董事高管責任保險與高管薪酬-業(yè)績敏感性

李從剛 許 榮 路 璐 李躍然

一、引言

董事高管責任保險(以下簡稱“董責險”)，即對董事高管因被指控工作疏忽或行為不當而被追究其個人賠償責任時，由保險公司負責賠償相關(guān)法律費用并代為承擔民事賠償責任的保險。自2002年萬科與平安保險簽訂中國首份董責險保單以來，截至2017年年底，共有225家上市公司購買了董責險，占所有A股上市公司總數(shù)的比例約為6.5%。近年來，董責險能否有效發(fā)揮公司治理作用一直是學術(shù)界激烈爭論的焦點問題。已有文獻分別從公司違規(guī)(李從剛和許榮,2020[1])、審計費用(袁蓉麗等,2018a[2])、財務報表重述行為(袁蓉麗等,2018b[3])、股價崩盤風險(Yuan等,2016[4])、股權(quán)成本(Chen等,2016[5])、并購行為(Lin等,2011[6])和銀行貸款溢價(Lin等,2013[7])等視角檢驗了董責險的公司治理作用，卻鮮有文獻從公司薪酬契約的視角研究董責險與高管薪酬-業(yè)績敏感性之間的關(guān)系。在理論上，高管薪酬契約的有效性反映了公司管理層與股東之間的代理問題，公司高管為了攫取私有收益，傾向于通過管理層權(quán)力干預薪酬委員會和薪酬制訂程序，操縱薪酬，從而降低了高管薪酬-業(yè)績敏感性和薪酬契約的有效性(權(quán)小鋒等,2010[8])。現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，獨立董事治理(羅進輝,2014[9])、股權(quán)結(jié)構(gòu)安排(姜付秀等,2014[10])、薪酬委員會治理(謝德仁等,2012[11])、債權(quán)人和政府治理(黃志忠和郗群,2009[12])等內(nèi)外部治理機制對抑制管理層薪酬操縱、提高薪酬-業(yè)績敏感性有著顯著的治理效應，然而董責險能否有效發(fā)揮公司治理作用提高薪酬契約的有效性卻仍有待研究。從現(xiàn)有的理論來看，董責險既有可能通過發(fā)揮保險機構(gòu)的外部治理作用，從而提高薪酬契約的有效性和高管薪酬-業(yè)績敏感性(李從剛和許榮,2020[1];Yuan等,2016[4])，也有可能激發(fā)董事高管的道德風險和機會主義行為，因而加大了代理成本和管理層薪酬操縱(Chalmers等,2002[13])，因此，董責險對于高管薪酬-業(yè)績敏感性的實際作用也是一個實證研究的重要課題。

雖然董責險與薪酬-業(yè)績敏感性存在著理論上的關(guān)聯(lián)，但要想在實證研究中準確識別二者之間的因果關(guān)系卻面臨選擇性偏誤難題。因為已有研究表明董責險的購買需求與公司治理風險顯著相關(guān)(Core,1997[14];Zou等,2008[15])，而通過簡單回歸得出的相關(guān)關(guān)系既有可能是董責險發(fā)揮了治理效應，也有可能是因為是否購買董責險的兩組公司本身就存在著治理水平上的顯著差異。因此，在研究設(shè)計上必須控制選擇性偏誤帶來的內(nèi)生性，讓是否購買董責險的兩組公司在董責險需求和公司治理風險上盡量“相似”。為此，本文將基于傾向得分匹配法(PSM)的研究設(shè)計在控制選擇性偏誤的基礎(chǔ)上準確識別董責險對薪酬-業(yè)績敏感性的影響。具體而言，本文以2002—2017年所有A股上市公司為初始樣本，采用PSM方法最終匹配得到1 275個處理組樣本(購買董責險)和1 275個控制組樣本(未購買董責險)?；谄ヅ錁颖镜幕貧w分析發(fā)現(xiàn)：(1)公司業(yè)績對高管薪酬有著顯著的正向影響，表明高管薪酬-業(yè)績敏感性存在，并且董責險能顯著增加高管薪酬-業(yè)績敏感性，從而發(fā)揮了有效的外部治理作用。以上結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。(2)董責險與控股股東治理和董事會治理等內(nèi)部治理機制存在互補效應，董責險對高管薪酬-業(yè)績敏感性的提升效應在股權(quán)集中度較高和董事會規(guī)模較大的樣本組中更為顯著。(3)董責險與分析師跟蹤、基金公司持股等外部治理機制存在替代效應，董責險的外部治理作用在分析師跟蹤較少和基金公司持股較少的樣本組中更為顯著。

與以往研究相比，本文的潛在貢獻在于：第一，我們的研究提供了保險機構(gòu)通過外部治理機制影響高管薪酬-業(yè)績敏感性的證據(jù)，從而在已有研究發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)外部治理機制影響薪酬契約有效性的基礎(chǔ)上(黃志忠和郗群[12],2009;羅進輝,2014[9];權(quán)小鋒等,2010[8];謝德仁等,2012[11])進一步拓展了高管薪酬-業(yè)績敏感性影響因素的研究邊界。第二，本文從高管薪酬契約的視角切入，發(fā)現(xiàn)董責險在中國資本市場中仍然是一種較為有效的公司治理機制，并且與其他內(nèi)外部治理機制存在相互補充或替代的關(guān)系，從而提供了董責險外部監(jiān)督說的新證據(jù)，進一步補充了董責險經(jīng)濟后果和治理效應的相關(guān)研究(李從剛和許榮,2020[1];Chen等,2016[5];Lin等,2011[6];Lin等,2013[7];胡國柳和譚露[16],2018;胡國柳和胡珺,2017[17];凌士顯和白銳鋒,2017[18];袁蓉麗等,2018[2];袁蓉麗等,2018[3])。

本文余下內(nèi)容結(jié)構(gòu)如下：第二部分對相關(guān)文獻進行綜述，并提出研究假設(shè)；第三部分介紹了模型設(shè)定和變量定義、樣本分布情況以及PSM匹配過程；第四部分報告了實證結(jié)果和相關(guān)討論，并做了一系列穩(wěn)健性檢驗；第五部分總結(jié)全文。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)高管薪酬契約理論與薪酬-業(yè)績敏感性

高管薪酬契約的經(jīng)典理論主要包括“最優(yōu)契約論”和“經(jīng)理人權(quán)力論”。最優(yōu)契約論假定高管薪酬契約已經(jīng)是最優(yōu)合約，可以有效解決股東和管理層之間的代理問題。公司股東通過薪酬契約的制訂激勵高管基于股東利益最大化行事，達到激勵相容(Jensen和Meckling,1976[19])。然而經(jīng)理人權(quán)力論則認為，高管薪酬契約并不能有效解決代理問題，因其本身就是代理問題的一部分。基于經(jīng)理人權(quán)力論，公司高管才是薪酬契約的制訂者，為了攫取私有收益，傾向于通過管理層權(quán)力干預薪酬委員會和薪酬制訂程序，進行薪酬操縱。例如，權(quán)小鋒等(2010)[8]發(fā)現(xiàn)國企高管會利用手中權(quán)力來操縱薪酬，且管理層權(quán)力越大，通過盈余操縱獲取的績效薪酬就越多，攫取的私有收益越高。不管是最優(yōu)契約論還是經(jīng)理人權(quán)力論，高管薪酬契約能否達到激勵相容的關(guān)鍵都在于是否能按業(yè)績付酬(pay for performance)，因此現(xiàn)有文獻廣泛采用薪酬-業(yè)績敏感性作為衡量高管薪酬契約有效性和代理沖突的重要指標(姜付秀等,2014[10];謝德仁等,2012[11])。薪酬-業(yè)績敏感性越高，表明高管薪酬就越取決于公司業(yè)績，就越有利于促使高管利益與股東利益保持一致，代理沖突就越小。相反，若薪酬-業(yè)績敏感性越低，則表明高管通過管理層權(quán)利干預薪酬制訂程序，操縱薪酬獲取私利的程度就越嚴重，代理沖突就越大。

由于薪酬-業(yè)績敏感性衡量和反映了管理層和股東之間的代理問題，因此現(xiàn)有文獻主要從公司內(nèi)外部治理視角出發(fā)尋找薪酬-業(yè)績敏感性的影響因素。從公司內(nèi)部治理來看，羅進輝(2014)[9]基于薪酬合約有效性的視角檢驗了獨董參與公司治理的聲譽激勵機制，發(fā)現(xiàn)獨立董事的社會知名度與高管的薪酬-業(yè)績敏感性顯著負相關(guān)。姜付秀等(2014)[10]發(fā)現(xiàn)相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)高管的薪酬—業(yè)績敏感性顯著更高，表明國有企業(yè)的管理層激勵契約更加注重與業(yè)績掛鉤。謝德仁等(2012)[11]發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)中的經(jīng)理人薪酬辯護會顯著影響高管的薪酬-業(yè)績敏感性，相對于高管沒有在薪酬委員會兼任職務的企業(yè),有高管兼任薪酬委員會委員的企業(yè)有著顯著更高的薪酬-業(yè)績敏感性。從外部治理來看，黃志忠和郗群(2009)[12]發(fā)現(xiàn)債權(quán)人監(jiān)督、股東和政府監(jiān)督均能發(fā)揮有效的外部治理機制，對抑制高管薪酬、提高薪酬-業(yè)績敏感性發(fā)揮著重要作用。王會娟和張然(2012)[20]發(fā)現(xiàn)私募股權(quán)投資對對被投資企業(yè)的高管薪酬-業(yè)績敏感性有著顯著的正向影響，提供了私募股權(quán)投資可以積極參與公司治理的證據(jù)。辛清泉和譚偉強(2009)[21]從制度環(huán)境的視角研究高管薪酬-業(yè)績敏感性的影響因素，發(fā)現(xiàn)市場化進程和制度環(huán)境對國有企業(yè)高管薪酬—業(yè)績敏感性有著顯著為正的影響。

(二)董責險與公司治理

董責險能否有效發(fā)揮公司治理作用一直是國內(nèi)外學者激烈爭論的焦點，并逐漸形成了“外部監(jiān)督說”和“機會主義說”兩種主要理論。外部監(jiān)督說認為，保險公司作為專業(yè)的風險管理機構(gòu)有動力且有能力監(jiān)督投保公司，從而發(fā)揮有效的外部治理作用，降低代理成本(Yuan等,2016[4])。從監(jiān)督動機來看，由于投保公司的公司治理風險和經(jīng)營狀況直接關(guān)系到保險公司的運營成本和潛在風險，因此保險公司有動力采取多種措施通過事前風險評估、事中關(guān)注監(jiān)督和事后盡力減損，積極發(fā)揮監(jiān)督作用。從監(jiān)督能力來看，保險機構(gòu)作為專業(yè)的風險管理機構(gòu)，能夠準確識別和定價上市公司的經(jīng)營狀況和公司治理風險(Boyer和Stern[22],2012;Boyer和Stern,2014[23])，能根據(jù)投保公司的公司治理水平調(diào)整保費中包含的風險溢價，從而有能力監(jiān)督投保公司。外部監(jiān)督說得到了基于中國數(shù)據(jù)實證研究的廣泛支持。在早期研究中，鄭志剛等(2011)[24]、許榮和王杰(2012)[25]均發(fā)現(xiàn)了董責險發(fā)揮公司治理作用、降低代理成本的經(jīng)驗證據(jù)。最新的研究在采用了更為豐富的研究數(shù)據(jù)和更為嚴謹?shù)膶嵶C設(shè)計后也大多得出了一致的結(jié)論，例如Yuan等(2016)[4]基于中國上市公司的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，董責險顯著降低了上市公司的股價崩盤風險，表明保險公司發(fā)揮了有效的外部治理作用。吳勇等(2018)[26]發(fā)現(xiàn)董責險通過有效發(fā)揮公司治理作用顯著提升了公司價值。彭韶兵等(2018)[27]發(fā)現(xiàn)董責險通過保險合約條款的制訂發(fā)揮激勵效應與監(jiān)督效應，從而降低了代理成本，并顯著提高了企業(yè)的投資效率。袁蓉麗等(2018)[3]發(fā)現(xiàn)董責險通過公司治理機制顯著降低了公司發(fā)生財務重述行為的概率。胡國柳和譚露(2018)[16]發(fā)現(xiàn)董責險通過發(fā)揮外部治理作用顯著提升了企業(yè)在債券市場上的信用評級。李從剛和許榮(2020)[1]發(fā)現(xiàn)董責險在抑制公司違規(guī)方面發(fā)揮了積極的外部治理作用。基于以上分析，如果董責險符合外部監(jiān)督說，那么董責險的購買將有利于引入保險機構(gòu)的外部監(jiān)督，從而抑制管理層的薪酬操縱行為，提高高管薪酬契約有效性，因此提出以下待檢驗的假設(shè)：

H1-A：如果外部監(jiān)督說成立，董責險將顯著提升高管薪酬-業(yè)績敏感性。

另一方面，機會主義說則認為，董責險轉(zhuǎn)嫁了董事高管本應承擔的責任風險，弱化了法律訴訟的約束效果，容易激發(fā)管理層的道德風險和機會主義行為，從而惡化了代理問題(Chalmers等,2002[13])。機會主義說也得到了美國、加拿大等發(fā)達資本市場以及部分基于中國數(shù)據(jù)的經(jīng)驗支持。國內(nèi)的證據(jù)如：郝照輝和胡國柳(2014)[28]發(fā)現(xiàn)董責險激發(fā)了高管為了獲得私有收益而進行的公司并購行為。吳錫皓和程逸力(2017)[29]發(fā)現(xiàn)董責險提高了財務重述行為發(fā)生的概率，并且高管權(quán)利起到了推波助瀾的作用。在基于國外發(fā)達資本市場的研究中，經(jīng)驗證據(jù)也大多支持了機會主義說。例如：Chalmers等(2002)[13]發(fā)現(xiàn)董責險反映了管理層的機會主義動機，購買董責險與上市公司IPO后三年內(nèi)的股票市場績效有著顯著的負向關(guān)系。Lin 等(2011,2013)[6][7]分別從并購績效和財務重述行為視角論證了董責險激發(fā)了管理層的道德風險和機會主義行為。Chen等(2016)[5]發(fā)現(xiàn)董責險降低了公司信息披露質(zhì)量，增加了風險承擔水平，因而增加了公司股權(quán)成本。Weng等(2017)[30]發(fā)現(xiàn)董責險顯著增加了公司財務政策的激進程度，并顯著提高了公司誤報盈余和發(fā)生財務重述行為的概率?；谝陨戏治觯绻熾U符合機會主義說，那么董責險的購買將激發(fā)高管的道德風險和機會主義，從而加劇了通過管理層權(quán)利進行的薪酬操縱行為，降低高管薪酬契約有效性，因此提出以下待檢驗的假設(shè)：

H1-B：如果機會主義說成立，董責險將顯著降低高管薪酬-業(yè)績敏感性。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定與變量定義

為檢驗董責險與高管薪酬-業(yè)績敏感性之間的關(guān)系，本文設(shè)定如下模型：

COMP=β0+β1ROA+β2ROA×Doins+β3Doins

+β4Size+β5SOE+β6DebtRatio

+β7SalesGrowth+β8ManagementCost

+β9Cr1+β10BoardSize+β11StockRetVol

+β12MarketIndex+∑Year

+∑Industry+εi,t

(1)

在模型(1)中，變量COMP代表高管薪酬，考慮到股權(quán)激勵和股票期權(quán)激勵等其他經(jīng)理人激勵計劃在我國上市公司中尚未普及，因此借鑒現(xiàn)有文獻(姜付秀等,2014[10];羅進輝,2014[9];謝德仁等,2012[11])，本文采用貨幣薪酬衡量高管薪酬水平，定義為高管前三名薪酬總額加1的自然對數(shù)。在穩(wěn)健性檢驗部分，我們改用董監(jiān)高前三名薪酬總額加1的自然對數(shù)進行測度。在解釋變量中，我們用總資產(chǎn)收益率(ROA)衡量公司業(yè)績，定義為凈利潤與總資產(chǎn)平均余額的比值，在穩(wěn)健性檢驗中，我們改用凈資產(chǎn)收益率(ROE)來測度。若ROA的系數(shù)β1顯著為正，則表明公司業(yè)績對高管的貨幣薪酬有著顯著的正向影響，高管薪酬-業(yè)績敏感性存在。虛擬變量Doins衡量了公司是否購買了董責險，定義為首次購買董責險之后的年度樣本取值為1，否則為0。交乘項(ROA×Doins)是本文主要考察的變量，若其系數(shù)β2顯著為正，則表明董責險顯著增加了高管薪酬-業(yè)績敏感性。若系數(shù)β2顯著為負，則表明董責險顯著減少了高管薪酬-業(yè)績敏感性。此外，我們還控制了一系列可能影響高管薪酬的公司財務特征、公司治理特征以及制度環(huán)境特征變量。財務特征變量包括：公司規(guī)模(Size)，定義為年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；資產(chǎn)負債率(DebtRatio)，負債總額與資產(chǎn)總額的比值；銷售收入增長率(SalesGrowth)，定義為本年銷售收入與上年銷售收入的差與上年銷售收入的比值，衡量了公司的成長性；股票收益率波動性(StockRetVol)，定義為股票日收益率的標準差。公司治理特征變量包括：是否為國有企業(yè)(SOE)，控股股東為中央或地方國有企業(yè)時為1，否則為0；管理費用率(ManagementCost)，定義為管理費用與營業(yè)收入的比值；股權(quán)集中度(Cr1)，第一大股東持股數(shù)量占總股本的比例；董事會規(guī)模(BoardSize)，定義為董事會總?cè)藬?shù)加1取自然對數(shù)；地區(qū)制度環(huán)境變量(MarketIndex)用王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告(2016)》[31]中的市場化總指數(shù)來衡量。本文還控制了年度固定效應和行業(yè)固定效應。為消除極端值的影響，我們對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。高管貨幣薪酬、公司治理數(shù)據(jù)和財務特征數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。主要變量定義詳見表1。

表1 變量定義

(二)董責險公司的分布情況

按照我國證監(jiān)會的規(guī)定，上市公司董責險的購買議案必須先后通過董事會提議和股東大會投票，因此上市公司購買董責險的數(shù)據(jù)是我們根據(jù)Wind金融數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫中的董事會公告以及股東大會決議公告手工搜集整理完成。首次購買董責險上市公司的年度和行業(yè)分布情況見表2。由表可知，從年度分布來看，2002年和2017年均有31家上市公司首次購買董責險，在歷年分布中數(shù)量最多，各占比13.78%。截至2017年年底，共有225家上市公司購買了董責險，占所有A股上市公司總數(shù)的比例約為6.5%。從行業(yè)分布來看，購買董責險的上市公司主要分布在制造業(yè)，占比高達45.78%，其次為金融行業(yè)，占比也高達14.22%。

表2 首次購買董責險上市公司的年度和行業(yè)分布情況

(三)PSM匹配過程

本文用于匹配的初始樣本為2002—2017年所有滬深A股上市公司，并刪除STPT、金融保險行業(yè)和相關(guān)變量缺失的公司樣本，共計23 139個公司-年度觀測值。匹配變量的選擇是進行PSM匹配的關(guān)鍵，而董責險的需求動因理論則為我們選擇合適的匹配變量提供了堅實的理論基礎(chǔ)?，F(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)公司的訴訟風險和公司治理風險是影響董責險購買需求的主要因素，因此借鑒現(xiàn)有文獻(Core,1997[14];Gillan和Panasian,2015[32];Lai和Tai,2018[33];Lee和Choi,2006[34];Park,2018[35];Zou等,2008[15])，我們選取了以下匹配變量：公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)利潤率(ROA)、資產(chǎn)負債率(DebtRatio)、銷售收入增長率(SalesGrowth)、股票收益率波動性(StockRetVol)、地區(qū)制度環(huán)境(MarketIndex)、管理費用率(ManagementCost)、股權(quán)集中度(Cr1)、是否國有企業(yè)(SOE)、是否兩職合一(Dual)、董事會規(guī)模(BoardSize)、獨立董事比例(IndDirRatio)、高管是否持股(ExecutiveOwnership)，以及行業(yè)和年度虛擬變量。

進行PSM匹配的具體步驟如下：首先，在23 139個初始樣本中，用虛擬變量Doins對所有匹配變量進行l(wèi)ogit回歸，回歸得到的預測值衡量了公司購買董責險的需求和傾向，預測值越接近表明購買董責險的可能性越相似。其次，采用最近鄰匹配法為每一個董責險樣本按照1∶1的比例進行無放回地匹配，這樣可以從未購買董責險的樣本中，為每一個購買董責險的樣本匹配到一個唯一的且在購買可能性上最接近的匹配樣本。最終，我們從沒有購買董責險的樣本中成功匹配了1 275個與董責險樣本預測值最為相近的樣本，從而保證了這些匹配樣本與董責險樣本在購買需求和公司治理特征上具有相似的特征。值得注意的是，PSM是基于眾多匹配變量的多維匹配，需要在logit回歸的預測值上盡可能保持相近，但并不要求與某一特定變量保持絕對一致。匹配后樣本的年度分布情況和主要變量的描述性統(tǒng)計分別見表3和表4。

表4 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與討論

(一)基本分析

1.董責險需求的影響因素分析。

董責險的需求動因理論表明購買董責險的可能性和傾向與公司面臨的訴訟風險和公司治理風險顯著相關(guān)(Core,1997[14];Gillan和Panasian,2015[32];Lee和Choi,2006[34])。為了檢驗匹配變量的合理性并分析董責險需求的影響因素，我們基于匹配前的樣本，用所有匹配變量對Doins做probit回歸，結(jié)果見表5。由表5可知，Size的回歸系數(shù)顯著為正，表明公司規(guī)模越大，購買董責險的可能性就越高，因為大公司往往面臨著更大的訴訟風險。DebtRatio的系數(shù)顯著為正，表明負債率越高的公司就越有可能購買董責險，因為負債率高的公司應對負面經(jīng)濟沖擊的能力較弱，且面臨著來自債權(quán)人的潛在訴訟風險。SalesGrowth的系數(shù)顯著為負，表明成長性越強的公司董責險需求就越低。MarketIndex的系數(shù)顯著為正，表明在制度環(huán)境好的地區(qū)董責險的需求更高，因為地區(qū)法制越健全，對投資者的保護程度和面臨的訴訟風險就越高。從公司治理變量來看，SOE、Cr1、Dual、BoardSize、IndDirRatio和ExecutiveOwnership的回歸系數(shù)均顯著，表明公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會結(jié)構(gòu)等公司治理特征均會通過影響公司治理風險對董責險購買需求產(chǎn)生顯著的影響。

表5 董責險需求的影響因素分析

2.平行假設(shè)檢驗。

PSM方法需要滿足平行假設(shè)，檢驗結(jié)果見表6?？梢钥闯?，在匹配之前所有匹配變量在處理組和控制組樣本的均值均至少在5%的水平上存在顯著差異，從而表明確實存在選擇性偏誤。例如，由變量Size、ROA和DebtRatio在兩組的均值可知，相對于沒有購買董責險的樣本組(控制組)，購買董責險樣本組(處理組)的公司規(guī)模顯著更大，公司業(yè)績顯著更差，杠桿水平也顯著更高。而在匹配之后，可以發(fā)現(xiàn)所有匹配變量的標準化偏差均大幅減小，且除了ROA和BoardSize小于10%外均小于5%。從t檢驗的結(jié)果來看，匹配后所有變量的均值在處理組與控制組中均無顯著差異。例如：在匹配之前，Size的均值在處理組和控制組間的標準化偏差為74.2%，且兩組均值在1%的水平上存在顯著差別(t值為29.810);而在匹配之后，兩組樣本的公司規(guī)模的標準化偏差僅為-2.7%，均值差異也并不顯著(t值為-0.630)。最后，從聯(lián)合檢驗結(jié)果來看也不能拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)(LRchi2值為8.79，p值為0.789)。以上結(jié)果表明通過了平行假設(shè)檢驗。

表6 PSM的平行假設(shè)檢驗

3.多元回歸分析。

我們將PSM匹配后的2 550個樣本帶入模型(1)進行多元回歸分析，結(jié)果見表7。由列(1)可知，在沒加入任何控制變量的情況下，ROA的系數(shù)顯著為正，t值高達11.86，表明公司業(yè)績對高管薪酬有著顯著的正向影響，公司董事會在制訂高管薪酬時確實與公司業(yè)績掛鉤了，高管薪酬-業(yè)績敏感性存在。在列(2)中，我們進一步加入了董責險虛擬變量Doins以及二者的交乘項ROA×Doins，發(fā)現(xiàn)交乘項的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明相對于沒有購買董責險的公司，購買董責險的公司具有更高的薪酬-業(yè)績敏感性，從而支持了假設(shè)H1-A，董責險有效發(fā)揮了外部治理作用，顯著提升了高管薪酬-業(yè)績敏感性。在列(3)、列(4)中，我們進一步控制了其他影響高管薪酬的因素和行業(yè)、年度固定效應，依然得到了顯著的回歸結(jié)果，上述結(jié)論保持不變。

表7 多元回歸結(jié)果

以上結(jié)果支持了董責險的外部監(jiān)督說，與近期基于中國數(shù)據(jù)的相關(guān)研究結(jié)論保持了一致(彭韶兵等,2018[27];吳勇等,2018[26];袁蓉麗等,2018[3])，同時也與大多數(shù)基于美國、加拿大等發(fā)達資本市場數(shù)據(jù)的研究結(jié)論不同(Lin等,2011[6];Lin等,2013[7];Chalmers等,2002[13])。我們認為可能的原因在于：在發(fā)達資本市場，法制環(huán)境較為健全，上市公司購買董責險的主要需求在于對沖較高的潛在法律訴訟風險，因此董責險更有可能通過轉(zhuǎn)嫁董事高管的責任風險，從而激發(fā)了管理層機會主義行為。而在我國法制環(huán)境尚不健全的情況下，股東訴訟案件很少發(fā)生，購買董責險對沖訴訟風險的需求還不高，因而導致董責險的外部監(jiān)督效應成為在我國情境下發(fā)揮作用的主要方面。

(二)董責險治理與其他內(nèi)外部治理機制的關(guān)系

已有文獻發(fā)現(xiàn)公司的內(nèi)外部治理機制對于抑制高管的薪酬操縱行為、提高薪酬-業(yè)績敏感性具有顯著作用(黃志忠和郗群,2009[12];權(quán)小鋒等,2010[8])。下面我們進一步考察董責險治理與其他內(nèi)外部治理機制的關(guān)系，是存在互補效應還是替代效應？我們主要考察了董責險與控股股東治理和董事會治理等內(nèi)部治理機制，以及分析師跟蹤和基金公司持股等外部治理機制之間的關(guān)系。第一，董責險與控股股東治理的關(guān)系。黃志忠和郗群(2009)[12]的研究表明較高的股權(quán)集中度有利于抑制管理層權(quán)利和高管的薪酬操縱行為，而分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)則不利于發(fā)揮控股股東的治理作用。為了檢驗董責險與控股股東治理之間的關(guān)系，我們將樣本按照股權(quán)集中度(Cr1)是否大于樣本中值細分為股權(quán)集中度高、低兩組，并分別考察在兩組樣本中董責險與薪酬-業(yè)績敏感性之間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表8。由列(1)、列(3)可以看出，在股權(quán)集中度高的組中，ROA的回歸系數(shù)大小和t值均遠大于股權(quán)集中度低的組，表明股權(quán)越集中就越有利于發(fā)揮控股股東的治理作用，高管薪酬-業(yè)績敏感性就越高。由列(2)、列(4)可知，交乘項ROA×Doins的系數(shù)僅在股權(quán)集中度高的組中顯著，在股權(quán)集中度低的組中卻不再顯著。以上結(jié)果表明，董責險治理與控股股東治理存在互補效應。第二，董責險與董事會治理的關(guān)系。董事會及其下設(shè)的薪酬委員會是制訂高管薪酬的專門機構(gòu)，也是監(jiān)督高管薪酬操縱的重要治理機制，較大的董事會規(guī)模有利于制約管理層權(quán)利和薪酬操縱，提高薪酬-業(yè)績敏感性。為了檢驗董責險與董事會治理之間的關(guān)系，我們將樣本按照董事會規(guī)模是否大于樣本中值細分為董事會規(guī)模大、小兩組，并分別考察在兩組樣本中董責險與薪酬-業(yè)績敏感性之間的關(guān)系。由列(5)、列(7)可以看出，在董事會規(guī)模大的組中，ROA的回歸系數(shù)大小和t值均大于董事會規(guī)模小的組，表明較大的董事會規(guī)模有利于發(fā)揮董事會的治理作用，提高薪酬契約制訂的有效性。由列(6)、列(8)可知，交乘項ROA×Doins的系數(shù)僅在董事會規(guī)模大的組中顯著，在董事會規(guī)模小的組中不再顯著。以上結(jié)果表明，董責險治理與董事會治理同樣存在互補效應。第三，董責險與分析師跟蹤的關(guān)系。證券分析師通過公司實地調(diào)研和向市場發(fā)布研究報告發(fā)揮重要的外部治理作用(Chen等,2015[36])。為了檢驗董責險與分析師跟蹤在發(fā)揮外部治理作用上的關(guān)系，我們將樣本按照被分析師研報跟蹤的數(shù)量是否大于樣本中值細分為分析師跟蹤多、少兩組，并分別考察在兩組樣本中董責險與薪酬-業(yè)績敏感性之間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表9。由列(1)、列(3)可以看出，在分析師跟蹤多的組中，ROA的回歸系數(shù)大小和t值均大于分析師跟蹤少的組，表明分析師跟蹤在抑制高管薪酬操縱方面發(fā)揮了重要的治理作用。由列(2)、列(4)可知，交乘項ROA×Doins的系數(shù)僅在分析師跟蹤少的組中顯著，在分析師跟蹤多的組中不再顯著，表明董責險治理與分析師跟蹤存在替代效應。第四，董責險與基金公司持股的關(guān)系。作為最重要的機構(gòu)投資者之一，證券投資基金發(fā)揮著重要的外部治理作用(梅潔和張明澤,2016[37])。為了檢驗董責險與基金公司持股之間的關(guān)系，我們將樣本按照基金公司持股數(shù)量是否大于樣本中值細分為基金公司持股多、少兩組，并分別考察在兩組樣本中董責險與薪酬-業(yè)績敏感性之間的關(guān)系。由列(5)、列(7)可以看出，在基金公司持股多的組中，ROA回歸系數(shù)的顯著性水平大于基金公司持股少的組，表明基金公司持股能通過發(fā)揮治理作用提高薪酬-業(yè)績敏感性。由列(6)、列(8)可知，交乘項ROA×Doins的系數(shù)僅在基金公司持股少的組中顯著，在基金公司持股大的組中卻不再顯著，表明董責險治理與基金公司持股存在替代效應。綜上可知，董責險外部治理作用的有效發(fā)揮依賴于完善的公司內(nèi)部治理機制，同時也是外部治理不足時的有效替代機制。

表8 董責險與內(nèi)部治理機制的關(guān)系

表9 董責險與外部治理機制的關(guān)系

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.變更核心變量測度方式。

下面我們將替換核心解釋變量和被解釋變量的測度方式進行穩(wěn)健性檢驗。我們分別用凈資產(chǎn)收益率(ROE)重新測度公司業(yè)績；用變量(COMP1)重新測度高管薪酬，定義為董監(jiān)高前三名薪酬總額加1的自然對數(shù)，代入模型(1)進行回歸，結(jié)果見表10(1)為了控制篇幅，在穩(wěn)健性檢驗部分的表格中將重點報告關(guān)鍵統(tǒng)計量的結(jié)果，暫時省略控制變量回歸結(jié)果的報告。感興趣的讀者可以聯(lián)系作者本人獲取完整的檢驗結(jié)果與報告。下同。。結(jié)果表明，在改變了核心變量測度方式后，本文主要結(jié)論依然不變。

表10 變更核心變量測度方式的檢驗結(jié)果

2.在不同制度環(huán)境下的檢驗。

由于我國采取“先試點后推廣”的漸進式改革策略，地區(qū)間的改革進程和制度環(huán)境存在顯著差異(樊綱等,2011[38])。下面我們將進一步結(jié)合企業(yè)所處的宏觀制度環(huán)境考察董責險治理作用的發(fā)揮是否因制度環(huán)境因素的不同而有所區(qū)別。地區(qū)制度環(huán)境用王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告(2016)》[31]中的市場化總指數(shù)來衡量。為了考察制度環(huán)境對董責險治理作用的調(diào)節(jié)效應，我們根據(jù)公司所處地區(qū)市場化指數(shù)是否大于樣本中值將樣本進一步細分為制度環(huán)境好、差兩組，并分別考察在兩組樣本中董責險與薪酬-業(yè)績敏感性之間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表11。在列(1)、列(3)中，ROA的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明在不同的制度環(huán)境下公司的高管薪酬-業(yè)績敏感性均存在。在列(2)、列(4)兩列中，交乘項ROA×Doins的回歸系數(shù)也均顯著為正，表明在不同的制度環(huán)境下董責險均能發(fā)揮有效的治理作用，提高高管薪酬-業(yè)績敏感性。以上結(jié)果表明，董責險外部治理作用的有效發(fā)揮不會受到制度環(huán)境不足的明顯制約。

表11 在不同制度環(huán)境下的檢驗結(jié)果

3.改變PSM匹配比例。

上文采用的是基于PSM的最近鄰匹配(1∶1無放回匹配)，并得到了1 275個處理組樣本和1 275個控制組樣本作為實證研究的樣本基礎(chǔ)。下面我們將改變PSM的匹配比例，分別采用k近鄰匹配中的1∶2和1∶3匹配，增加控制組樣本數(shù)量和樣本總數(shù)。將新構(gòu)建的樣本代入模型(1)進行回歸的結(jié)果見表12。由表可知，在列(1)、列(3)中ROA的系數(shù)依然顯著為正，在列(2)、列(4)中，交乘項ROA×Doins的系數(shù)也均顯著為正。以上結(jié)果表明，本文的主要結(jié)論不受PSM匹配比例和樣本規(guī)模的影響，進一步證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表12 改變PSM匹配比例

4.基于差分模型的回歸分析。

下面我們將基于差分模型進行回歸，被解釋變量為高管薪酬的變化量(ΔCOMP)，解釋變量包括總資產(chǎn)利潤率的變化量(ΔROA)、是否購買董責險的變化量(ΔDoins)以及二者的交叉項(ΔROA×ΔDoins)?；诓罘帜Ｐ偷幕貧w結(jié)果見表13，可以看出，在列(1)中ΔROA的系數(shù)顯著為正，表明公司業(yè)績的增加對高管薪酬的提高具有顯著的正向影響，高管薪酬-業(yè)績敏感性確實存在。在列(2)中交乘項的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明相對于沒有購買董責險的公司，購買董責險的公司具有更高的薪酬-業(yè)績敏感性，即董責險顯著提升了高管薪酬-業(yè)績敏感性，發(fā)揮了有效的公司治理作用。

表13 基于差分模型的回歸結(jié)果

5.Heckman兩階段模型。

借鑒Yuan等(2016)[4]的研究，我們采用購買董責險的行業(yè)均值作為公司是否購買董責險的工具變量，基于Heckman兩階段模型做進一步的穩(wěn)健性檢驗。購買董責險的行業(yè)平均情況會顯著影響該公司是否購買董責險的決策，但并無明顯證據(jù)表明與該公司的高管薪酬有直接關(guān)聯(lián)，因此符合工具變量的相關(guān)性和外生性要求。在Heckman兩階段模型的第一階段，我們用Probit模型計算出逆米爾斯比率(IMR)，其中被解釋變量為是否購買董責險(Doins)，解釋變量包括PSM方法用到的所有匹配變量以及購買董責險的行業(yè)均值。在第二階段，我們在模型(1)的基礎(chǔ)上進一步控制逆米爾斯比率(IMR)，回歸結(jié)果見表14，列(1)中的ROA在1%的水平上顯著為正，列(2)中的交叉項也在1%的水平上顯著為正。以上結(jié)果表明，即使采用Heckman兩階段模型控制可能的內(nèi)生性后，我們依然可以得出董責險顯著提升了高管薪酬-業(yè)績敏感性，從而進一步證明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表14 Heckman兩階段模型回歸結(jié)果

6.分年度、分行業(yè)匹配。

在前文中，我們是基于PSM的樣本進行實證分析，下面我們將借鑒Yuan等(2016)[4]和Zou等(2008)[15]的研究，改變樣本匹配方式做進一步穩(wěn)健性檢驗。具體配對方法為：首先，根據(jù)行業(yè)和年份進行匹配，在沒有購買董責險的樣本中為每一個購買的樣本挑選出所有同行業(yè)且同年份的樣本；然后，在完成行業(yè)和年份匹配的樣本中再根據(jù)公司規(guī)模為每一個購買董責險的樣本挑選出1個規(guī)模最相近的匹配樣本；最后，我們完成了1∶1匹配，共得到2 824個匹配后的研究樣本。分年度、分行業(yè)匹配樣本的回歸結(jié)果見表15，在列(1)、列(3)中，ROA的系數(shù)顯著為正，表明公司業(yè)績對高管薪酬有著顯著的正向影響，高管薪酬-業(yè)績敏感性存在。在列(2)、列(4)中，ROA×Doins的系數(shù)也均顯著為正，表明相對于沒有購買董責險的公司，購買董責險的公司具有更高的薪酬-業(yè)績敏感性。本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

表15 分年度、分行業(yè)匹配的回歸結(jié)果

五、結(jié)論

本文基于PSM的研究設(shè)計，在控制了選擇性偏誤可能帶來的內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，研究了董責險對高管薪酬-業(yè)績敏感性的影響。研究發(fā)現(xiàn)董責險顯著提高了投保公司的薪酬-業(yè)績敏感性，從而發(fā)揮了積極有效的外部治理作用。雖然中國的董責險市場從2002年開始穩(wěn)步發(fā)展，但與發(fā)達國家相比投保覆蓋率依然很低。相比于美國、加拿大等發(fā)達資本市場90%以上的董責險投保率，我國上市公司中僅有約5%購買了董責險。因此，本文的研究有可能促使學術(shù)界、監(jiān)管當局和金融市場深入認識董責險的外部治理作用，從而為監(jiān)管部門加快推進董責險市場的發(fā)展提供參考借鑒。