董事高管責任保險與企業(yè)融資約束

■張曉琳，溫 潔，翟淑萍

一、引言

近年來上市公司財務造假事件被頻繁曝光，涉事企業(yè)高管失職或履職不當行為引發(fā)了一系列資本市場糾紛，類似案件的頻發(fā)暴露出我國企業(yè)在董事及高級管理人員這一環(huán)節(jié)上存在嚴重的治理缺陷。同時，投資者等利益相關者維護自身權益的意識不斷增強，資本市場中關于糾紛的解決機制亟待完善。法院訴訟是常見的解決方式，其強制力度大、專業(yè)性強，但受限于及時性、經濟性等多方面的制約，往往無法高效解決。相比之下，非訴訟的多元化糾紛解決渠道因其具有方式靈活、矛盾化解效率高等特點，逐漸成為投資者表達訴求和索求賠償?shù)闹匾緩?。其中董事高管責任保險（以下簡稱“董責險”）作為一項事前有效的制度安排和保障措施，在資本市場中發(fā)揮越來越重要的作用，近年來不斷受到學者們的廣泛關注。

董責險是由企業(yè)購買的，當企業(yè)董事及高級管理人員在工作過程中由于履職不當或疏忽而被追究經濟賠償責任時，由保險公司按照合同承擔相應經濟賠償責任的保險。董責險引入我國相對較晚，與發(fā)達國家相比，我國的資本市場制度尚不完善，加之企業(yè)內部治理環(huán)節(jié)相對薄弱，激勵機制設計不合理，委托代理問題較為突出。因此，研究企業(yè)購買董責險的經濟后果，對于完善企業(yè)激勵制度，促進資本市場穩(wěn)定發(fā)展具有重要的理論意義和實踐意義。

已有學者考察了購買董責險對于公司治理、企業(yè)決策以及多元化投資行為的影響（Lin et al.，2013）。然而鮮有研究分析購買董責險對企業(yè)融資方面的影響，對于融資約束等相關現(xiàn)代企業(yè)問題更是尚未涉及。另外在資本市場實踐中，董責險既可能發(fā)揮激勵與監(jiān)督的積極作用，也可能因其兜底效應對微觀企業(yè)產生不利影響。因此，對相關問題進行深入探討有助于引導和規(guī)范董責險的良性健康發(fā)展。具體來說，就是要分析在不同情境環(huán)境中董責險這一事前的制度安排能否對上市公司高管起到保護作用并實現(xiàn)預期的政策效果。為此，以2007-2018年滬深A股上市公司為樣本，運用PSMDID的方法外生地識別企業(yè)購買董責險對融資約束的影響，實證研究發(fā)現(xiàn)上市公司購買董責險會加劇企業(yè)的融資約束。之后通過改變模型設定形式、改變PSM匹配比例以及進行安慰劑檢驗后，上述結論依然穩(wěn)健。進一步研究發(fā)現(xiàn)，上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束的加劇作用只存在于股權集中度高以及獨立董事占比低的企業(yè)中。

本文可能的貢獻在于：第一，豐富了企業(yè)購買董責險經濟后果的研究。目前董責險經濟后果的研究主要集中于企業(yè)績效、企業(yè)并購以及多元化投資等方面，卻缺乏對企業(yè)融資約束影響的研究和探討，筆者考察了企業(yè)購買董責險對融資約束的影響，為研究董責險的政策效應提供了新的微觀證據(jù)。第二，在研究設計方面，采用傾向得分匹配（PSM）的方法首先對樣本進行匹配，之后運用雙重差分模型（DID）通過控制時間趨勢的干擾，從而分離出購買董責險對企業(yè)融資約束影響的“凈效應”，以排除內生性的干擾，保證實證檢驗得出因果關系的穩(wěn)健性和可靠性。第三，厘清了企業(yè)購買董責險影響融資約束的具體情境。具體分析了在不同股權結構以及獨立董事占比的情況下，董責險對企業(yè)融資約束影響的異質性，為在不同環(huán)境和情境下如何有效進行融資決策、發(fā)揮董責險的正向作用提供了實踐依據(jù)。

二、研究假設

我國上市公司普遍存在融資約束問題，代理成本高以及信息不對稱是導致融資約束的兩大誘因。而企業(yè)購買董責險可以通過影響代理成本和信息不對稱進而對融資約束產生影響。根據(jù)激勵與監(jiān)督假說以及道德風險假說在推演企業(yè)購買董責險與融資約束的關系上提出兩個對立假設。

（一）上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束的緩解作用

一方面，依據(jù)激勵與監(jiān)督假說，上市公司購買董責險能夠將保險公司納入到企業(yè)的治理體系中，通過加強外部治理監(jiān)督，從而緩解企業(yè)的融資約束。保險公司在與投保人簽訂投保合同之前，都會對投保公司進行全面深入的調查，從而獲取相關重要信息（Griffith，2006）。為了控制風險，在投保期間保險公司會對投保企業(yè)進行密切監(jiān)督。同時，保險公司也會關注上市公司是否存在違規(guī)與舞弊等內部控制缺陷，積極搜集和獲取相關的信息披露狀況以及投資決策的相關信息。通過高效全面的外部審核和監(jiān)督促使投保公司加強內部控制建設，提高上市公司內部控制質量（凌士顯，2019），從而緩解代理問題。之后若發(fā)生訴訟行為，事后保險公司也會針對訴訟賠償事件進行分析，加強對董事和高級管理人員的監(jiān)督，提高會計信息質量（袁蓉麗等，2018），降低信息不對稱。因此，上市公司購買董責險可以通過降低企業(yè)的代理成本，改善信息披露質量，從而緩解企業(yè)的融資約束。

另一方面，上市公司購買董責險可以激發(fā)投資者的投資熱情，進而緩解企業(yè)的融資約束。當上市公司出現(xiàn)訴訟賠償事件后，若企業(yè)購買了董責險，保險公司會承擔相應賠償責任。因此，企業(yè)購買董責險的行為就使得投資者意識到，即便投資存在風險，承保公司雄厚的資金實力也會保證投資者的經濟利益（胡國柳和康嵐，2014），從而打消投資者的投資顧慮，使得其投資情緒高漲，緩解被投資企業(yè)的融資約束。

基于此，提出研究假設1。

H1：上市公司購買董事高管責任保險會緩解企業(yè)的融資約束。

（二）上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束的加劇作用

第一，根據(jù)道德風險假說，董責險的“兜底”效應弱化了對企業(yè)董事及高管的財務懲罰力度，從而誘發(fā)管理者的自利動機，進一步加劇企業(yè)的融資約束。企業(yè)為董事及高管購買董責險的初衷是為了鼓勵他們恪盡職守，積極履行職能義務，降低因疏忽或行為不當而造成的職業(yè)風險和企業(yè)損失。然而道德風險假說認為“履行義務”的內涵過于隱晦，這一初衷將管理層可能面臨的風險轉嫁給保險公司，也使得管理層的行為后果與個人財富相互割裂。在委托方處于信息劣勢的情況下，代理人便有了自利動機，使得雙方信息不對稱程度進一步加劇，滋養(yǎng)了高管的機會主義行為（Chalmers et al.，2002），代理問題趨于惡化。

第二，上市公司購買董責險的行為可被投資者視為投資風險增大的信號，從而增加投資者的投資顧慮，導致企業(yè)融資更加困難。Griffith（2006）認為上市公司購買保險的行為在一定程度上反映了該企業(yè)管理者的經營能力、公司的治理水平以及風險偏好等信息。其風險與保費率、最高賠付限額呈正比例關系，同時企業(yè)購買董責險的需求越高，董事會面臨訴訟風險的可能也就越大（Core，1997）。因此，根據(jù)信號傳遞理論，當企業(yè)購買董責險或其投保金額增加時，投資人會將其視為企業(yè)風險增大的信號，從而降低了投資者的投資熱情，使得被投資企業(yè)的融資能力受到進一步限制，加劇企業(yè)的融資約束狀況。

基于此，提出研究假設2。

H2：上市公司購買董事高管責任保險會加劇企業(yè)的融資約束。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取我國2007-2018年的滬深A股上市公司作為研究樣本①自董責險引入以來，2002-2006年間上市公司購買董責險的樣本較少，因此選取2007年為初始研究時點。，并剔除所有金融保險類、財務數(shù)據(jù)缺失以及樣本期間被特殊處理的企業(yè)。為了避免異常值的影響，對相關連續(xù)變量在上下1%處進行Winsorize縮尾處理。最終得到22351個樣本。其中138家上市公司在樣本期間購買了董責險，獲得1288個購買董責險的“公司-年度”數(shù)據(jù)。有關董責險的數(shù)據(jù)由手工整理得到，其他財務數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

融資約束的度量：采用投資—現(xiàn)金流敏感性作為融資約束的衡量指標。另外，借鑒Almeida et al.（2004）的方法，在穩(wěn)健性檢驗時采用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型對企業(yè)融資約束進行度量。

2.解釋變量

董事高管責任保險：由于目前并未有法律法規(guī)明確要求上市公司披露董責險的購買信息，因此很難直接獲得相關的數(shù)據(jù)信息。借鑒郝照輝和胡國柳（2014）的研究，本文以虛擬變量Ins作為上市公司購買董責險的度量指標。具體定義方法如下：若上市公司在2007-2018年期間的董事會提議購買董責險并在股東大會進行公告，則認為上市公司購買了董責險，虛擬變量Ins取1，否則為0。

3.控制變量

參考以往研究，在回歸模型中還控制了以下變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產收益率（Roa）、托賓Q（Q）、第一大股東持股比例（First）、獨立董事比例（Inditor）、董事長與總經理兩職狀態(tài)（Dual）、董事會規(guī)模（Board）、凈資產收益率（Roe）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、企業(yè)成長性（Grow）、產權性質（Ownership）、企業(yè)年齡（Age），同時還控制了年度效應和行業(yè)效應。變量定義具體見表1。

表1 變量定義與說明

（三）董責險對企業(yè)融資約束的影響

Fazzari et al.（1988）認為當面臨融資約束情況時，企業(yè)將更加依賴自身內部的現(xiàn)金流，相對其他企業(yè)來說，這些企業(yè)將會表現(xiàn)出較高的投資—現(xiàn)金流敏感性。為此，借鑒Fazzari et al.（1988）提出的融資約束模型，利用投資—現(xiàn)金流敏感性對企業(yè)融資約束進行度量。之后，為考察上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束的影響，借鑒姜付秀等（2016）的研究設計，在Fazzari et al.（1988）提出的反映融資約束的投資—現(xiàn)金流敏感性模型的基礎上，構建如下雙重差分模型（DID）進行實證檢驗：

模型（1）的回歸結果中，若β7顯著小于0，則說明上市公司購買董責險會緩解融資約束；反之，則會加劇融資約束。

（四）傾向得分匹配（PSM）

考慮到“政策自選擇”可能造成的內生性問題，為了排除其他混淆因素的影響，本文采用傾向得分匹配法（PSM）為購買董責險的上市公司匹配特征相似的未購買上市公司作為對照組，從而得到上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束影響的凈效應。具體方法是，首先以上市公司是否購買董責險作為因變量，參考趙楊和Hu（2014）的研究選取企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、董事長與總經理是否兩職合一（Dual）、董事會人數(shù)（Board）、無形資產占比（Intan）、產權性質（Ownership）以及第一大股東持股比例（First）這7個影響企業(yè)購買董責險的因素作為自變量，其中無形資產占比用無形資產占期末總資產的比例來度量。通過Logit回歸得到傾向得分，并根據(jù)這7個協(xié)變量進行1∶1有放回匹配，從而完成匹配。即為購買董責險的138家公司匹配了131家未購買董責險的企業(yè)，共得到2539個樣本數(shù)據(jù)。

表2 平衡性檢驗

續(xù)表2

之后進行PSM平衡性檢驗，如表2所示，匹配前企業(yè)規(guī)模（Size）、資產負債率（Lev）、董事長與總經理是否兩職合一（Dual）、董事會人數(shù)（Board）、無形資產占比（Intan）、產權性質（Ownership）以及第一大股東持股比例（First）這7個協(xié)變量在實驗組和控制組之間均存在顯著差異，匹配后差異不再顯著且各協(xié)變量偏差均大幅度降低，得到了很好的平衡數(shù)據(jù)。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3 相關變量描述性統(tǒng)計

表3和表4展示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從表3中可知，內部現(xiàn)金流（Cf）的最小值為-2.991，最大值為9.328，中位數(shù)為0.062，標準差為0.266，說明所研究樣本的內部現(xiàn)金流（Cf）水平特征存在較大差異。進一步從表4分組描述性統(tǒng)計結果來看，購買董責險的處理組與沒有購買董責險的控制組的資產負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、現(xiàn)金持有水平（Cash）、企業(yè)成長性（Grow）、董事會規(guī)模（Board）、企業(yè)年齡（Age）、總資產收益率（Roa）、凈資產收益率（Roe）、托賓Q（Q）這些變量特征均沒有顯著性差異。而內部現(xiàn)金流（Cf）、第一大股東持股比例（First）、獨立董事占比（Inditor）在兩組之間差異顯著，說明是否購買董責險可能是造成不同企業(yè)內部現(xiàn)金流異質性的原因之一。其他控制變量特征與以往文獻研究基本一致。

表4 分組描述性統(tǒng)計

（二）DID回歸分析

表5匯報了模型（1）的回歸結果。表5第（1）列為投資—現(xiàn)金流敏感性模型的回歸結果，結果顯示：Cf的系數(shù)為0.0758，在1%的水平上顯著為正，說明研究對象普遍存在融資約束的情況。在此基礎上加入是否購買董責險（Ins）、時間虛擬變量（Post）以及交互項構造雙重差分模型，Cf×Ins×Post的系數(shù)為0.2855，且在1%水平上顯著，說明上市公司購買董責險后將加劇企業(yè)的融資約束。之后，進一步在第（3）列中控制了年份、行業(yè)，Cf的系數(shù)為0.1815，且在1%水平上顯著，說明企業(yè)融資約束的現(xiàn)象仍普遍存在。Cf×Ins×Post的系數(shù)為0.2472，即上市公司購買董責險與企業(yè)融資約束呈現(xiàn)正相關關系，且在1%水平上顯著正相關，表明上市公司購買董責險將加劇企業(yè)的融資約束，即驗證了假設2。

表5 購買董責險對企業(yè)融資約束的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.改變模型設定形式

借鑒Almeida et al.（2004）的方法，通過改變模型設定形式，采用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型對企業(yè)融資約束進行度量以增強結果的穩(wěn)健性。在該模型的基礎上通過重新構建如下雙重差分模型（DID）再次考察上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束的影響：

模型（2）中的被解釋變量△Cash為現(xiàn)金持有量變動，同時還控制了以下變量：非現(xiàn)金凈營運資本的變動（△Nwc）、短期債務的變動（△Sd）、資本支出（Invest）、資產負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)成長性（Grow）、第一大股東持股比例（First）、董事會規(guī)模（Board）、董事長與總經理兩職狀態(tài)（Dual）、獨立董事比例（Inditor）、企業(yè)年齡（Age）、總資產收益率（Roa）、凈資產收益率（Roe）、托賓Q（Q）、產權性質（Ownership）、年度效應（Year）以及行業(yè)固定效應（Ind）。變量定義具體見表1。

模型（2）的回歸結果中，若β7顯著小于0，則說明上市公司購買董責險會緩解融資約束；反之，則會加劇融資約束。檢驗結果見表6，顯示Cf×Ins×Post的回歸系數(shù)顯著為正，說明上市公司購買董責險會加劇企業(yè)融資約束狀況，仍然支持假設2的結論。

2.改變PSM匹配比例

前文在主檢驗中采用1∶1的方法進行PSM配對。在穩(wěn)健性檢驗中，通過改變匹配比例，即按照1∶2的比例重新匹配未購買董責險的企業(yè)作為對照組，重復上文的檢驗步驟。新匹配后的樣本容量為3572個，回歸結果（見表7）依然支持假設2的結論。

3.安慰劑檢驗

為驗證企業(yè)的融資約束情況加劇確實是因購買董責險引起的，通過改變上市公司購買董責險的時間進行反事實檢驗。除了購買董責險，其他一些政策或隨機性因素也可能導致融資約束情況發(fā)生變化，而相應的變化可能與企業(yè)是否購買董責險并沒有直接關聯(lián)。因此為了排除相關因素的干擾，假設將上市公司購買董責險的時間全部提前一年。如果Cf×Ins×Post的系數(shù)并不顯著為正，即并未加劇融資約束，則可以說明上市公司融資約束水平的加劇確實是由企業(yè)購買董責險導致的，即排除了存在其他因素干擾的可能性。根據(jù)假設的購買董責險時間重新匹配樣本后再次對模型（1）進行回歸檢驗，實證結果（表8）顯示Cf×Ins×Post系數(shù)為正卻不顯著，這表明購買董責險的企業(yè)其融資約束的改變不是由其他因素導致的，而是由購買董責險引起的。

表8 安慰劑檢驗

以上檢驗結果均進一步驗證了本文的實證結果穩(wěn)健。

表9 分組檢驗結果

五、進一步檢驗

（一）基于企業(yè)股權集中度的分組檢驗

已有研究顯示，股權集中度較高的企業(yè)，自愿性披露信息的意愿較低。大股東往往通過對信息披露的把控，加劇信息不對稱程度進而侵占公司中小股東和其他利益相關者的利益，導致公司面臨更強的融資約束。姜付秀等（2017）認為，擁有多個大股東的公司融資約束水平相對較低。當其他大股東擁有更強的監(jiān)督能力和監(jiān)督動機時，公司的融資約束水平相對更低。因此，預期股權集中度較高的企業(yè)信息透明度可能較差、信息不對稱程度可能較高，企業(yè)購買董責險對融資約束的加劇效應可能在這類企業(yè)中更加突出。

采用第一大股東持股比例（First）對上市公司股權集中度進行度量，按照第一大股東持股比例是否高于所有樣本中位數(shù)，將樣本分為股權集中度高組和股權集中度低組，分別檢驗這兩組樣本中上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束影響的差異。如表9所示，股權集中度較低組，樣本總量為1270，Cf×Ins×Post的回歸系數(shù)為0.0609，在統(tǒng)計上不顯著；而股權集中度較高組，樣本總量為1269，Cf×Ins×Post的回歸系數(shù)為0.2740，且在1%的水平上顯著。檢驗結果與前述預期一致，即購買董責險對企業(yè)融資約束的加劇效應僅體現(xiàn)在股權集中度較高的企業(yè)中。

（二）基于企業(yè)獨立董事占比的分組檢驗

董事會是企業(yè)經營決策的核心，董事們的利益與企業(yè)息息相關，其中獨立董事通常擁有豐富的社會資源，并且在一定程度上獨立于上市公司各方的利益，對經營者能夠進行有效監(jiān)督。葉康濤等人（2007）發(fā)現(xiàn)獨立董事可以在一定程度上提高公司內部治理水平，對上市公司的監(jiān)督作用更加明顯。胡奕明和唐松蓮（2008）認為獨立董事占比越高，其“話語權”的影響越大，其監(jiān)督作用越有效，獨立董事占比越高，會計信息披露質量越高。據(jù)此進一步研究上市公司在不同獨立董事占比條件下，購買董責險對企業(yè)融資約束影響的異質性。預期相對于獨立董事占比較高的企業(yè)，獨立董事占比較低的企業(yè)購買董責險不利于發(fā)揮其監(jiān)督效應，進而造成融資困難。

按獨立董事占比（Inditor）是否高于其樣本中位數(shù)，將樣本分為獨立董事占比高組和獨立董事占比低組，之后進行分組檢驗。檢驗結果如表9所示，獨立董事占比高組中Cf×Ins×Post的回歸系數(shù)為0.0708，但統(tǒng)計意義不顯著。而獨立董事占比低組中Cf×Ins×Post的回歸系數(shù)為0.1804，且在5%的水平上顯著，驗證了上述預期，即相較于獨立董事占比高組，董責險對企業(yè)融資約束的加劇效應僅體現(xiàn)在獨立董事占比低的企業(yè)中。

六、研究結論與政策建議

董責險作為一項事前的制度安排，對于鼓勵高管盡職履責、完善現(xiàn)代化企業(yè)制度起到了重要作用。但自引入我國以來，理論界對其治理作用卻莫衷一是。而融資約束也是企業(yè)進行籌資決策的重要考量，因此如何協(xié)調好兩者之間的關系具有重要意義。選擇了2007-2018年A股全部上市公司為樣本，運用PSM-DID的實證方法檢驗上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束的影響。研究發(fā)現(xiàn)上市公司購買董責險會加劇企業(yè)的融資約束。之后通過改變模型設定形式、改變PSM匹配比例以及進行安慰劑檢驗后，上述結論依然穩(wěn)健。進一步研究發(fā)現(xiàn)，上市公司購買董責險對企業(yè)融資約束的加劇作用只存在于股權集中度高以及獨立董事占比低的企業(yè)中。

本文的研究結論得到如下啟示：第一，董責險作為一項制度安排，能夠通過健全和完善人力資源激勵體系，分散高管可能面臨的訴訟風險，鼓勵他們切實完成企業(yè)的各項戰(zhàn)略目標。但董責險的過度保護也有可能將其變成高管的“保護傘”，通過提高代理成本以及加劇信息不對稱程度給企業(yè)的融資決策以及公司治理等方面帶來很大不確定性。因此，企業(yè)在探索實踐的過程中，必須加強過程監(jiān)督，將企業(yè)董事和高管的個人利益與企業(yè)長期發(fā)展相掛鉤，為董責險發(fā)揮積極作用創(chuàng)造良好環(huán)境。第二，為了引導董責險發(fā)揮正向的積極作用，企業(yè)要結合自身特征完善內部治理結構和環(huán)境。一方面，在“一股獨大”的背景下，通過引入中小股東、持續(xù)改進股權結構的方式來有效抑制道德風險和機會主義行為的發(fā)生。另一方面，要提高獨立董事占比、完善獨立董事制度以改變高管的權力結構和決策權限，從而達到監(jiān)督與制衡的目的，提高管理者的經營效率。第三，保險公司應進一步加強對投保企業(yè)的各項事前審核，明確和細化各項保險條款的規(guī)范和要求。要對賠付金額、最高限額以及賠付比例制定統(tǒng)一標準，以防當企業(yè)董事和高管發(fā)生“過失行為”時將其所造成的經濟損失毫無顧忌地轉嫁給保險公司。同時也可適當擴大董責險的投保范圍，增設多樣的附加條款以吸引更多的企業(yè)投保，激活企業(yè)活力。第四，董責險作為一項治理機制，其監(jiān)督作用的有效發(fā)揮離不開良好的外部環(huán)境。司法部門在制定有關法律時要加強宣傳和普及力度，大力推進股東訴訟尤其是中小股東訴訟制度的司法實踐與改革，為資本市場及廣大投資者開辟、建立多種靈活的非訴訟糾紛解決途徑和維權體系，維護好董責險在我國資本市場上良性的發(fā)展趨勢，完善現(xiàn)代企業(yè)制度建設。

由于目前沒有相關法律法規(guī)強制企業(yè)披露購買董責險的相關數(shù)據(jù)信息，因此受限于數(shù)據(jù)的可獲得性，筆者僅研究了是否購買董責險這一虛擬變量對企業(yè)融資約束的影響。但是有關董責險的保額、費率、免賠額等信息具有更加豐富的信息含量，能夠更加準確地評估上市公司購買董責險的經濟后果，本文并未對此進行深入探討。后續(xù)，隨著相關披露制度的發(fā)展與完善，此部分可以是未來研究應拓展的可行性領域以及研究方向。