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。

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（責(zé)任編輯·校對： 黃艷晶? 許春玲）

【基金項目】國家自然科學(xué)基金項目“董事責(zé)任保險、企業(yè)特征與企業(yè)風(fēng)險行為”（項目編號：71863002）