
【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994(2023)08-0143-8
一、 引言
隨著科技的進步, 創(chuàng)新能力逐漸成為引領(lǐng)社會、 經(jīng)濟發(fā)展的驅(qū)動力。自黨的十九大明確提出“高質(zhì)量發(fā)展”以來, 從“要素驅(qū)動”向“創(chuàng)新驅(qū)動”轉(zhuǎn)型, 成為新時代我國經(jīng)濟發(fā)展的迫切需要。我國經(jīng)濟進入高質(zhì)量發(fā)展階段, 環(huán)境保護更加不可缺席。黨的十八大以來, 生態(tài)文明建設(shè)被黨和國家納入長遠規(guī)劃之中, 促進經(jīng)濟與資源環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展, 引導(dǎo)生產(chǎn)和生活的綠色轉(zhuǎn)型, 成為當(dāng)下所面臨的新任務(wù)和新挑戰(zhàn)。綠色創(chuàng)新對環(huán)境和經(jīng)濟所帶來的雙重效益是毋庸置疑的, 它是實現(xiàn)企業(yè)競爭力和環(huán)境保護的關(guān)鍵因素(Hart,1995;齊紹洲等,2018), 也是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要助力(王旭霞等,2022)。但相較于普通創(chuàng)新來說, 綠色創(chuàng)新前期需要更高質(zhì)量的人才、 更多的資金投入, 加之自身所具有的不確定性, 使得企業(yè)在初期研發(fā)階段, 外部受到資本市場的融資約束、 政策規(guī)制等影響, 內(nèi)部受到管理層綠色創(chuàng)新動力不足的制約。作為一項囊括市場、 政策、 技術(shù)的系統(tǒng)性工程, 綠色創(chuàng)新離不開管理層積極、 科學(xué)的統(tǒng)籌規(guī)劃。如何優(yōu)化企業(yè)治理、 激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新動力, 這是一個值得深入研究與探討的問題。
綠色創(chuàng)新的長周期和高風(fēng)險特點, 難免觸發(fā)企業(yè)高管人員的短視行為。若要兼顧經(jīng)濟效益和綠色轉(zhuǎn)型, 就必須為管理決策者解決“后顧之憂”, 董責(zé)險因而逐漸進入企業(yè)高管的視野。董事、 監(jiān)事及高級管理人員責(zé)任保險(Directors' and Officers' Liability Insurance), 簡稱“董責(zé)險”, 是指公司董事、 監(jiān)事或高級管理人員因疏忽過失致使被追究個人行為責(zé)任時, 保險公司對其進行經(jīng)濟賠償?shù)穆殬I(yè)賠償責(zé)任保險。董責(zé)險產(chǎn)生于20世紀30年代的美國, 受法律、 訴訟環(huán)境因素影響, 北美上市企業(yè)普遍投保董責(zé)險。早在2000年, Tilling-hast-Towers Perrin公司調(diào)查2059家北美上市企業(yè)便發(fā)現(xiàn), 96%的美國上市公司和88%的加拿大上市公司均投保了董責(zé)險。據(jù)安聯(lián)全球企業(yè)與特殊風(fēng)險公司(AGCS)介紹, 截止到2022年底, 北美上市企業(yè)董責(zé)險投保率居首位, 中國香港市場上市企業(yè)投保率近100%。
董責(zé)險自2002年引入我國, 萬科股份有限公司向中國平安保險公司購買了國內(nèi)第一份董責(zé)險。但在引入初期, 董責(zé)險覆蓋率極低。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫所得數(shù)據(jù)整理得到圖1, 從2002 ~ 2021年上市公司投保董責(zé)險情況來看, 2008年金融危機之前, 我國上市公司董責(zé)險覆蓋率較低, 投保企業(yè)不足100家, 直至2018年, 我國董責(zé)險投保率尚不足10%。自2020年新《證券法》實施以來, 確立“中國式證券集體訴訟制度”使得上市企業(yè)面臨的訴訟風(fēng)險上升, 且疊加康美藥業(yè)、 瑞幸咖啡等企業(yè)財務(wù)造假事件的發(fā)酵, 實業(yè)界和學(xué)術(shù)界對于董責(zé)險的重視度提升(關(guān)鑫等,2021), 投保企業(yè)數(shù)量大幅上升。2020年單年新增投保企業(yè)數(shù)量達182家, 2021年新增投保企業(yè)數(shù)量252家。
值得注意的是, 據(jù)《中國上市公司董責(zé)險市場報告》披露, 深交所中小板與創(chuàng)業(yè)板公司投保占比高于上交所主板與深交所主板公司占比, 分別為47%和40%。而上交所科創(chuàng)板公司投保董責(zé)險意愿強于主板公司。我國上市企業(yè), 尤其科創(chuàng)企業(yè)如此積極引入董責(zé)險, 能否優(yōu)化企業(yè)治理, 進一步激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的動力?在面臨不同融資約束的情況下, 董責(zé)險如何發(fā)揮其對綠色創(chuàng)新的效用?這一系列問題值得進一步研究與探討。
本文以2010 ~ 2021年我國滬深兩市上市企業(yè)為研究樣本, 旨在分析引入董責(zé)險對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響。進一步, 針對企業(yè)所面臨的兩座大山 —— “轉(zhuǎn)型的火山”和“融資的高山”, 運用面板門檻模型來探究融資約束對于董責(zé)險和綠色創(chuàng)新之間關(guān)系的門檻效應(yīng)。本文的研究貢獻在于: 第一, 在倡導(dǎo)綠色創(chuàng)新、 高質(zhì)量發(fā)展的當(dāng)下, 本文聚焦于綠色創(chuàng)新的驅(qū)動因素, 分析了董責(zé)險對于企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的驅(qū)動作用。第二, 豐富了董責(zé)險對于公司治理影響的研究內(nèi)容, 將影響領(lǐng)域拓展到綠色創(chuàng)新。目前, 學(xué)術(shù)界對于董責(zé)險發(fā)揮的作用尚未得出統(tǒng)一結(jié)論, 本文的結(jié)論為董責(zé)險對企業(yè)綠色創(chuàng)新起到促進作用的觀點提供了文獻支持。第三, 引入融資約束作為門檻變量, 發(fā)現(xiàn)董責(zé)險與企業(yè)綠色創(chuàng)新并非線性關(guān)系, 有助于企業(yè)根據(jù)自身情況發(fā)揮董責(zé)險的治理作用, 積極推動綠色轉(zhuǎn)型進程。
二、 文獻綜述與研究假設(shè)
(一)董責(zé)險與企業(yè)綠色創(chuàng)新
兩權(quán)分離的運營特點, 使得現(xiàn)代企業(yè)面臨著委托代理問題。管理者掌握著經(jīng)營決策權(quán), 難免會出于對自身任職穩(wěn)定性、 訴訟風(fēng)險、 短期業(yè)績等的考慮, 作出偏向于開展風(fēng)險較小、 短期能帶來利潤的投資項目的決策(胡國柳等,2019)。相較之下, 綠色創(chuàng)新活動耗資大、 周期長、 風(fēng)險高, 在不了解相關(guān)領(lǐng)域或沒有充足后備保障的情況下, 管理層投資動力難以得到激發(fā)。對于董責(zé)險這一“舶來品”, 能否很好地適應(yīng)我國國情, 促進本土企業(yè)的創(chuàng)新活動, 目前的研究尚未得出統(tǒng)一結(jié)論, 且鮮有學(xué)者研究董責(zé)險與綠色創(chuàng)新之間的關(guān)系, 已有文獻大多聚焦于企業(yè)的整體創(chuàng)新能力。
主張發(fā)揮激勵監(jiān)督效應(yīng)的學(xué)者認為, 在投保董責(zé)險時, 保險人對高管進行風(fēng)險測評的過程能對高管進行事前預(yù)警, 進而董責(zé)險對企業(yè)創(chuàng)新起到促進作用。胡國柳等(2018)發(fā)現(xiàn), 加強中小投資者保護對于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新起到促進作用, 而企業(yè)購買董責(zé)險后能加強這一促進效果。方軍雄和秦璇(2018)研究發(fā)現(xiàn), 董責(zé)險對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮激勵改善效應(yīng)主要在高科技行業(yè)、 存在較大委托代理問題的國企以及高管股份占比較小的企業(yè)之中。夏同水和臧曉玲(2019)研究發(fā)現(xiàn), 企業(yè)特征會調(diào)節(jié)董責(zé)險對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用, 股權(quán)集中度負向調(diào)節(jié), 而股權(quán)制衡度則正向調(diào)節(jié)。張瑞綱和曾暉(2022)發(fā)現(xiàn), 董事會規(guī)模在董責(zé)險對企業(yè)創(chuàng)新的促進過程中起到調(diào)節(jié)作用, 擴大董事會規(guī)模會抑制董責(zé)險對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應(yīng)。進一步, 學(xué)者們從不同的影響機理出發(fā), 研究董責(zé)險如何促進企業(yè)創(chuàng)新, 目前已從風(fēng)險承擔(dān)和管理效率(李從剛和許榮,2019)、 容錯機制和監(jiān)督機制(翟淑萍等, 2020)、 降低代理成本(張曾蓮和徐方圓,2021)、 提高創(chuàng)新效率和質(zhì)量(凌士顯和劉澳,2020; 沈飛等,2021)等路徑證實董責(zé)險的引入對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮激勵作用。
持董責(zé)險發(fā)揮機會主義效應(yīng)觀點的學(xué)者認為, 董責(zé)險為高管的自利行為提供了庇護(Chan等,2019), 從而使得高管可能在財務(wù)上采取激進措施(Chung和Wynn,2008)。
企業(yè)引入董責(zé)險后, 削弱了法律對管理層的制裁作用(賈寧和梁楚楚,2013;胡國柳和胡珺,2014), 降低了其自利行為的成本(Lin等,2013), 改變高管謹慎決策的態(tài)度(Parson,2003), 進而產(chǎn)生更多機會主義行為, 對企業(yè)創(chuàng)新不利(凌士顯,2020)。即使引入董責(zé)險對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生一定影響, 但作用甚微, 企業(yè)創(chuàng)新的主要動力還源于董事會的高效運轉(zhuǎn)和管理層決策的科學(xué)性(Hirsheifer 等,2012)。不僅如此, 董責(zé)險與高管薪酬激勵之間的交互效應(yīng)對企業(yè)研發(fā)投入的影響并不顯著, 二者同時實施可能對企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)生消極影響。
目前對于綠色創(chuàng)新驅(qū)動因素的研究, 多從市場、 政府、 政策等多個角度展開(曹洪軍和陳澤文,2017;解學(xué)梅等,2020;鐘昌標(biāo)等,2020)。企業(yè)層面的驅(qū)動因素, 學(xué)者們主要研究了企業(yè)自身對于綠色轉(zhuǎn)型的認同(Huang和Li,2017), 技術(shù)人員之間的知識、 經(jīng)驗交流(Roy和Khastagir,2016;Stanovcic等,2015), 公開的管理層承諾, 即通過管理層的領(lǐng)導(dǎo)和行動, 引入綠色創(chuàng)新的理念, 并將其根植于企業(yè)文化之中(Burki和Dahlstrom,2017), 但企業(yè)引入董責(zé)險這一因素鮮有人研究。高凱等(2022)研究發(fā)現(xiàn), 企業(yè)投保董責(zé)險對綠色創(chuàng)新發(fā)揮了激勵作用。肖小虹和潘也(2022)進一步研究發(fā)現(xiàn), 該激勵作用對中小型企業(yè)、 股權(quán)較集中的企業(yè)更明顯。
但市場、 政策、 經(jīng)濟等支持因素要發(fā)揮作用, 都離不開企業(yè)自身對于綠色創(chuàng)新的統(tǒng)籌規(guī)劃。董責(zé)險的引入對于企業(yè)綠色創(chuàng)新究竟發(fā)揮哪種效應(yīng)?可能會成為管理層的保護措施, 解決其決策時的“后顧之憂”, 進而激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的動力; 也可能誘發(fā)管理層做出利己行為, 反而不利于企業(yè)綠色創(chuàng)新活動的開展。基于以上分析, 提出以下假設(shè):
H1a: 企業(yè)投保董責(zé)險發(fā)揮激勵效應(yīng), 促進綠色創(chuàng)新。
H1b: 企業(yè)投保董責(zé)險發(fā)揮機會主義效應(yīng), 抑制綠色創(chuàng)新。
(二)董責(zé)險、 融資約束與企業(yè)綠色創(chuàng)新
除了探究董責(zé)險對于綠色創(chuàng)新的影響, 其背后復(fù)雜的動態(tài)路徑更加值得研究。研發(fā)資金的投入是綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵影響因素之一, 同時研發(fā)成本高、 資金投入不足也是綠色創(chuàng)新面臨的挑戰(zhàn)之一, 企業(yè)在籌集資金時面臨的障礙可表現(xiàn)為融資約束。然而, 對于融資約束這一中介變量的影響, 不同的學(xué)者得出了相反的結(jié)論。張曉琳等(2020)發(fā)現(xiàn), 董責(zé)險會提升融資約束, 但只存在于股權(quán)集中度高以及獨立董事占比低的企業(yè)中。而趙國宇和梁慧萍(2022)卻發(fā)現(xiàn)董責(zé)險能通過緩解融資約束來促進企業(yè)創(chuàng)新。兩種相悖的結(jié)論歸根結(jié)底仍是在探討董責(zé)險對于公司治理是發(fā)揮激勵效應(yīng)還是自利效應(yīng)。若是起到激勵作用, 在融資約束較高的情況下, 董責(zé)險對于綠色創(chuàng)新的促進作用會更加顯著; 相反, 若是發(fā)揮自利效應(yīng), 融資約束較高, 管理層在董責(zé)險的“保護”下, 會加劇利益攫取行為, 從而抑制企業(yè)綠色創(chuàng)新。因此, 本文認為董責(zé)險對于綠色創(chuàng)新的影響并非是線性的, 并將融資約束作為門檻變量, 探究不同融資約束水平下企業(yè)購買董責(zé)險對于綠色創(chuàng)新的影響。綜上分析, 提出以下假設(shè):
H2: 企業(yè)引入董責(zé)險對綠色創(chuàng)新的影響存在融資約束的顯著門檻效應(yīng)。
三、 研究設(shè)計
(一)數(shù)據(jù)來源及說明
本文選取2010 ~ 2021年滬深兩市A股上市企業(yè)作為樣本, 將企業(yè)的董責(zé)險數(shù)據(jù)與綠色專利申請數(shù)據(jù)相匹配形成面板數(shù)據(jù)。在進行實證分析之前, 對原始數(shù)據(jù)進行如下處理: ①剔除金融類、 保險類企業(yè); ②剔除ST、 ?ST、 PT及退市公司; ③因面板門檻模型要求數(shù)據(jù)為平衡面板, 故剔除2011年之后上市的企業(yè), 以保障數(shù)據(jù)的完整性; ④對各變量進行1%和99%分位上的縮尾處理。本文研究樣本中的董責(zé)險數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫, 綠色專利申請數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫, 其他數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和公司披露的年報。
之所以選取2010 ~ 2021年的樣本是因為: 一方面, 由于董責(zé)險進入我國時間較晚, 早期覆蓋率低, 自2008年金融危機后企業(yè)才對其提高重視度; 另一方面, 我國自2010年開始確定首批低碳城市試點, 隨著黨的十八大召開, 生態(tài)文明建設(shè)進一步擺在更為突出的位置。故本文選取的樣本自2010年開始。
(二)變量定義
1.? 被解釋變量: 企業(yè)綠色創(chuàng)新(Ginno) 。現(xiàn)有研究多從行業(yè)層面出發(fā), 運用技術(shù)改造經(jīng)費或能耗數(shù)據(jù)來測量綠色創(chuàng)新績效, 而忽視了綠色創(chuàng)新中綠色的屬性和創(chuàng)新所蘊含的技術(shù)要求。因此, 本文借鑒王旭(2018)、 齊紹洲等(2018)的做法, 從微觀層面來測度企業(yè)綠色創(chuàng)新績效, 用企業(yè)綠色專利申請總數(shù)量來衡量。
2.? 解釋變量: 董責(zé)險(DO) 。本文參考李從剛和許榮(2019)的方法, 用虛擬變量來表示企業(yè)購買董責(zé)險的情況, 1為購買, 0為未購買。由于目前上市公司對于董責(zé)險的披露沒有規(guī)范的要求, 僅能從股東大會或董事會會議等公告中獲取董責(zé)險投保信息, 存在個別企業(yè)中間年份數(shù)據(jù)缺失的情況。因此, 參考胡國柳和胡珺(2014)的做法, 當(dāng)企業(yè)購買董責(zé)險之后未發(fā)出暫停購買的公告時, 則默認企業(yè)持續(xù)投保。
3.? 門檻變量: 融資約束(KZ)。本文參考林學(xué)軍和官玉霞(2020)的研究, 選取KZ指數(shù)作為融資約束的衡量指標(biāo), 該指標(biāo)起源于Kaplan和Zingales(1997)與Fazari Hubbard和Petersen(1988)關(guān)于投資—現(xiàn)金流敏感性反映融資約束的辯論。投資—現(xiàn)金流敏感性蘊含的前提是低股利, 但有研究表明, 企業(yè)投資對現(xiàn)金流的敏感性并未隨著融資約束的增強而提升(Farre-Mensa和Ljungqvist,2016)。隨后, Lamont等(2001)將KZ的融資約束分類指標(biāo)回歸到現(xiàn)金流、 賬面價值、 資產(chǎn)負債率、 股利支付和持有現(xiàn)金五個變量上, 求得回歸系數(shù)并構(gòu)建KZ指數(shù)。
4.? 控制變量 。本文參考肖小虹和潘也(2022)的研究, 考慮到企業(yè)自身特征可能會對綠色創(chuàng)新水平產(chǎn)生影響, 故選擇一系列企業(yè)特征作為控制變量。①企業(yè)規(guī)模(Size)。企業(yè)創(chuàng)新活動會受到自身規(guī)模的影響, 規(guī)模越大的企業(yè), 出于對發(fā)展可持續(xù)性的考慮, 會以較穩(wěn)定的現(xiàn)金投入來支持企業(yè)的技術(shù)發(fā)展, 且更容易成功。本文取企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量企業(yè)規(guī)模。②企業(yè)年齡(Age)。企業(yè)年齡不同, 則所處的發(fā)展階段不同, 對于創(chuàng)新的需求和創(chuàng)新的能力也不同。本文取企業(yè)成立年限加1的自然對數(shù)來衡量企業(yè)年齡。③總資產(chǎn)收益率(ROA)。該指標(biāo)代表著企業(yè)的盈利能力, 用企業(yè)凈利潤與平均總資產(chǎn)之比來表示。④企業(yè)成長能力(Growth)。該指標(biāo)用企業(yè)營業(yè)收入增長率表示。⑤企業(yè)負債水平(Debt)。Thomas等(2021)的研究表明, 企業(yè)債務(wù)與創(chuàng)新之間存在復(fù)雜的關(guān)系, 創(chuàng)新型公司依賴債務(wù)融資, 一方面?zhèn)鶆?wù)過剩會阻礙企業(yè)的創(chuàng)新, 另一方面, 債務(wù)可以刺激行業(yè)新進入者的創(chuàng)新。本文取企業(yè)年末總債務(wù)與總資產(chǎn)的比值來表示企業(yè)負債水平。⑥企業(yè)研發(fā)投入(RD)。該指標(biāo)用企業(yè)當(dāng)年研發(fā)投入占營業(yè)收入之比表示。⑦獨立董事占比(Indep)。該指標(biāo)代表企業(yè)內(nèi)部治理的情況, 用獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比值來表示。⑧產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。該指標(biāo)為常用的企業(yè)控制變量之一, 以虛擬變量形式表示, 國有企業(yè)為1, 非國有企業(yè)為0。此外, 本文設(shè)置行業(yè)虛擬變量和年份虛擬變量以控制不同行業(yè)、 時間對回歸結(jié)果的影響。
本文涉及的所有變量測度方法如表1所示。
(三)模型設(shè)定
為識別董責(zé)險對綠色創(chuàng)新的直接影響, 設(shè)定如下模型:
Ginnoi,t=α0+β1DOi,t+β2Controlsi,t+∑Indu+∑Year+εi,t (1)
其中: i表示第i家公司; t表示第t年; β為回歸系數(shù); Controls表示控制變量; Indu表示行業(yè)固定效應(yīng); Year表示年份固定效應(yīng); εi,t為回歸殘差。
為檢驗融資約束在購買董責(zé)險對綠色創(chuàng)新影響中的門檻效應(yīng), 本文借鑒Hansen(1999)提出的門檻效應(yīng)模型, 將企業(yè)融資約束作為門檻變量, 先構(gòu)建如下三重門檻模型, 隨后依次檢驗二重門檻、 單重門檻:
Ginnoi,t=α0+θ1DOi,tI(KZ≤?1)+θ2DOi,tI(?1 其中: i表示第i家公司; t表示第t年; θ為回歸系數(shù); εi,t為回歸殘差。I為指示函數(shù), 當(dāng)滿足括號內(nèi)條件, 即融資約束KZ處于某一區(qū)間時, I取值為1, 否則為0。當(dāng)融資約束在董責(zé)險與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間存在三重門檻效應(yīng)時, ?1≠?2≠?3; 當(dāng)存在雙重門檻效應(yīng)時, ?1≠?2=?3; 當(dāng)存在單門檻效應(yīng)時, ?1=?2=?3。 (四)描述性統(tǒng)計 表2的結(jié)果顯示, 初始樣本共1680家企業(yè), 20160個觀測值。從集中度趨勢看, 董責(zé)險的平均值為0.107, 表明購買董責(zé)險的企業(yè)占比仍較低; 企業(yè)綠色創(chuàng)新的平均值為4.997, 但最大值達1543, 99分位數(shù)為78, 可見其平均值受異常值的影響較大。同樣, 融資約束、 企業(yè)成長能力、 企業(yè)研發(fā)投入、 企業(yè)負債水平等指標(biāo)也受到極端值的較大影響。融資約束均值為1.721, 最大值為14.820, 企業(yè)成長能力均值為0.292, 但最大值達132.050, 99分位數(shù)僅為3.022, 故有必要先對初始樣本數(shù)據(jù)進行上下1%分位的縮尾處理, 以排除異常值干擾。 將數(shù)據(jù)集劃分為四部分, 董責(zé)險的75分位數(shù)為0.000, 表明購買董責(zé)險的企業(yè)占比低于25%; 而企業(yè)綠色創(chuàng)新75分位數(shù)為1.000, 99分位數(shù)為78, 表明高水平綠色創(chuàng)新集中于少部分企業(yè); 融資約束75分位數(shù)為2.981, 99分位數(shù)為7.492, 表明我國不同企業(yè)的融資難度差距較大。從離散程度來看, 董責(zé)險的標(biāo)準(zhǔn)差為0.309, 企業(yè)綠色創(chuàng)新的標(biāo)準(zhǔn)差為37.515, 融資約束的標(biāo)準(zhǔn)差為2.198, 可見企業(yè)綠色創(chuàng)新水平波動較大, 相比來說, 董責(zé)險和融資約束數(shù)據(jù)波動相對較小。 (五)相關(guān)性分析 在進行模型回歸之前, 本文對變量進行了Pearson相關(guān)性檢驗。根據(jù)表3結(jié)果可知, 董責(zé)險與企業(yè)綠色創(chuàng)新之間顯著正相關(guān), 說明企業(yè)購買董責(zé)險可以促進企業(yè)綠色創(chuàng)新水平提升, 初步印證了H1a。除企業(yè)成長能力之外, 其余控制變量均與企業(yè)綠色創(chuàng)新顯著正相關(guān), 而除企業(yè)成長能力和獨立董事占比之外, 企業(yè)研發(fā)投入、 企業(yè)負債水平、 企業(yè)規(guī)模、 企業(yè)年齡、 總資產(chǎn)收益率均與董責(zé)險顯著相關(guān)。同時, 絕大部分變量間的相關(guān)系數(shù)均不高于0.3, 這表明主要變量間不存在嚴重的多重共線性問題。 四、 實證分析 (一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果 考慮到回歸結(jié)果的一致性, 本文同時進行了面板固定效應(yīng)回歸和隨機效應(yīng)回歸, 結(jié)果如表4所示。根據(jù)表4可知, 不論是進行固定效應(yīng)回歸抑或是隨機效應(yīng)回歸, DO的系數(shù)均為正值, 且在1%的水平上顯著。這表明企業(yè)投保董責(zé)險對企業(yè)綠色創(chuàng)新活動起到促進作用, H1a得以驗證。 同時, 本文進行了豪斯曼檢驗, 結(jié)果見表5。根據(jù)表5可知, chi2值為316.110, P值為0.000, 拒絕原假設(shè), 選擇固定效應(yīng)模型。 (二)門檻模型回歸結(jié)果 本文以融資約束為門檻變量, 對是否存在門檻效應(yīng)以及存在多重門檻還是單一門檻進行估計檢驗, 所得結(jié)果如表6所示。根據(jù)表6中結(jié)果可知, 融資約束以1%的顯著性水平通過了單門檻效應(yīng)檢驗, F值為33.830, P值為0.000, 門檻閾值為1.6684, 95%置信區(qū)間為[1.5838,1.6791], 而雙重和三重門檻檢驗并不顯著。由此可知, 在企業(yè)購買董責(zé)險對綠色創(chuàng)新活動的影響過程中, 存在融資約束這一單一門檻。 同時, 為檢驗回歸結(jié)果的真實性和一致性, 本文繪制了融資約束門檻估計的LR統(tǒng)計量變化圖, 如圖2所示。該圖中, 門檻值位于似然函數(shù)的最低點, 似然函數(shù)走勢證實了門檻效應(yīng)存在性檢驗的結(jié)果: 融資約束存在單一門檻效應(yīng), 門檻值為1.6684。 進一步分析表7所示的融資約束單門檻效應(yīng)的估計結(jié)果, 當(dāng)融資約束KZ<1.6684時, 在1%的顯著性水平上企業(yè)購買董責(zé)險促使企業(yè)綠色創(chuàng)新水平提升, 其系數(shù)為1.2057。而當(dāng)融資約束KZ≥1.6684時, 同樣在1%的顯著性水平上企業(yè)投保董責(zé)險能夠促使企業(yè)綠色創(chuàng)新水平提升, 其系數(shù)為3.5296。在全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果中, 融資約束的中位數(shù)為1.830, 均值為1.721, 均高于門檻值1.6684。這表明, 投保董責(zé)險對于樣本中超50%的企業(yè)來說, 都能較大程度地激勵管理層開展綠色創(chuàng)新活動。 通過分析該結(jié)果, 本文發(fā)現(xiàn): 一方面, 董責(zé)險針對不同融資約束的企業(yè), 均能夠發(fā)揮激勵效應(yīng), 提升其綠色創(chuàng)新水平; 另一方面, 董責(zé)險對于企業(yè)綠色創(chuàng)新水平的提升效果, 在融資約束大的企業(yè)中更為突出。對于融資約束較小的企業(yè), 企業(yè)自身的融資能力能夠為綠色創(chuàng)新提供強有力的支撐, 企業(yè)投保董責(zé)險相當(dāng)于為企業(yè)發(fā)展、 綠色創(chuàng)新過程上了雙重“保險”。而對于融資約束較大的企業(yè), 引入董責(zé)險能在一定程度上幫助企業(yè)緩解融資能力不足, 從而促進企業(yè)綠色創(chuàng)新。由此, H2得證。 五、 穩(wěn)健性檢驗 出于對實證結(jié)果穩(wěn)健性和可靠性的考慮, 本文參考楊世迪和劉亞軍(2020)的做法, 分別對固定效應(yīng)模型和面板門檻模型進行穩(wěn)健性檢驗, 包括替換變量、 加入滯后變量和剔除樣本三種檢驗。 1. 替換變量。本文企業(yè)綠色創(chuàng)新指標(biāo)采用綠色專利申請總數(shù)量衡量, 包含綠色發(fā)明專利申請數(shù)量和綠色實用新型專利申請數(shù)量。但綠色發(fā)明專利與綠色實用新型專利有所不同, 發(fā)明專利更具新穎性、 創(chuàng)造性, 且審批程序相較于實用新型專利更為復(fù)雜, 總體而言, 綠色發(fā)明專利比綠色實用新型專利質(zhì)量更高。因此, 為檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性, 本文采用綠色發(fā)明申請數(shù)量來衡量企業(yè)綠色創(chuàng)新水平。表8中列(1)、 表9中列(1)分別表示固定效應(yīng)模型和面板門檻模型回歸結(jié)果, 替換被解釋變量后, DO的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正, 與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。 2. 加入滯后變量。企業(yè)引入董責(zé)險對綠色創(chuàng)新決策的影響具有持久性和滯后性, 且綠色創(chuàng)新相較于普通創(chuàng)新所需周期可能更長。為避免綠色創(chuàng)新滯后性對實證結(jié)果的影響, 本文對企業(yè)綠色創(chuàng)新變量進行滯后一期處理, 檢驗綠色創(chuàng)新滯后性對回歸結(jié)果的影響, 結(jié)果如表8中列(2)、 表9中列(2)所示。對被解釋變量進行滯后一期處理后, 無論是固定效應(yīng)模型還是門檻效應(yīng)模型, DO的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正, 與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。 3. 剔除樣本。由于行業(yè)性質(zhì)不同, 不同行業(yè)企業(yè)與綠色創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)度也不同, 這主要源于綠色創(chuàng)新自身特性。相較于化工、 汽車、 建筑等行業(yè), 零售業(yè)、 批發(fā)業(yè)、 教育業(yè)等行業(yè)與綠色創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)性較低, 故本文剔除與綠色創(chuàng)新關(guān)聯(lián)度較低的行業(yè)后, 再次進行固定效應(yīng)回歸和門檻效應(yīng)回歸。依據(jù)2012年證監(jiān)會頒布的行業(yè)分類指引, 本文共剔除10個行業(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), 教育業(yè)(P82), 衛(wèi)生業(yè)(Q83), 新聞和出版業(yè)(R85), 廣播、 電視、 電影和影視錄音制作業(yè)(R86), 文化藝術(shù)業(yè)(R87)。結(jié)果如表8中列(3)所示, 剔除部分樣本后, DO的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正, 且系數(shù)值大于原固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果, 表明在關(guān)聯(lián)度更高的行業(yè)樣本中, 引入董責(zé)險對企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進效應(yīng)更強。而表9中列(3)的結(jié)果與原門檻效應(yīng)模型結(jié)果一致, 表明單門檻顯著。 六、 結(jié)論與啟示 (一)結(jié)論 近年來, 隨著董責(zé)險在國內(nèi)的普及, 企業(yè)委托-代理關(guān)系和治理模式發(fā)生潛移默化的改變, 進而影響到企業(yè)各個方面。而在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中, 董責(zé)險的出現(xiàn)也從公司治理層面驅(qū)動企業(yè)綠色創(chuàng)新。本文以2010 ~ 2021年我國滬深兩市A股上市企業(yè)為研究對象, 收集并整理董責(zé)險與企業(yè)綠色創(chuàng)新的面板數(shù)據(jù), 通過固定效應(yīng)模型和面板門檻模型進行回歸, 檢驗董責(zé)險對綠色創(chuàng)新的非線性影響。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后, 以下結(jié)果依然成立: ①董責(zé)險對于企業(yè)綠色創(chuàng)新活動起到正向促進作用, 即企業(yè)購買董責(zé)險能夠激發(fā)其開展綠色創(chuàng)新活動的積極性; ②通過面板門檻模型檢驗發(fā)現(xiàn), 融資約束在董責(zé)險對綠色創(chuàng)新的作用過程中存在單門檻效應(yīng)。當(dāng)融資約束高于門檻閾值時, 企業(yè)購買董責(zé)險對于綠色創(chuàng)新發(fā)揮正向促進作用, 且相比融資約束低于門檻閾值時, 要顯著得多。這也從側(cè)面說明, 董責(zé)險在公司治理過程中發(fā)揮的激勵監(jiān)督效應(yīng)要大于機會主義效應(yīng)。 (二)啟示 為優(yōu)化公司治理、 推動企業(yè)綠色轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展, 根據(jù)本文研究結(jié)論得出如下啟示: 第一, 在公司治理方面, 企業(yè)應(yīng)積極投保董責(zé)險, 完善內(nèi)部治理和監(jiān)督, 規(guī)避高管自利行為, 充分發(fā)揮董責(zé)險的激勵作用, 吸引并留住優(yōu)秀的專業(yè)人才, 響應(yīng)國家政策號召, 踴躍投身于綠色創(chuàng)新的行列之中, 提高企業(yè)自身的核心競爭力和可持續(xù)發(fā)展能力。 第二, 由于目前我國企業(yè)董責(zé)險覆蓋率較低, 企業(yè)投保信息獲取不便, 應(yīng)完善董責(zé)險披露制度, 規(guī)范披露公告, 以有利于董責(zé)險正向“信號”的傳遞, 引導(dǎo)企業(yè)投保董責(zé)險, 同時也讓企業(yè)得到更好的第三方監(jiān)督。 第三, 由于董責(zé)險有可能引發(fā)管理層機會主義行為, 相關(guān)部門應(yīng)完善法律法規(guī), 保護投資者權(quán)益, 加強對企業(yè)違法行為的處罰, 提高企業(yè)違法成本。 第四, 對于保險公司, 應(yīng)認真完善每個環(huán)節(jié), 包括承保前的企業(yè)情況審查、 承保中對企業(yè)的監(jiān)督以及投保對象行為觸發(fā)條款后的償付。在條款的定制上更加切合我國國情, 讓董責(zé)險做到“入鄉(xiāng)隨俗”, 進而實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。 第五, 要因企投保, 不可盲目跟風(fēng)。對于融資約束高、 綠色轉(zhuǎn)型需求急迫的企業(yè), 董責(zé)險能有效緩解高管在綠色創(chuàng)新過程中面臨的風(fēng)險, 給企業(yè)高管“定心丸”, 應(yīng)多多鼓勵投保。 【 主 要 參 考 文 獻 】 曹洪軍,陳澤文.內(nèi)外環(huán)境對企業(yè)綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略的驅(qū)動效應(yīng) —— 高管環(huán)保意識的調(diào)節(jié)作用[ J].南開管理評論,2017(6):95 ~ 103. 方軍雄,秦璇.高管履職風(fēng)險緩釋與企業(yè)創(chuàng)新決策的改善 —— 基于董事高管責(zé)任保險制度的發(fā)現(xiàn)[ J].保險研究,2018(11):54 ~ 70. 高凱,趙華擎,王玲.董事高管責(zé)任保險與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新 —— 基于內(nèi)部控制的中介效應(yīng)[ J].華東經(jīng)濟管理,2022(2):119 ~ 128. 關(guān)鑫,柴晨潔,高闖.董責(zé)險對企業(yè)非效率投資的抑制機理 —— 基于監(jiān)督與信號傳遞效應(yīng)的共同中介作用[ J].經(jīng)濟與管理研究,2021(12):93 ~ 112. 胡國柳,胡珺.董事高管責(zé)任保險與公司績效 —— 基于中國A股上市公司的經(jīng)驗分析[ J].經(jīng)濟評論,2014(5):136 ~ 147. 胡國柳,章翔,曾春華.董事高管責(zé)任保險、中小投資者保護與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[ J].軟科學(xué),2018(7):89 ~ 92+138. 胡國柳,趙陽,胡珺.D&O保險、風(fēng)險容忍與企業(yè)自主創(chuàng)新[ J].管理世界,2019(8):121 ~ 135. 賈寧,梁楚楚.董事高管責(zé)任保險、制度環(huán)境與公司治理 —— 基于中國上市公司盈余管理的視角[ J].保險研究,2013(7):57 ~ 67. 解學(xué)梅,王若怡,霍佳閣.政府財政激勵下的綠色工藝創(chuàng)新與企業(yè)績效:基于內(nèi)容分析法的實證研究[ J].管理評論,2020(5):109 ~ 124. 李從剛,許榮.董事高管責(zé)任保險、公司治理與企業(yè)創(chuàng)新 —— 基于A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[ J].金融監(jiān)管研究,2019(6):85 ~ 102. 林學(xué)軍,官玉霞.融資約束與企業(yè)并購 —— 來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[ J].南京審計大學(xué)學(xué)報,2020(3):51 ~ 60. 凌士顯,劉澳.董事高管責(zé)任保險、管理層激勵與企業(yè)創(chuàng)新 —— 基于A股上市公司的實證研究[ J].金融監(jiān)管研究,2020(9):50 ~ 65. 凌士顯.董事高管責(zé)任保險與審計費用增加:監(jiān)督、激勵還是縱容? —— 基于中國 A 股經(jīng)驗數(shù)據(jù)的實證研究[ J].審計與經(jīng)濟研究,2020(1):51 ~ 60. 齊紹洲,林屾,崔靜波.環(huán)境權(quán)益交易市場能否誘發(fā)綠色創(chuàng)新? —— 基于我國上市公司綠色專利數(shù)據(jù)的證據(jù)[ J].經(jīng)濟研究,2018(12):129 ~ 143. 沈飛,周延,劉峻峰.董事高管責(zé)任保險促進還是抑制企業(yè)創(chuàng)新[ J].技術(shù)經(jīng)濟,2021(5):82 ~ 92. 王旭霞,雷漢云,王珊珊.環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與綠色經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[ J].統(tǒng)計與決策,2022(15):118 ~ 122. 夏同水,臧曉玲.董事高管責(zé)任保險、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[ J].財會月刊,2019(22):168 ~ 176. 楊世迪,劉亞軍.中國對外直接投資逆向綠色創(chuàng)新價值鏈外溢效應(yīng)研究[ J].大連理工大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2020(6):57 ~ 66. 翟淑萍,張曉琳,王敏.董事高管責(zé)任保險與企業(yè)創(chuàng)新效率 —— “因勢利導(dǎo)”還是“推波助瀾”?[ J].商業(yè)經(jīng)濟與管理,2020(4):52 ~ 67. 張曾蓮,徐方圓.董事高管責(zé)任保險與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展 —— 基于代理成本和創(chuàng)新激勵視角[ J].華東經(jīng)濟管理,2021(2):78 ~ 86. 張瑞綱,曾暉.董事高管責(zé)任保險與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系研究 —— 兼議董事會規(guī)模的調(diào)節(jié)作用[ J].蘭州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2022(3):92 ~ 104. 張曉琳,溫潔,翟淑萍.董事高管責(zé)任保險與企業(yè)融資約束[ J].金融與經(jīng)濟,2020(4):75 ~ 83. 趙國宇,梁慧萍.董事高管責(zé)任保險促進企業(yè)創(chuàng)新嗎? —— 基于信貸尋租與融資約束的視角[ J].外國經(jīng)濟與管理,2022(3):103 ~ 117. 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