袁蓉麗，王 群，夏圣潔

(中國人民大學(xué) 商學(xué)院，北京 100872)

一、引言

董事高管責任保險(以下簡稱“董責險”)是一種公司購買的職業(yè)責任保險，當董事、高管由于履職不當而被起訴或追究個人賠償責任時，由保險公司承擔民事賠償費用。董責險產(chǎn)生于20世紀30年代，在美國、英國、加拿大等發(fā)達國家快速發(fā)展，成為董事、高管降低職業(yè)風險的一個主要工具。

隨著實務(wù)界越來越多公司購買董責險，學(xué)術(shù)界也對此展開了研究。以發(fā)達資本市場為背景，現(xiàn)有的研究得到了兩種不同的結(jié)論。有的研究發(fā)現(xiàn)董責險會降低訴訟制度的治理作用，過度保護董事和高管會誘發(fā)道德風險，導(dǎo)致負面的經(jīng)濟后果[1-7]。另外一些研究發(fā)現(xiàn)董責險將保險公司引入到公司的外部監(jiān)督中，對董事和高管人員的行為進行約束，從而產(chǎn)生正面的經(jīng)濟后果[8-12]。然而，我國的制度環(huán)境與發(fā)達資本市場相比存在較大差異。我國上市公司的股權(quán)集中，且多為國有，大小股東之間的代理問題嚴重[13-14]。并且，在我國新興加轉(zhuǎn)軌的經(jīng)濟背景下，資本市場不成熟、投資者保護薄弱、政府干預(yù)資源配置等制度背景下，上市公司的內(nèi)部和外部監(jiān)督機制的作用有限。例如，現(xiàn)有的研究大多發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部監(jiān)事會監(jiān)管無效[15-16]，機構(gòu)投資者規(guī)模較小，持股比例較低，治理作用受限[17]，民事訴訟賠償制度不夠完善，訴訟賠償?shù)姆蓤?zhí)行較弱[18]等。因此，我國的董責險扮演怎樣的角色是值得探討的問題。

融資是公司發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。我國上市公司的融資方式主要是通過向投資者發(fā)行股份募集資金，包括首次公開募股、增發(fā)、配股。2006年我國證監(jiān)會頒布《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，推出定向增發(fā)這一發(fā)行方式，取消了發(fā)行公司三個會計年度連續(xù)盈利這一規(guī)定，降低了增發(fā)的門檻。由此，公司增發(fā)次數(shù)逐漸增多。根據(jù)萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫，2003-2016年，我國滬深A(yù)股市場共發(fā)生2438次增發(fā)，融資總額為38150億元。增發(fā)的融資成本直接表現(xiàn)為增發(fā)費用，主要包括承銷費用，審計，律師，評估等中介機構(gòu)費用，信息披露費用、上網(wǎng)發(fā)行費用等?，F(xiàn)有關(guān)于增發(fā)費用的研究主要以發(fā)達資本市場為背景，考察了股票流動性[19]、股票波動性[20]以及承銷商特征[21]等對增發(fā)費用的影響，沒有以我國為制度背景考察董責險對增發(fā)費用的影響。

本文以2003-2016年我國增發(fā)股票的A股上市公司為樣本，研究上市公司購買董責險對增發(fā)費用的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司購買董責險降低增發(fā)費用。通過Heckman兩階段模型和PSM的檢驗后，結(jié)果依然穩(wěn)健。進一步研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事和“四大”審計會降低董責險對增發(fā)費用的影響。最后研究發(fā)現(xiàn)，會計信息質(zhì)量是董責險降低增發(fā)費用的作用機制，即上市公司購買董責險通過提高公司會計信息質(zhì)量，從而降低增發(fā)費用。

本文可能的研究貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：一是拓展了董責險的經(jīng)濟后果研究?，F(xiàn)有文獻主要考察了董責險對財務(wù)報表重述[22]、股價崩盤風險[23]、權(quán)益資本成本[24-25]、債務(wù)成本[26]、審計費用[27]等的影響。本文分析了董責險對增發(fā)費用的影響及其機制，豐富了董責險在我國資本市場的治理作用的研究。二是拓展了融資成本的影響因素研究?，F(xiàn)有文獻考察了會計信息特征[28]、股票特征[19-20]、承銷商特征[21]、分析師特征[29]等因素對增發(fā)融資成本的影響，本文挖掘了增發(fā)融資成本的一個新的影響因素，即董責險，從而補充了融資成本相關(guān)研究。

二、研究假設(shè)

我們認為董責險通過提高公司會計信息質(zhì)量，進而降低增發(fā)費用。

董責險和會計信息質(zhì)量。上市公司購買董責險后，引入了保險公司這一外部監(jiān)督機構(gòu)[9]。保險公司通過對董事和高管行為進行監(jiān)督，減少他們的機會主義行為，有利于改善公司治理，提高公司的會計信息質(zhì)量和信息披露[30]。首先，保險公司作為理性、專業(yè)的獨立經(jīng)營主體，具備準確評估承保公司風險的能力[8]。例如，保險公司會考察評估首席執(zhí)行官、董事們的參與程度和積極程度、審計委員會的構(gòu)成、獨立董事等因素，獲取申請公司的風險信息。其次，保險公司在簽訂保險協(xié)議前、承保期內(nèi)以及發(fā)生訴訟時三個環(huán)節(jié)實施持續(xù)監(jiān)督[9]。在簽訂保險協(xié)議前，保險公司會詳細考察董事、高管的過往經(jīng)歷，重點關(guān)注被投保的董事、高管的誠實信用和自利性動機。若董事、高管存在隱瞞事實、披露虛假信息或因自利性動機損壞公司、投資者利益的行為，保險公司可以通過簽訂更嚴格的保險協(xié)議、收取更高的保險費用、拒絕提供保險服務(wù)或縮小賠償范圍等方式約束董事、高管的行為。Core[8]研究發(fā)現(xiàn)，公司經(jīng)營風險越高，公司治理水平越低，董責險保險費用越高。在承保期間內(nèi)，董責險也會促進內(nèi)部監(jiān)督。購買董責險有助于吸引有能力的外部董事，激勵董事互相監(jiān)督，提升外部董事的監(jiān)督效力。Daniels等[31]研究發(fā)現(xiàn)，購買董責險有利于吸收有能力的外部董事，而董事會的構(gòu)成和領(lǐng)導(dǎo)能力又是重要的監(jiān)督機制。在發(fā)生訴訟賠償時，保險公司也會詳細分析引起訴訟賠償?shù)氖录?，拒絕因董事、高管的自利行為引起的訴訟賠償，監(jiān)督董事和高管的行為，從而提高會計信息質(zhì)量。

會計信息質(zhì)量和增發(fā)費用。會計信息質(zhì)量對增發(fā)費用的降低作用分別體現(xiàn)在增發(fā)費用中的承銷保薦費用和審計費用。首先，公司的會計信息質(zhì)量影響股票流動性，進而影響承銷商的承銷風險與成本。公司的會計信息質(zhì)量越低，投資者面臨的信息不對稱程度越高，投資者在投資決策時會面臨更高的估計風險和交易風險。此時，投資者因為擔心潛在的交易損失而減少股票買賣或提高股票交易價差，從而降低股票的流動性。股票流動性越差，承銷商在搜尋潛在的投資者時面臨更高的搜尋成本，在與潛在投資者交易時面臨更高的交易成本，產(chǎn)生更高的交易費用。Butler等[19]研究發(fā)現(xiàn)，公司股票流動性越強，公司支付給承銷商的交易費用越低。此外，會計信息質(zhì)量也會影響審計風險和審計師的努力程度，進而影響審計費用[32]。公司會計信息質(zhì)量越好，審計師面臨的審計風險越低，審計師將審計風險控制在合理水平所需要的努力程度也會越低，因而審計費用越低[33-35]。為了成功增發(fā)股份，會計信息質(zhì)量較低的公司，會支付更高的審計費用來補償審計師面臨的審計風險和付出的審計努力。伍利娜[36]研究發(fā)現(xiàn)，公司盈余管理程度越高，審計風險越高，公司支付的審計費用也越高?；谝陨戏治觯覀兲岢霰疚牡牡谝粋€假設(shè)：

H1：相較于未購買董責險的公司，購買董責險的公司增發(fā)費用較低。

我們認為董責險降低增發(fā)費用。為了更好地理解董責險的治理作用，我們進一步考慮不同的內(nèi)外部監(jiān)督機制對董責險與增發(fā)費用關(guān)系的影響。當上市公司面臨的內(nèi)外部監(jiān)督越強時，其潛在訴訟風險越低，從而導(dǎo)致保險公司的潛在理賠風險越低。此時，一方面保險公司為了降低理賠風險對投保的上市公司監(jiān)督的動機越弱，另一方面保險公司所能起到的增量監(jiān)督作用較小，進而監(jiān)督效果越不明顯，具體表現(xiàn)為董責險降低增發(fā)費用的作用越弱。因此，我們預(yù)期較好的監(jiān)督減弱董責險對增發(fā)費用的負向影響。

首先，我們考察獨立董事這種內(nèi)部監(jiān)督機制對董責險與增發(fā)費用關(guān)系的影響。獨立董事獨立于公司內(nèi)部人，通過參與董事會會議、發(fā)表獨立意見、在董事會會議上投票來參與公司的治理活動[37-38]。同時，相較于外部投資者，獨立董事既有特定的執(zhí)業(yè)經(jīng)驗和專業(yè)能力，也有“內(nèi)部人”的信息優(yōu)勢，能對經(jīng)理層和大股東進行有效監(jiān)督和制衡[39]。而獨立董事比例更高的公司，獨立董事更有可能發(fā)表不同的聲音，并通過投否定票等形式發(fā)揮其應(yīng)有的監(jiān)督作用，保護小股東的利益[40]。胡奕明等[38]研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事在董事會中的占比越高，獨立董事話語權(quán)越大，監(jiān)督效果越好。因此我們認為，當上市公司的獨立董事比例越高時，上市公司面臨的內(nèi)部監(jiān)督越強，管理層的自利性行為越能被抑制，從而導(dǎo)致上市公司的潛在訴訟風險越低，即保險公司的潛在理賠風險越低。此時，保險公司因避免承擔賠償費用對投保公司的監(jiān)督力度較低，其所能起到的增量監(jiān)督作用較小，監(jiān)督效果越弱。此時，董責險引入保險公司這一監(jiān)督機制時所能降低的增發(fā)費用也較少。因此，我們預(yù)期獨立董事比例高的上市公司，其董責險對增發(fā)費用的影響較弱。基于以上分析，我們提出本文的第二個假設(shè)：

H2：獨立董事比例高會減弱董責險對增發(fā)費用的負向影響。

公司聘用外部審計師提供審計服務(wù)，審計師通過鑒證降低委托人與代理人之間的信息不對稱，常常被視為另一個監(jiān)督機制[41-42]。一般認為，“四大”能夠提供比一般會計師事務(wù)所更高質(zhì)量的審計服務(wù)，它們擁有科學(xué)而成熟的審計程序，能有效降低審計失敗的概率，出于對審計風險和自身聲譽的考慮，“四大”更有可能通過執(zhí)行更嚴格的審計程序、出具更嚴厲的審計意見對管理層形成威懾作用，從而實現(xiàn)對公司的有效監(jiān)督[43-45]?？偠灾?，“四大”審計比“非四大”審計對公司的會計信息質(zhì)量、信息披露水平和投資決策等都具有更強的監(jiān)督效力[46]。根據(jù)以上分析，我們認為相較于被“非四大”審計的公司，被“四大”審計的公司面臨的外部監(jiān)督越強，信息披露更加規(guī)范，會計信息質(zhì)量更高，潛在的訴訟風險更低，從而導(dǎo)致保險公司的潛在理賠風險更低。相較于理賠風險較高的情形，當理賠風險較低時，保險公司為了降低理賠風險而進行監(jiān)督的動力更弱，監(jiān)督效果更不明顯，此時，董責險引入保險公司這一監(jiān)督機制時所能降低的增發(fā)費用也較少。因此，我們預(yù)期被“四大”審計的公司董責險降低增發(fā)費用的作用較弱?；谝陨戏治?，我們提出本文的第三個假設(shè)：

H3：“四大”審計會減弱董責險對增發(fā)費用的負向影響。

三、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2003-2016年發(fā)生過股票增發(fā)的公司為初始樣本[注]在本項目的研究過程中，董責險數(shù)據(jù)起始年份為2002-2015年，因為我國第一份董責險是在2002年由萬科股份有限公司(股票代碼：000002)與平安保險公司簽訂；可獲得的股票增發(fā)數(shù)據(jù)期間是2003-2016年，因而本文的樣本期間是2003-2016年。，并經(jīng)過如下篩選：(1)剔除增發(fā)費用數(shù)據(jù)缺失的樣本；(2)一年內(nèi)發(fā)生過多次增發(fā)的，我們只選擇第一次增發(fā)；(3)剔除財務(wù)及股價數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到2169條觀測值，共計1525家上市公司。本文的董責險數(shù)據(jù)來源于手工搜集[注]我們通過手工搜集并整理每家上市公司每一年的年度報告、董事會和股東大會公告，得到上市公司通過購買董責險議案的信息。，股票增發(fā)數(shù)據(jù)來自于萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為剔除異常值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

(二)回歸模型和變量

為了驗證本文的假設(shè)一，我們構(gòu)建了模型(1)。為了降低潛在的內(nèi)生性，我們使用滯后一期的自變量對當期的因變量進行回歸。

Feei,t=β0+β1D&Oi,t-1+β2Sizei,t-1+

β3Leveragei,t-1+β4ROAi,t-1+β5Growthi,t-1+

β6MBi,t-1+β7Capexi,t-1+β8Volatilityi,t-1+

β9Turnoveri,t-1+β10Underwriteri,t-1+∑Year+∑Industry+ε

(1)

其中，F(xiàn)ee為因變量，表示公司的增發(fā)費用。參考Fodor和Gokkaya[20]，F(xiàn)ee等于公司進行股票增發(fā)支付的費用除以增發(fā)募集資金總額。其中公司支付的費用包括承銷費、審計費、律師費、評估費等。

D&O為自變量，表示公司是否購買董責險。參考Yuan等[29]的研究，D&O為虛擬變量，若公司當年購買董責險，則取值為1，否則為0。

其他變量為控制變量。參考Fodor和Gokkaya[20]、Jeon和Ligon[21]、Bo等[47]的研究，本文在模型中加入了影響公司增發(fā)費用的其他因素：公司規(guī)模(Size)、負債比率(Leverage)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、公司成長性(Growth)、賬面市值比(MB)、資本支出比率(Capex)、股票波動性(Volatility)、股票流動性(Turnover)和承銷商聲譽(Underwriter)。同時，本文在模型中也加入行業(yè)啞變量(Industry)和年份啞變量(Year)分別控制行業(yè)和年份效應(yīng)。所有上市公司按我國證監(jiān)會行業(yè)2012年分類結(jié)果分為21類，其中制造業(yè)取兩位代碼進一步細分，其他行業(yè)取一位代碼分類。模型中所有主要變量的具體定義見表1。

在假設(shè)一的基礎(chǔ)上，我們進一步考察獨立董事比例和“四大”審計兩種監(jiān)督機制對董責險與增發(fā)費用關(guān)系的影響，構(gòu)建模型(2)與模型(3)，分別驗證假設(shè)二和三：

Feei,t=β0+β1D&Oi,t-1+β2Indiri,t-1+

β3Indiri,t-1*D&Oi,t-1+β4Sizei,t-1+β5Leveragei,t-1+β6ROAi,t-1+β7Growthi,t-1+β8MBi,t-1+β9Capexi,t-1+

β10Volatilityi,t-1+β11Turnoveri,t-1+β12Underwriteri,t-1+

∑Year+∑Industry+ε

(2)

Feei,t=β0+β1D&Oi,t-1+β2Big4i,t-1+

β3Big4i,t-1*D&Oi,t-1+β4Sizei,t-1+β5Leveragei,t-1+

β6ROAi,t-1+β7Growthi,t-1+β8MBi,t-1+β9Capexi,t-1+

β10Volatilityi,t-1+β11Turnoveri,t-1+β12Underwriteri,t-1+

∑Year+∑Industry+ε

(3)

模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上，加入了獨立董事比例(Indir)以及獨立董事比例(Indir)與董責險(D&O)的交乘項(Indir*D&O)以檢驗獨立董事這種監(jiān)督機制對董責險與增發(fā)費用關(guān)系的影響。模型(3)在模型(1)的基礎(chǔ)上，加入了“四大”審計(Big4)和“四大”審計(Big4)與董責險(D&O)的交乘項(Big4*D&O)以檢驗“四大”審計對董責險與增發(fā)費用關(guān)系的影響。

表1 變量定義

①資本支出=經(jīng)營租賃所支付的現(xiàn)金+購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)而收回的現(xiàn)金凈額。

②股票流動性=∑[單個交易日成交量(手)*100/當日股票流通股總股數(shù)(股)]*100%。

③參考Meggision和Weiss(1991)定義方法，選取每年證券協(xié)會網(wǎng)站公布的前20名券商業(yè)績排名，按排名高低依次賦值為20、19至1，沒有上榜的券商賦值為0，加總計算每個券商總得分，取中位數(shù)，得分高于中位數(shù)時認為該承銷商聲譽較好，取值為1，否則為0，表示聲譽較差的承銷商。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，增發(fā)費用(Fee)的均值為0.030，說明在樣本期間內(nèi)進行增發(fā)的公司的平均增發(fā)費用占募集資金總額的3%。該變量最大值為0.119，最小值為0.003，最大值和最小值的差額為0.116，說明在樣本期間內(nèi)增發(fā)費用存在較大的差異。董責險(D&O)的均值為0.041，說明在樣本期間內(nèi)，購買董責險的觀測值約占樣本總量的4.1%。

表2 描述性統(tǒng)計

注：(1)表中變量的具體定義見表1。(2)所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

表3列示了首次通過購買董責險決議的上市公司年度及行業(yè)分布。在2002-2015年間共計84家滬深A(yù)股上市公司通過了購買董責險的決議。其中，在行業(yè)分布上，制造業(yè)共有45家公司通過了購買董責險的決議，占總數(shù)的53.56%。

(二)相關(guān)性分析

表4報告了主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)。董責險(D&O)和增發(fā)費用(Fee)的Pearson和Spearman相關(guān)性系數(shù)分別為-0.116和-0.139，且均在1%的水平上顯著。初步支持H1，即董責險(D&O)降低增發(fā)費用(Fee)。

表3 首次通過購買董責險決議的上市公司年度及行業(yè)分布

注：前三列表示2002-2015年間首次通過董責險購買決議的上市公司年度分布；后三列表示2002-2015年間首次通過董責險購買決議的上市公司行業(yè)分布。

為檢查多重共線性，本文計算了自變量的方差膨脹因子(VIF)最大值為4.351，低于多元回歸模型中方差膨脹因子最高為10的標準，并且結(jié)合相關(guān)性系數(shù)表中所有變量之間的相關(guān)系數(shù)，我們認為本文中多重共線性不會構(gòu)成嚴重問題。

(三)回歸結(jié)果

表5報告了董責險與增發(fā)費用關(guān)系的實證結(jié)果。第(1)列中，只控制行業(yè)、年度時，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.010，且在1%的顯著性水平顯著。第(2)列中，在控制其他影響因素之后，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.004，且在1%的水平上顯著，表明上市公司購買董責險顯著降低增發(fā)費用。由此支持H1。

模型(2)的結(jié)果如表6的第(1)列所示，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.027，并且在1%顯著性水平上顯著，說明董責險顯著降低增發(fā)費用，董責險與獨立董事比例的交乘項(D&O*Indir)的估計系數(shù)為0.062，并且在1%的顯著性水平上顯著，說明獨立董事顯著降低了董責險對增發(fā)費用的影響。由此支持H2。

模型(3)的結(jié)果如表6的第(2)列所示，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.005，并且在1%顯著性水平上顯著，說明董責險顯著降低增發(fā)費用，董責險與“四大”審計的交乘項(D&O*Indir)的估計系數(shù)為0.005，并且在10%的水平上顯著，說明“四大”審計顯著降低了董責險對增發(fā)費用的影響。由此支持H3。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1. Heckman兩階段模型

由于是否購買董責險可能存在自選擇偏差問題，我們使用Heckman兩階段控制自選擇偏差問題。在第一階段，本文建立上市公司購買董責險影響因素的Probit模型，計算出逆米爾斯比率(InverseMillsRatio)，并將其作為一個控制變量加入到第二階段的模型中進行回歸，以此控制潛在的樣本選擇偏差。我們在第一階段的模型中加入行業(yè)均值(Industrymean)作為外生工具變量，因為上市公司所在行業(yè)購買董責險的平均值越高，上市公司越有可能購買董責險，但行業(yè)平均值和某一公司的增發(fā)費用并無直接關(guān)系，從而滿足外生工具變量的要求。參考Yuan等[24]的研究，本文考慮以下影響公司是否購買董責險的因素：公司規(guī)模(Size)、負債比率(Leverage)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、公司成長性(Growth)、董事會規(guī)模(Boardsize)、股權(quán)性質(zhì)(Soe)、第一大股東持股比例(Top1)、交叉上市(Crosslist)以及行業(yè)和年份。第二階段的模型同模型(1)。

表4 相關(guān)系數(shù)表

注：(1)表中變量的具體定義見表1，描述性統(tǒng)計見表2。(2)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。(3)所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。(4)表格左下方為Pearson相關(guān)性系數(shù)，右上方為Spearman相關(guān)性系數(shù)。

表5 董責險與增發(fā)費用回歸結(jié)果

注：(1)表中變量的具體定義見表1，描述性統(tǒng)計見表3。(2)在計算t值時，我們采用了公司水平聚類標準差(Standard errors clustered at the firm level)(3)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。(4)所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果如表7所示。第一階段中，行業(yè)均值(Industrymean)與上市公司是否購買董責險(D&O)顯著正相關(guān)。第二階段中，在加入逆米爾斯比率(InverseMillsRatio)控制自選擇問題后，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.003，且仍在5%的水平上負相關(guān)，與表5的主回歸結(jié)果一致。

表6 監(jiān)督機制的調(diào)節(jié)效應(yīng)：獨立董事比例和“四大”審計

注：(1)表中變量的具體定義見表1，描述性統(tǒng)計見表3。(2)在計算t值時，我們采用了公司水平聚類標準差(Standard errors clustered at the firm level)(3)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。(4)所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

2.傾向評分匹配法

我們采用傾向評分匹配法(Propensity score matching, PSM)控制潛在的內(nèi)生性問題。首先，我們建立Probit模型，將購買過董責險的公司與未購買過董責險的公司進行匹配。參考Yuan等[24]的研究，選取以下影響公司購買董責險的因素變量：公司規(guī)模(Size)、負債比率(Leverage)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、公司成長性(Growth)、董事會規(guī)模(Boardsize)、股權(quán)性質(zhì)(Soe)、第一大股東持股比例(Top1)、交叉上市(Crosslist)。我們將總樣本以在樣本期間內(nèi)是否購買過董責險為標準劃分為處理組和控制組，其中處理組包括84家購買過董責險的公司，其他始終未購買過董責險的公司作為控制組。以購買董責險事件發(fā)生的上一年因素變量進行Probit回歸，按照處理組公司得出的“評分”在控制組中分年份進行1∶1和1∶2的配對。其中1∶1配對共得到79個處理組公司和79個控制組公司，共計158個公司，1∶2配對共得到79個處理組公司和158個控制組公司，共計237個公司。我們采用Pstest命令進行平衡測試，表8報告了配對平衡性測試的檢驗結(jié)果，從中可以看出控制組和處理組在所有影響因素上無顯著差異，滿足配對的平衡性假設(shè)。

表7 Heckman兩階段回歸結(jié)果

注：(1)表中變量的具體定義見表1，描述性統(tǒng)計見表3。(2)在計算t值時，我們采用了公司水平聚類標準差(Standard errors clustered at the firm level)(3)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。(4)所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

我們再采用配對后的樣本對模型(1)進行回歸。表9報告了傾向評分匹配的回歸結(jié)果。在1∶1的配對樣本中，控制了其他影響因素后，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.005，且在1%的顯著性水平上顯著。在1∶2的配對樣本中，控制了其他影響因素后，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.008，且在1%的水平上顯著。兩組配對結(jié)果均與表5的主回歸結(jié)果一致。

表8 PSM樣本匹配平衡性測試結(jié)果(1∶1配對)

注：本表報告了采用Pstest命令按1∶1對配對有效性的測試結(jié)果。我們也進行了按1∶2配對的配對有效性的測試，結(jié)果也滿足平衡性假設(shè)。

表9 傾向評分匹配法的回歸結(jié)果

注：(1)表中變量的具體定義見表1，描述性統(tǒng)計見表3。(2)在計算t值時，我們采用了公司水平聚類標準差(Standard errors clustered at the firm level)(3)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。(4)所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

(五)作用機制分析

根據(jù)我們之前的討論，董責險通過提高公司的會計信息質(zhì)量降低增發(fā)費用。為此我們驗證董責險和會計信息質(zhì)量的關(guān)系。

參考Chen等[3]的研究，我們采用Kothari等[48]提出的業(yè)績匹配模型估計操控性應(yīng)計(DA_klw)和Dechow等[49]提出的調(diào)整的瓊斯模型估計操控性應(yīng)計(DA_jones)，用以衡量公司的會計信息質(zhì)量，作為因變量。自變量為董責險(D&O)。我們選取以下影響操控性應(yīng)計的因素：公司規(guī)模(Size)、負債比率(Leverage)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、獨立董事比例(Indir)、資本支出比率(Capex)、“四大”審計(Big4)、交叉上市(Crosslist)、管理層持股(Mao)、虧損(Loss)。估計結(jié)果如表10所示。采用操控性應(yīng)計(DA_klw)時，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.009，并且在5%的顯著性水平顯著；采用操控性應(yīng)計(DA_jones)時，董責險(D&O)的估計系數(shù)為-0.003，且在10%的水平上顯著，說明董責險降低公司的操控性應(yīng)計，提高會計信息質(zhì)量。

表10 董責險與會計信息質(zhì)量的回歸結(jié)果

注：(1)表中變量的具體定義見表1，描述性統(tǒng)計見表3。(2)在計算t值時，我們采用了公司水平聚類標準差(Standard errors clustered at the firm level)(3)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。(4)所有連續(xù)變量進行了1%的縮尾處理。

五、研究結(jié)論

董責險是資本市場中的熱點話題，關(guān)于董責險能否發(fā)揮治理作用，學(xué)術(shù)界存在爭議。本文切入融資成本的視角，考察董責險在新興市場的治理效應(yīng)。本文以2003-2016年A股增發(fā)股票的上市公司為樣本，研究了董責險對增發(fā)費用的影響及作用機制，發(fā)現(xiàn)董責險降低增發(fā)費用。進一步研究發(fā)現(xiàn)，獨立董事比例和“四大”審計降低董責險對增發(fā)費用的影響。此外，董責險通過影響公司的會計信息質(zhì)量影響增發(fā)費用。

本文的研究結(jié)論具有如下啟示：一是有助于理解董責險在新興市場的作用。本文的結(jié)果表明，在我國資本市場監(jiān)督機制較弱、投資者保護薄弱、政府干預(yù)資源配置等制度背景下，董責險可以發(fā)揮治理作用，提高公司的會計信息質(zhì)量，從而降低公司的增發(fā)費用。二是有助于市場監(jiān)管者和投資者做出決策。隨著股票增發(fā)制度的改善，增發(fā)股票的上市公司逐年增多，監(jiān)管者需要關(guān)注董責險在股票增發(fā)情境下的治理作用，完善董責險發(fā)揮作用的情境因素，為投資者做出投資決策提供參考。