Directors' and Officers' Liability Insurance and Enterprise ESG Performance
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摘要: 随着国际社会愈发重视可持续发展，企业也应积极践行ESG理念。作为风险对冲工具，董事高管责任保险(董责险)如何影响企业ESG表现，对于推动企业可持续发展至关重要。基于2009—2021年中国A股上市公司数据，探究董责险对企业ESG表现的影响效应及其机制。研究发现，董责险能够显著提升企业ESG表现，在经过一系列稳健性检验后，这一结论依然成立；机制分析表明，董责险通过增加绿色创新投入、减少管理者短视及降低代理成本以提升企业ESG表现；异质性分析表明，董责险对企业ESG表现的提升作用在非国有企业、管理层持股比例高的企业及媒体关注度高的企业更为显著。研究揭示了保险契约在提升企业ESG表现中的积极作用，为贯彻ESG理念，助力经济高质量发展提供有益的政策建议。Abstract: As the international community pays more attention to sustainable development, enterprises should also actively practice ESG concepts. As a risk hedging tool, how directors' and officers' liability insurance affects the ESG performance of enterprises is crucial to promote the sustainable development of enterprises. Based on the data of A-share listed companies in China from 2009 to 2021, this paper explores the effect and mechanism of directors' and officers' liability insurance on ESG performance of enterprises. It is found that directors' and officers' liability insurance can significantly improve the ESG performance of enterprises, and this conclusion is still valid after a series of robustness tests. Mechanism analysis shows that directors' and officers' liability insurance can improve ESG performance by increasing investment in green innovation, reducing managers' myopia and reducing agency costs. Heterogeneity analysis shows that the improvement effect of directors' and officers' liability insurance on ESG performance is more significant in non-state-owned enterprises, enterprises with high shareholding ratio of management, and enterprises with high media attention. The research reveals the positive role of insurance contracts in improving the performance of ESG, which provides useful policy suggestions for implementing ESG concepts and promoting high-quality economic development.
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一、 引言
近年来，环境污染、极端气候、贫富差距和公共卫生事件等社会问题日益凸显，可持续发展已成为当今世界关注的热点话题。据统计，联合国责任投资原则组织(UN PRI)机构数已从2006年的63家增加到2022年的5 311家，较2021年上涨38.81%①。中国尤为重视可持续发展问题。2020年习近平总书记在联合国大会提出“30/60双碳”目标，随着中国ESG建设加速，涉及微观主体企业ESG表现、政策及投资等问题引起社会各界的广泛关注。2022年由生态环境部印发实施的《企业环境信息依法披露格式准则》规定，清洁生产或重污染企业必须依法披露其环境责任信息。同年由国资委发布的《提高央企控股上市公司质量工作方案》也强调，要构建中国特色的ESG信息披露规则，推动央企ESG专项报告，力争在2023年实现央企ESG披露全覆盖。
① 数据来源于联合国负责任投资官网，https://www.unpri.org。
可持续发展引发的社会责任需求正在重塑企业经营理念。早期的股东价值倡导者认为，企业ESG表现与传统价值创造不相符，存在较强的外部性，会阻碍企业价值最大化(Friedman, 1970)[1]。但近年来有学者指出，企业ESG表现能够赢得供应商、客户和投资者等利益主体的信任，降低企业经营成本，提升企业竞争优势，从而为利益相关者创造价值(Friede等, 2015)[2]。更重要的是，在环境问题日益严重的背景下，多数学者都认为ESG表现能显著提升企业的经营绩效和长期价值(Welch和Yoon, 2023;方先明和胡丁, 2023)[3-4]。因此，企业应秉承ESG理念，重视环境保护、社会责任和公司治理，以推动企业可持续发展。
ESG投资的成本性和长期性是阻碍企业积极参与的主要原因。首先，ESG建设需要大量资本投入，会挤占企业生产性资源，并对其价值产生负面影响，进而加剧企业经营风险(Garcia和Orsato, 2020)[5]。其次，ESG是一项长期策略，而管理者的职业报酬通常依赖于短期绩效，这使管理者主动参与ESG的意愿较弱，导致企业ESG投入不足。董事高管责任保险(以下简称董责险)的引入为解决上述困境提供了新的思路。董责险将管理者的执业风险转嫁给保险公司，能够降低管理者的风险规避倾向，提升其风险承担能力。同时，董责险通过为管理者的不当决策提供财产兜底，有助于缓解管理者短视行为，使其更可能选择风险较高但具有价值的项目，进而提升企业长期绩效(Hwang和Kim, 2018)[6]。探讨董责险在改变管理者风险规避倾向的同时如何影响企业ESG表现，对缓解企业ESG投资不足的困境、加快ESG建设、促进低碳转型和助力经济高质量发展具有重要意义。
2019年“瑞幸咖啡”和2021年“康美药业”的财务造假事件，为高管人员敲响了警钟，并引发新一轮投保董责险的热潮。但有关董责险经济后果的讨论一直存在较大争议。本研究试图从企业ESG表现视角，为董责险积极治理提供新的经验证据，以进一步推进董责险在中国资本市场的发展。基于此，选取2009—2021年中国A股上市公司作为研究样本，以华证ESG评分衡量企业ESG表现，研究董责险对企业ESG表现的影响效应及其机制。研究发现，董责险通过增加绿色创新投入、抑制管理者短视和降低代理成本等路径提升了企业ESG表现，且其促进作用在非国有企业、管理层持股比例高的企业和媒体关注度高的企业更为显著。研究表明，董责险能够有效发挥风险抵御作用，助力企业长期可持续发展。
本文的边际贡献主要体现在：第一，基于保险合约视角，验证董责险在提升企业ESG表现中的作用。随着可持续发展意识的增强，社会公众要求企业有更高的ESG表现，这促使学者们开始讨论企业ESG表现的影响因素。但国内大多数研究集中在宏观政策方面，如从绿色信贷(斯丽娟和曹昊煜, 2022)[7]和税制绿色化(王禹等, 2022)[8]等视角探讨企业ESG表现的影响因素，但鲜有文献基于微观视角探究激励管理者主动参与ESG的方法。国外学者发现，高能力管理者[3]和高管薪酬激励(Cohen等, 2023)[9]能够有效提升企业ESG表现。因此，本研究考察作为风险补偿的董责险能否发挥激励作用，以提升企业ESG表现，进一步丰富和补充有关ESG影响因素的文献。
第二，从可持续发展的角度，完善董责险经济后果的研究。学术界关于董责险在公司治理中究竟是发挥激励效应还是机会主义效应一直存在较大争议。一方面，董责险能够转嫁管理者执业风险，鼓励其积极进取，增加企业创新投入(胡国柳等, 2019)[10]，实现企业价值增值(凌士显和白锐锋, 2017)[11]。另一方面，董责险的过度保护会诱发管理者道德风险，增加企业的融资成本(Lin等, 2013)[12]，加剧企业经营风险(赖黎等, 2019)[13]。本研究从可持续发展的角度提供了基于中国资本市场的经验证据，发现董责险能够发挥激励作用提升企业ESG表现，这一结论不仅支持了该保险积极的治理作用，还丰富了董责险经济后果的相关研究。
第三，为缓解ESG投资不足的困境，提供新的解决思路。ESG活动的高成本和高风险特征使管理者缺乏足够激励，导致ESG投入不足。如何激励管理者主动参与ESG活动，是当前经济发展迫切需要解决的问题。通常来讲，最为直接的方式是薪酬激励[9]，但现有研究却忽视职业保险所发挥的特殊激励作用。董责险通过为管理者提供财产兜底，能够改变其风险规避倾向，鼓励管理者积极进取，提升企业ESG表现。这表明董责险是缓解ESG投资不足的一种有效策略，为上市公司应对ESG压力的相关研究开拓新的思路。
二、 文献综述
（一） 制度背景
董责险主要是为公司董事、监事和高管提供保障。当管理者在履职过程中因工作疏忽或行为不当需要承担赔偿及法律责任时，将由第三方保险机构代为赔付相关费用。20世纪20年代末，美国股市崩盘引发经济危机，引发市场对完善证券监管制度的强烈需求。1933年美国颁布的《证券法》确立了民事赔偿制度，股东诉讼被允许，从而导致管理人员的执业风险急剧上升，董责险由此产生。20世纪80年代，董责险逐渐赢得发达国家资本市场的信任，成为高级管理人员避险的主要方式。进入21世纪以来，集体诉讼制度日益完善，董责险成为中小投资者维护自身利益的主要途径，助推了该保险的发展。
中国上市公司引入董责险的时间较短。2002年证监会发布《上市公司治理准则》，保险制度相继完善，董责险开始进入中国资本市场。2014年国务院发布《关于加快发展现代保险服务业的若干意见》提出要促进保险服务业的发展，发挥董责险在事前预警、事中控制和事后赔付等方面的作用。但与欧美等发达国家95%的投保率相比，董责险并未受到中国上市公司的追捧，国内董责险的投保率一直不足10%[13]。究其原因，这与中国资本市场法治不健全、监管不完善和保险条款不清晰有关。
2020年3月，新修订的《中华人民共和国证券法》(以下简称新《证券法》)颁布实施，证券集体诉讼制度的出台提升了企业投保董责险的意愿，大量上市公司开始公布购买计划。同年4月，瑞幸咖啡因虚假陈述违反新《证券法》，面临强制退市和集体诉讼风险。鉴于该公司已购买董责险，由不实陈述引发的索赔，保险公司是否会承担相关费用，引起公众对该保险的讨论热潮。2021年11月，康美药业因虚假陈述被中小投资者集体起诉，面临24.59亿元的赔偿金额，公司高级管理人员、独立董事以及会计师事务所均需承担巨额连带赔偿责任，此案件立刻引发社会各界的关注和震动，上市公司掀起购买董责险的热潮。2005—2021年间中国上市公司投保董责险呈增长趋势。其中，2019年前投保董责险的企业数量呈缓慢增长趋势，从2005年的47家上升至2019年的317家；而2019年以后，投保董责险的企业数量却表现出快速攀升趋势，截至2021年共有1 385家。这表明，随着中小投资者诉讼案件的不断增加，公司高级管理人员的董责险投保需求快速上升，这与前文分析结果基本一致。
（二） 文献综述
1. 关于董事高管责任保险
董责险成立的初衷是为了规避管理者的执业风险，保障其财产免受损失，鼓励管理者积极进取，选择有利于提升企业价值的项目。作为独特的避险工具，董责险已成为完善公司治理的重要手段。然而，关于董责险在企业经营决策中扮演怎样的角色，已有文献存在较大分歧。
一种观点认为，企业投保董责险，引入第三方保险机构为管理者提供风险兜底，会提升其风险容忍能力，使其决策更加积极(Core, 2000)[14]。一方面，董责险能够发挥激励效应，提升管理者风险承担能力，增加有利于企业可持续发展的创新投入[10]。同时，董责险的风险规避机制，有助于吸引优秀管理人员、保留优质人力资本、完善公司治理机制和提升企业价值[6]。另一方面，董责险能够发挥外部监督作用，有效约束管理者的不当行为，缓解委托代理问题[11]。具体来讲，保险公司具有完善的风险评估体系，可以通过调整保险费率约束管理者的不当决策[14]。保险公司的持续监督，能够有效抑制财务重述(袁蓉丽等, 2018)[15]、过度投资(胡国柳和胡珺, 2017)[16]和企业违规行为(李从刚和李许荣, 2020)[17]，成为有效的治理手段。
另一种观点认为，董责险会对管理者形成过度保护、降低其自利成本和引发管理者机会主义行为[12]。一方面，董责险作为风险对冲工具，能为管理者提供财产保障，弱化法律惩戒机制，使其行为决策不再积极勤勉，并开始追求自身利益的最大化，引发潜在的道德风险[16]。具体来说，管理者为了获取私有收益，会选择更多非相关并购，导致企业并购绩效下降(Lin等, 2011)[18]。赖黎等(2019)[13]发现，董责险通过降低高管违规成本，增加企业短贷长投，进而提升企业经营风险。另一方面，企业投保董责险会向资本市场传递不良信号，降低利益相关者对企业的信任度。现有研究发现，投保董责险的企业拥有更高的债务融资成本[12]和资本成本(Chen等, 2016)[19]，这主要是因为投资者担心管理者潜在的道德风险，要求更高的收益补偿。董责险向市场传递道德风险信号，将导致代理成本增加[11]和企业绩效下降[12]。
2. 关于企业ESG表现
随着人们对可持续发展的广泛关注，学者们对企业ESG表现展开了丰富讨论。近年来的研究大多认同企业ESG表现的积极效应。第一，ESG表现有助于提升企业市场竞争力，是一种有效的竞争策略。在信息不对称的情况下，企业ESG表现能够赢得客户、供应商和债权人等利益相关者的信任，促进商业信用获取(李增福和冯柳华, 2022)[20]，降低融资成本，提升企业经营绩效(El Ghoul等, 2011)[21]。ESG表现还有助于企业实施产品差异化战略(高勇强等, 2012)[22]，克服区位竞争劣势，增加对外直接投资(谢红军和吕雪, 2022)[23]。第二，良好的ESG表现有助于提升企业价值。ESG表现通过加强市场竞争优势，获取更多自由现金流，进而提升企业价值(Borghesi等, 2014)[24]。尽管ESG投资在短期内会挤占企业生产性资源，但能缓解其委托代理问题、完善公司治理结构和实现长期价值增值(Ferrell等, 2016)[25]。
大量研究验证了企业ESG表现的积极作用，如何激励企业提升ESG表现，成为当前研究的重点。宏观政策方面：王禹等(2022)[8]认为，税制绿色化能够激励企业增加环保和绿色研发投入，提升重污染企业的ESG表现；斯丽娟和曹昊煜(2022)[7]发现，绿色信贷通过缓解融资约束，能够显著提升企业ESG表现。微观企业方面：从外部来讲，首先，利益相关者会对企业可持续投资进行监督，倒逼企业提升ESG表现。如奉行ESG理念的机构投资者开始在投资组合中纳入ESG因素，这将影响企业的资金获取，促使其增加ESG投资(Gibson等, 2022)[26]；其次，投资者关注会提高企业内外部的信息透明度，助推企业提升ESG表现；最后，媒体监督会加剧企业声誉风险，促使企业更加关注社会形象，从而增加社会责任投入[24]。从内部来讲，高管在企业ESG表现中发挥着重要作用。将ESG纳入高管薪酬合同，使管理目标与公司股东和投资者的利益趋于一致，能够显著提升企业ESG表现[9]。Welch和Yoon (2023)[3]发现，高能力管理者通过合理配置ESG资源、选择有利于股东价值的ESG活动来提升企业ESG表现。通常来讲，女性比男性拥有更多的环境和社会经验，女性董事的存在会提高企业ESG绩效(Ginglinger和Raskopf, 2023)[27]。
综合以上两个领域的文献可以看出，如何激励企业提升ESG表现是当前研究的核心议题，但从保险契约视角考察企业ESG表现的研究尚少。此外，尽管ESG理念愈发受到金融机构、政府、投资者、供应商和社会公众的重视，学者们也开始基于微观视角探究企业ESG表现的动机，但是相关研究主要集中于高管特征，却忽视职业保险在企业ESG表现中的作用。鉴于此，本文将重点从董责险视角考察企业ESG表现的潜在影响。
三、 理论分析
作为职业保险，董责险能够发挥风险兜底效应，鼓励管理者积极进取，追求企业长期价值，提升企业ESG表现。研究发现，董责险主要通过增加绿色创新投入、抑制管理者短视和降低代理成本三个方面提升企业ESG表现。
（一） 绿色创新效应
作为推动技术进步的关键手段，绿色创新在实现企业可持续发展中发挥举足轻重的作用。绿色创新通过降低环境负外部性，能够实现更高效率、更低成本的绿色生产，增强企业市场竞争力，提升企业ESG表现以助力企业可持续发展。解学梅和朱琪玮(2021)[28]发现，绿色创新能够显著提升企业ESG表现。与普通创新相比，绿色创新需要更多的资金投入、人才保障和技术支持，因而具有高成本特征。同时，绿色创新面临投资周期长、失败风险高等不确定性和风险性，这就要求企业对绿色创新失败有较高的容忍度。Manso(2011)[29]指出，激励管理者创新的最优方式是增加对创新失败的容忍。Tian和Wang(2014)[30]也发现，提升管理者风险容忍是促进企业创新的一种有效方式。因此，如何提升管理者的风险容忍能力以促进绿色创新，是实现企业可持续发展的关键。
董责险通过缓解管理者风险规避倾向，增加企业绿色创新，可提升企业ESG表现。第一，董责险可通过提升管理者的风险容忍能力促进企业绿色创新。管理者在进行投资决策时，通常偏好于低风险项目，即表现为风险规避型[16]。由于管理者职业报酬与短期绩效相关，投资决策失误不仅会给企业造成重大损失，还会影响管理者声誉和未来职业发展，甚至还要承担相关赔偿责任。董责险能为管理者的过失行为提供财产补偿，当管理者因决策失误而面临投资者索赔时，保险公司将代为偿付相关费用，因而避免管理者遭受财产损失。董责险通过将管理者的履职风险转嫁给第三方机构保险公司，为其提供风险兜底，改变管理者的风险规避倾向，提升其风险容忍能力[10]。管理者风险容忍能力的提升，将鼓励其积极进取，增加绿色创新(郭俊杰等, 2024)[31]，进而提升企业ESG表现。第二，董责险通过提升企业环境信息披露质量促进绿色创新。在投保董责险时，保险公司会对企业进行风险评估，在事前审查和事后监督过程中，会参照很多未披露的内部信息，有助于缓解内外部信息不对称，提升企业信息披露质量(Yuan等, 2016)[32]。由于环境污染可能引发诉讼风险，保险公司也将增加对企业环境信息的披露。这有助于增强外部利益相关者对企业的监督，提高污染成本，倒逼企业进行绿色创新，进而提升企业ESG表现。
（二） 管理者短视效应
作为企业战略的决策者，管理者在可持续发展中扮演十分重要的角色。管理者特征决定企业的资本和研发支出，并会对企业长期投资和竞争优势产生影响。而必要的资本和研发投入，是实现企业长期价值增值、助力企业可持续发展的前提条件(张纯和吕伟, 2009)[33]。但是，由于资本和研发投入具有投资跨周期性和收益不确定性等特征，基于业绩压力，管理者偏向于牺牲企业长期价值以换取短期绩效的提升，也就是表现为短视倾向。胡楠等(2021)[34]发现，管理者短视会抑制企业长期投资，降低企业经营绩效，损害企业长期可持续发展。管理者的短视行为，使企业缺少提升ESG表现的激励。因此，如何改善管理者短视，增加企业长期价值投资，成为提升企业ESG表现的重要手段。
董责险通过抑制管理者短视，增加长期价值投资以提升企业ESG表现。首先，董责险可通过减少管理者短视增加企业可持续投资。董责险的初衷是为缓解管理者的风险规避倾向，通过发挥激励效应提升管理者的工作积极性[10]。企业引入董责险，使管理者不再担忧因以企业价值最大化决策而引起的财产损失，解决了管理者的后顾之忧，鼓励其勤勉进取，进而抑制管理者的短视行为[14]。管理者短视行为的缓解，将激励其增加企业长期价值投资，进而提升企业ESG表现。其次，董责险可通过吸引优秀的管理者增加企业可持续投资。董责险能够发挥风险兜底作用，降低管理者的履职风险，为其施展自身才华提供保障，有助于吸引和保留优秀的管理者，并鼓励他们积极进取和大胆创新[10]，追求企业长期可持续发展。作为企业战略决策的主体，优秀的管理者通过先进的管理技术和经验，能够增加企业长期价值投资，从而提升企业ESG表现。
（三） 代理成本效应
完善的公司治理机制是提升企业价值、实现企业可持续发展的重要手段。公司治理水平的提升，有助于优化经营模式，使企业更好地履行社会和环境责任，进而提升ESG表现。传统的公司治理主要关注所有权和经营权分离，聚焦于委托代理问题，追求股东价值最大化。但管理层不只是股东的代理人，也是债权人、供应商等其他利益相关者的代理人。因此，公司治理应将利益相关者纳入治理体系，树立公司治理的社会责任观(陈德球和胡晴, 2022)[35]。由于存在信息不对称，股东无法对管理层进行有效监督，可能引发管理层的自利、掏空和消极怠工等行为，加剧委托代理问题，进而损害企业价值[35]。因此，缓解委托代理问题以完善公司治理机制，是促进企业可持续发展的有效途径。
董责险作为一种外部治理机制，能够有效监督管理者的自利行为，缓解委托代理问题，提高公司治理水平，进而提升企业ESG表现。第一，董责险可通过发挥外部监督效应，降低代理成本，提升公司治理水平。Core(2000)[14]主张保险公司作为独立的监督机构，应具备风险评估和定价能力。企业购买董责险后，保险公司会对投保企业进行事前风险评估和事后持续监督，以降低可能产生的赔偿损失。在投保前，保险公司对投保企业的财务状况、合规状况、经营状况和治理结构等进行全面审查，评估投保企业的法律诉讼风险，提高信息披露质量，抑制管理者自利动机。投保后，保险公司作为利益相关者对企业进行持续监督，并通过调整保费或合同条款，约束董事和高管的不当行为[14]，保障股东权益不受损失。董责险通过发挥外部监督作用，降低代理成本，优化公司治理机制，以提升企业ESG表现。第二，董责险通过完善内部控制质量，提升公司治理水平。保险公司为维护自身利益，降低高额赔付的可能性，有动机监督管理层，审查上市公司的内部控制缺陷，帮助企业完善内部控制体系，优化公司治理机制(李英和梁日新, 2023)[36]。因此，董责险可通过发挥外部监督作用、完善内部控制、提高公司治理水平来提升企业ESG表现。
基于上述分析，本文提出以下假说：
H1：董责险有助于提升企业ESG表现；
H2：董责险通过增加绿色创新、抑制管理者短视以及降低代理成本提升企业ESG表现。
四、 研究设计
（一） 样本选取和数据来源
由于华证2009开始公布ESG指数，故选取2009—2021年中国A股上市公司为研究样本，并对数据做如下处理：删除ST类、金融类的公司样本；删除资产负债率小于0且大于1的样本；为避免极端值的影响，对连续数据进行1%的双边缩尾处理。最终得到4 064家企业的30 953个观测样本。华证ESG评分数据来自同花顺iFinD金融数据库，董责险、绿色创新和媒体关注数据均来自CNRDS数据库，其余财务数据来自CSMAR数据库。
（二） 模型设计
为检验董责险对企业ESG表现的影响，构建如下基准回归模型：
$$ {ESG}_{i, t}=\beta_0+\beta_1 \text { Ins }_{i, t}+\beta_2 { Controls }_{i, t}+\varphi_i+\mu_t+\varepsilon_{i, t} $$ (1) 其中，下标i代表企业，t代表年份，被解释变量ESGi, t代表企业ESG表现，解释变量Insi, t代表是否购买董责险，Controls代表一系列控制变量，φi表示企业固定效应，μt表示年份固定效应，εi, t表示残差项①。
① 为缓解异方差问题，本文选用“可行加权最小二乘法(FWLS)”“OLS+稳健标准误”“聚类稳健标准误”等方法重新检验模型(1)，结果较为稳健。
（三） 变量定义
1. 被解释变量: 企业ESG表现(ESG)
考虑到ESG数据的全面性、合理性和适用性，参考李增幅和冯柳华(2022)[20]的研究，选取华证ESG数据来衡量企业ESG表现。华证ESG数据由26个指标构建，并以季度形式进行披露。其中，第t年1月份披露的数据是t-1年第四季度的ESG信息。因此，用t年4月、7月、10月和t+1年1月的评分均值衡量企业t年的ESG得分，该得分越高表示企业ESG表现越好。最后，将ESG评分除以100，以排除量纲的影响。
2. 解释变量: 董事高管责任保险(Ins)
衡量企业是否投保董责险的方法主要有三种：一是依据上市公司披露的投保信息来确定；二是依据投保董责险的保费金额来衡量；三是依据投保董责险的董事和高管数量占全部董事和高管数量的比重来衡量。中国法律法规没有明确规定企业必须披露董责险投保信息，本文借鉴胡国柳等(2019)[10]的研究，以企业当年是否投保董责险的虚拟变量来度量，若投保董责险，Ins赋值为1，否则为0。
3. 控制变量
参考既有研究[10]，本文的控制变量主要包括：企业年龄(Age)、总资产收益率(ROA)、资产负债率(Lev)、董事会人数(Board)、高管持股比例(Mshare)、公司规模(Size)、股权性质(SOE)、成长性(Growth)、独立董事占比(Indep)。主要变量的定义和度量方法见表 1。
表 1 主要变量的定义和度量方法变量类型 变量名称 变量符号 变量度量方法 被解释变量 企业ESG表现 ESG 华证ESG得分除以100 解释变量 董事高管责任保险 Ins 企业购买董责险为1，否则为0 控制变量 总资产收益率 ROA 净利润除以总资产 企业年龄 Age 用企业成立的年数取自然对数 资产负债率 Lev 总负债除以总资产 董事会人数 Board 董事会总人数 高管持股比例 Mshare 高管持股数量占总股数的比例 公司规模 Size 企业总资产的自然对数 股权性质 SOE 国有企业为1，其他为0 成长性 Growth 营业收入增长率 独立董事占比 Indep 公司独立董事人数比董事会总人数 主要变量的描述性统计结果见表 2。可以看出，ESG的均值为0.731，标准差为0.049，表明上市公司的ESG总体表现较好。ESG的最大值和最小值分别为0.839和0.582，说明上市公司ESG表现存在显著差异。Ins的均值为0.091，说明样本区间内仅有9.1%上市公司购买董责险。与欧美等发达国家较高的投保率相比，中国董责险的投保率仍然较低。
表 2 主要变量的描述性统计变量 观察值 均值 标准差 最小值 中位数 最大值 ESG 30 953 0.731 0.049 0.582 0.734 0.839 Ins 30 953 0.091 0.288 0.000 0.000 1.000 ROA 30 953 0.041 0.058 -0.220 0.040 0.199 Age 30 953 2.857 0.356 1.609 2.890 3.497 Lev 30 953 0.418 0.206 0.050 0.410 0.887 Board 30 953 8.579 1.696 2.000 9.000 18.000 Mshare 30 953 0.076 0.142 0.000 0.001 0.612 Size 30 953 22.136 1.290 19.830 21.948 26.221 SOE 30 953 0.364 0.481 0.000 0.000 1.000 Growth 30 833 0.371 0.949 -0.658 0.135 6.718 Indep 30 953 0.375 0.056 0.000 0.333 1.000 五、 实证分析
（一） 基准回归分析
表 3报告了基准模型的实证结果。其中列(1)仅控制了个体和年份固定效应，Ins系数估计值为0.005，在1%的水平上显著；列(2)仅加入了控制变量，Ins的系数为0.003，且在1%的水平上显著；列(3)在加入控制变量的基础上，进一步控制了个体和年份固定效应，Ins的系数为0.004，仍在1%的水平上显著。上述结果均表明，董责险能够显著提升企业ESG表现。这是因为，与未投保企业相比，投保董责险的企业通过为管理者提供风险兜底，鼓励其积极履职，进而提升企业ESG表现，假说H1得以验证。
表 3 董事高管责任保险与企业ESG表现变量 (1) (2) (3) ESG ESG ESG Ins 0.005***(4.463) 0.003***(2.689) 0.004***(3.608) ROA 0.128***(25.795) 0.028***(5.994) Age -0.009***(-11.125) -0.019***(-5.704) Lev -0.041***(-24.846) -0.046***(-20.543) Board 0.000**(2.117) 0.000(0.338) Mshare 0.033***(16.166) 0.026***(8.130) Size 0.011***(43.436) 0.012***(21.987) SOE 0.006***(9.135) 0.003**(2.169) Growth 0.001***(4.259) -0.001***(-2.696) Indep 0.065***(12.061) 0.047***(7.249) 常数项 0.731***(3 239.560) 0.485***(82.407) 0.523***(35.338) 企业固定效应 是 否 是 年份固定效应 是 否 是 N 30 492 30 833 30 367 调整R2 0.504 0.126 0.524 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，下表同。 （二） 稳健性检验
1. 倾向得分匹配
中国董责险投保率一直较低，研究样本中仅有9.1%的公司购买了董责险。由于投保环节企业需要经过保险公司的严格筛选，因而最终留下的企业可能ESG表现本身就较好。也就是说，董责险可能并未发挥激励作用，而是由保险公司的样本筛选所致。所以，为了缓解样本自选择偏误，参考既有研究[17]，选取倾向得分匹配法(PSM)进行实证分析，以排除可能存在的内生性问题。第一，对未购买董责险的样本进行筛选，选取与购买企业个体特征相近的样本，构造可供检验的对照组。并以控制变量作为筛选依据，按照1∶3进行近邻有放回匹配，结果见表 4。
表 4 倾向得分匹配结果变量 匹配前 匹配后 实验组 对照组 t值 实验组 对照组 t值 ROA 0.033 4 0.041 7 -7.21*** 0.033 4 0.033 7 -0.17 Age 3.010 8 2.842 0 24.26*** 3.010 6 3.014 4 -0.48 Lev 0.494 1 0.410 2 20.72*** 0.493 9 0.496 5 -0.47 Board 8.866 9 8.550 4 9.48*** 8.868 9 8.849 8 0.41 Mshare 0.033 8 0.079 7 -16.46*** 0.033 8 0.035 3 -0.56 Size 23.095 0 22.042 0 42.51*** 23.092 0 23.095 0 -0.06 SOE 0.560 6 0.345 4 22.83*** 0.560 2 0.551 2 0.69 Growth 0.374 2 0.370 3 0.20 0.374 5 0.384 3 -0.37 Indep 0.378 5 0.374 7 3.50*** 0.378 3 0.378 0 0.21 表 4的结果显示，匹配前除成长性指标(Growth)，其余指标的均值检验都在1%的水平上显著，说明实验组与对照组数据存在较强的相关性；然而，在匹配后均值检验却不显著，说明实验组与对照组数据的相关性减弱，匹配效果良好。第二，使用匹配后的样本，再次检验假说H1，结果见表 5列(1)。Ins回归系数为0.003，在10%的水平上显著，与基准回归结果一致，表明基准模型的估计结果较为稳健。
表 5 内生性检验变量 (1) (2) (3) (4) (5) ESG Ins ESG Ins ESG Ins 0.003*(1.695) 0.026**(2.183) 0.003***(2.947) IV 0.490***(13.807) BH 0.886***(8.333) Fe 0.284**(2.036) TobinQ 0.048***(3.289) IMR 411.168***(11.577) 控制变量 是 是 是 是 是 常数项 0.378***(9.767) -1.014***(-27.388) 0.498***(36.000) 6.922***(10.945) 0.482***(33.587) 企业固定效应 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 N 8 026 30 833 30 833 30 529 30 529 调整R2 0.562 0.064 0.110 2. 工具变量
基准回归中，无法控制影响ESG表现的所有变量，使模型可能存在遗漏变量问题。为缓解可能存在的内生性问题，参考袁蓉丽等(2021)[37]的研究，以同省份、同年度企业投保董责险的均值作为Ins的工具变量(IV)。第一，同一省份内上市公司投保董责险的数量越多，表示该地区企业投保意识越强、保险业发展越完善，同一地区内其他公司就越有可能投保董责险。第二，上市公司的ESG表现并不会直接受到同一地区其他企业投保董责险均值的影响，结果见表 5列(2)至(3)。其中列(2)为第一阶段回归结果，IV的系数为0.490，并在1%的水平上显著，表明工具变量与董责险存在高度相关，指标选取较为合理。列(3)为第二阶段结果，Ins的系数为0.026，并在5%的水平上显著，表示董责险与企业ESG表现之间的正向显著关系并未发生变化。上述结果表明，在控制内生性问题后，假说H1依然成立。
3. Heckman两阶段处理效应
通常情况下，投保董责险的企业，经营绩效更好，发展潜力更大，更愿意提升ESG表现，以获取更多的资源优势，实现企业的长期可持续发展。同样，ESG表现更好的企业，会更加注重保护高管权益，进而为董事和高管购买董责险。所以，董责险与企业ESG表现可能互为因果，进而导致模型存在内生性问题。为避免内生性问题影响，借鉴胡国柳和胡珺(2017)[16]的研究，利用Heckman两步法重新检验假说H1。
第一阶段引入Probit模型，估计Ins的逆米尔斯比(IMR)：
$$ { Ins }_{i, t}=\alpha_0+\alpha_1 { BH }_{i, t}+\alpha_2 F e_{i, t}+\alpha_3 { TobinQ }_{i, t}+\alpha_4 { Control }_{i, t}+\varphi_i+\mu_t+\varepsilon_{i, t} $$ (2) 该模型增加了三个可能影响企业投保董责险的变量：是否交叉上市(BH)，若企业交叉上市则为1，否则为0；费用率(Fe)，利用销售费用与管理费用之和与总资产之比来衡量；公司市场价值(TobinQ)，利用企业托宾Q进行衡量。Control为基准回归模型的控制变量。可通过估计模型(2)，可得到每个样本企业投保董责险的逆米尔斯比(IMR)。
第二阶段将IMR加入基准回归模型(1)进行回归，结果见表 5列(4)(5)。其中列(4)为第一阶段的回归结果，BH、Fe和TobinQ的系数均显著为正，说明交叉上市、费用率高和市场价值高的公司更愿意购买董责险。列(5)为第二阶段的估计结果，Ins的系数为0.003，仍在1%的水平上显著，说明本文的实证结论较为稳健。IMR的系数在1%的水平上显著，表明Heckman检验是有必要的。
4. 安慰剂检验
样本期间内，可能存在其他随机因素干扰董责险对企业ESG表现的影响。因此，参考王禹等(2022)[8]的研究，利用安慰剂检验排除随机因素的干扰。第一，随机选择投保董责险的企业，并形成“伪”处理组。如果投保董责险的企业是随机选择的，理论上投保董责险不会对企业ESG表现产生显著影响，即“伪”处理变量的系数应位于零点附近。第二，将上述随机选择过程重复500次，并对模型进行重新估计，绘制成“伪”处理变量的估计系数核密度图(见图 1)。可以看出，回归估计系数的均值位于零点左右，且P值大多位于5%以上。第三，多数回归结果与真实估计系数(0.003)相距较远，说明投保董责险对企业ESG表现的影响不是偶然事件，基准回归结果具有稳健性。
5. 滞后效应
考虑到购买董责险对企业ESG表现的影响可能在短期内难以实现，为避免滞后效应的影响，以滞后一期Ins进行估计，结果见表 6列(1)。L.Ins的系数为0.007，仍在1%的水平上显著，表示董责险有助于提升企业ESG表现，与基准回归结果一致。
表 6 稳健性检验变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) ESG ESG ESG ESG 华证ESG评级 商道融绿ESG评级 Ins 0.004*** 0.004*** 0.098*** 0.105* (3.247) (2.930) (3.967) (1.925) L.Ins 0.007*** (4.159) Ins1 0.002* (1.683) 控制变量 是 是 是 是 是 是 常数项 0.485*** 0.532*** 0.539*** 0.523*** -0.231 -1.299 (28.187) (35.106) (32.285) (35.322) (-0.741) (-0.660) 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 是 Ind×year 否 是 是 否 否 否 City×year 否 否 是 否 否 否 N 25 167 30 351 28 797 30 367 30 367 3 065 调整R2 0.549 0.545 0.556 0.524 0.501 0.655 6. 更换固定效应
由于每个行业拥有特定的竞争优势，行业间企业ESG表现可能存在较大差异，并且不同行业对董责险的偏好也不同，使行业特征可能影响实证结果。同时，每个地区的经济发展水平可能影响区域内企业ESG表现以及董责险的购买，使地区特征也可能影响研究结论。为了控制不随时间变化的行业和地区因素，在基准模型(1)的基础上进一步控制行业和时间交乘固定效应、城市和时间交乘固定效应，结果见表 6列(2)(3)。Ins的系数均为0.004，在1%的水平上显著，表明董责险对企业ESG表现有促进作用，与表 3回归结果一致，再次支持了假说H1。
7. 指标敏感性检验
考虑到变量设定不同可能导致不同的实证结果，对企业ESG表现和投保董责险指标进行替换。参考胡国柳等(2019)[10]的研究，以企业是否发布董责险购买公告定义董责险(Ins1)，若发布公告则为1，否则为0。采用替换后的变量重新估计模型(1)，结果见表 6列(4)。Ins1的系数为0.002，在10%水平上显著，与前文实证结果一致。
现有研究多采用ESG评级来衡量企业ESG表现，因此借鉴方先明和胡丁(2023)[4]的研究，选取华证ESG评级①和商道融绿ESG评级②来衡量企业ESG表现，重新检验假说H1，回归结果见表 6列(5)(6)。Ins回归系数都为正，且显著水平分别为1%和10%，表明董责险对企业ESG表现有显著促进作用。
① 华证ESG评级分为9个等级，由高到低依次为AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C，我们将上市公司评级由高到底依次赋分9~1分，数值越大说明ESG表现越好。样本区间为2009—2021年。
② 商道融绿ESG评级将上市公司分为9个等级，由高到低依次为A+、A、A-、B+、B、B-、C+、C、C-，我们将上市公司评级由高到底依次赋分为9~1分，数值越大说明ESG表现越好。样本区间为2015—2021年。
六、 进一步研究
（一） 机制检验
前文理论分析表明，企业投保董责险主要通过增加绿色创新投入、减少管理者短视和降低代理成本以提升企业ESG表现。因此，借鉴江艇(2022)[38]的研究，构建如下机制模型：
$$ M_{i, t}=\beta_0+\beta_1 { Ins }_{i, t}+\beta_2 { Controls }_{i, t}+\varphi_i+\mu_t+\varepsilon_{i, t} $$ (3) 其中，Mi, t表示机制变量，包括绿色创新、管理者短视和代理成本，其余变量与模型(1)一致。
1. 绿色创新效应
现有研究对绿色创新的度量主要是基于研发投入、专利数量和专利质量等视角。考虑到绿色专利最能反映企业的绿色创新活动，借鉴已有研究(徐佳和崔静波, 2020)[39]，采用绿色专利申请数量(申请Total)度量企业绿色创新；同时，由于专利获得更能反映企业的实际创新水平，又利用绿色专利获得数量(获得Total)度量绿色创新，并对数据进行加1取对数处理。绿色创新机制的回归结果见表 7中列(1)(2)。董责险对绿色申请专利和绿色获得专利的影响都在1%的水平上显著为正，表明董责险能够增加企业绿色创新，以助力企业可持续发展。
表 7 机制检验变量 (1) (2) (3) (4) (5) 申请Total 获得Total Myopia Cost1 Cost2 Ins 0.107*** 0.082*** -0.000 09*** 0.011* -0.006*** (4.990) (4.402) (-3.346) (1.689) (-3.095) 控制变量 是 是 是 是 是 常数项 -7.147*** -5.224*** 0.000*** 1.513*** 0.428*** (-26.414) (-22.209) (2.634) (18.234) (31.904) 企业固定效应 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 N 30 367 30 367 30 552 30 367 30 755 调整R2 0.708 0.690 0.080 0.790 0.312 2. 管理者短视效应
语言最能体现个人的认知范围、行为偏好和性格特征。研究人员可以通过观察研究对象语言中的用词方式和词频来反映研究对象的特质。借鉴胡楠等(2021)[34]的研究，基于年报MD&A内容，计算“短期视域”这一词汇占公司年报总词频的比例，再乘以100用于衡量管理者短视(Myopia)。管理者短视机制的估计结果见表 7列(3)，Ins的系数在1%的水平上显著为负，表明董责险能够发挥激励作用，进而抑制管理者短视行为。
3. 代理成本效应
参考王明琳等(2014)[40]的研究，以营业收入与总资产的比例度量第一类代理成本(Cost1)，该指标越小，说明代理成本越高；同时，以大股东占比衡量第二类代理成本(Cost2)，该指标越大，说明代理成本越高。代理成本机制的结果见表 7列(4)(5)，Ins对第一类代理成本的影响显著为正，对第二类代理成本的影响显著为负，说明董责险能够发挥有效的监督作用，从而降低企业代理成本。
（二） 异质性分析
1. 产权异质性
一般来讲，不同所有制企业的ESG表现存在较大差异。国有企业因其独特的社会地位和政治优势，能够获得比非国有企业更多的资金和政策支持。当面临突发风险时，国有企业凭借资源优势能够降低外部风险对管理者造成的不确定性影响，使管理者的风险容忍水平较高，董责险可发挥的作用较小。而非国有企业通常面临融资约束和经营困境，抵御风险的能力较差，导致管理者的行为较为保守。同时，非国有企业管理者还要考虑声誉和未来职业发展问题，导致其风险容忍水平较低，此时董责险发挥的激励作用将更为显著。董责险的引入，将有效提升非国企业管理者的风险容忍能力，鼓励其积极履职，增加长期投资，提升企业ESG表现。
依据产权性质将上市公司样本分为国有企业和非国有企业两组，回归结果见表 8列(1)(2)。国有企业样本的Ins系数为0.003但不显著；非国有企业样本的Ins系数为0.003且在5%的水平上显著，说明董责险对企业ESG表现的提升作用在非国有企业中更加显著。
表 8 异质性检验变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) 国有企业 非国有企业 管理层持股比例高 管理层持股比例低 媒体关注高 媒体关注低 Ins 0.003 0.003** 0.005** 0.002 0.008*** -0.001 (1.514) (2.149) (2.514) (1.193) (4.783) (-0.657) 控制变量 是 是 是 是 是 是 常数项 0.367*** 0.519*** 0.546*** 0.444*** 0.464*** 0.563*** (14.129) (26.706) (21.720) (20.035) (20.098) (25.408) 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 是 N 11 229 18 848 14 261 15 684 14 117 15 315 调整R2 0.578 0.512 0.515 0.567 0.548 0.513 2. 管理层持股异质性
管理层持股是一种有效的收益激励方式。现有研究发现，管理层持股通过缓解代理问题，使高管与股东的利益更加趋于一致，有利于增强管理者的责任感，优化公司治理机制，助力企业可持续发展。而董责险则是从降低失败风险的角度出发，通过为管理者提供财产兜底缓解其风险规避倾向，进而提升管理者履职的积极性。预期收益激励和风险补偿将发挥协同作用，鼓励管理者积极进取，增加有利于企业长期价值投资[13]，进而提升企业ESG表现。因此，董责险对企业ESG表现的促进作用在管理层持股比例高的样本将更加显著。
依据管理层持股比例中位数将样本分为管理层持股比例高组和管理层持股比例低组，回归结果见表 8列(3)(4)。管理层持股比例高组的Ins回归系数为0.005，并在5%的水平上显著，管理层持股比例低组的Ins回归系数为正但不显著，说明与管理层持股比例低组相比，投保董责险显著提升了管理层持股比例高组的企业ESG表现。
3. 媒体关注异质性
媒体报道一直是企业外部治理的重要组成部分。媒体报道通过约束管理者机会主义行为，能够降低企业违规概率，提升内部控制质量，完善公司治理水平[36]。媒体报道主要通过信息传递和舆论压力影响公司治理。当企业投保董责险时，媒体报道可以通过信息传递机制缓解保险公司与企业的信息不对称，降低代理成本，提升公司治理水平[36]。媒体报道还可以通过舆论压力对管理者形成声誉威胁，约束管理者不当行为，进而鼓励其积极参与公司治理。媒体关注通过发挥外部监督作用，使投保董责险企业的管理者更加积极履职，注重企业价值提升以追求企业长期可持续发展。因此，随着媒体关注度的提升，董责险对企业ESG表现的促进作用将更加显著。
本文以企业被媒体报道的总数加1取对数来衡量媒体关注度，并依据中位数将上市公司样本分为媒体关注度高组和媒体关注度低组，回归结果见表 8列(5)(6)。媒体关注度高组的Ins回归系数为0.008并在1%的水平上显著，而在媒体关注度低组的Ins回归系数为负且不显著，说明与媒体关注度低组相比，投保董责险显著提升了媒体关注度高组的企业ESG表现。
七、 结论与建议
随着全球生态环境的持续恶化，可持续发展理念逐渐深入人心，社会公众愈发重视企业ESG表现。如何激励企业主动参与ESG活动，是实现经济高质量发展的现实问题。不同于已有研究，本文基于降低失败损失的视角，研究董责险对企业ESG表现的影响效应及其机制。其主要研究结论包括：董责险为管理者提供风险兜底，鼓励其积极履职，进而能够显著提升企业ESG表现，在经过一系列稳健性检验后这一结论依然成立；机制分析表明，董责险通过增加绿色创新投入、减少管理者短视和降低代理成本进而提升了企业ESG表现；异质性分析表明，与国有企业、管理层持股比例低的企业、媒体关注度低的企业相比，董责险在非国有企业、管理层持股比例高的企业、媒体关注度高的企业ESG表现更为显著。由此，本文提出以下几点建议：
一是支持了董责险的激励效应，为进一步推进董责险在中国资本市场的发展提供依据。鉴于国内董责险仍存在条款设计不完善、适用性差等问题，保险机构需要制定更全面、更具适用性的条款。例如，除外责任的界定，从主观上很难判断董监高不当行为是过失还是故意，且一般过失与重大过失在理赔中也难以区分，应将重大过失从除外责任中删除，即将董监高的重大过失纳入保险理赔范围，同时完善董责险相关法律制度。通常来讲，当面临较高诉讼风险时，企业对董责险的需求会显著上升。所以，应通过法律手段完善证券集体诉讼制度，利用司法手段维护投资者权益，发挥董责险积极的治理作用。
二是激励企业主动承担环境、社会和公司治理责任，提升ESG表现。ESG表现能够帮助企业形成竞争优势，提升经营绩效，助力企业可持续发展。因此，如何激励企业积极承担环境、社会和公司治理责任是当前研究的重点。从企业本身来讲，通过强化ESG理念，将ESG融入研发创新、员工培训和投资选择等经营活动的各个环节，培养社会责任意识，优化公司治理结构，助力企业高质量发展。同时，还应将ESG作为非财务信息纳入高管薪酬的考核标准，构建多样性评价体系，鼓励企业积极承担环境、社会和治理责任，形成ESG优势，促进企业长远可持续发展。
三是应建立完善的ESG信息披露制度，提升上市公司ESG信息披露质量。目前，中国并未强制要求上市公司披露ESG相关信息，但以自愿为主的披露会令ESG披露内容缺乏统一标准，信息的时效性和准确性也难以保证。为获取资源优势，上市公司有动机操纵ESG数据，使ESG表现具有较高的不确定性，体现在不同评级机构的ESG差异较大。因此，相关部门应建立完善的ESG信息披露制度，制定统一标准的披露规则，提升企业ESG信息质量，发挥ESG对资本市场积极的治理作用。同时，相关部门对ESG虚假披露应加大惩戒力度，提升企业违规成本，进而改善资本市场信息环境，缓解利益相关者与企业之间的信息不对称，提高资源配置效率，助力企业高质量发展。
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表 1 主要变量的定义和度量方法
变量类型 变量名称 变量符号 变量度量方法 被解释变量 企业ESG表现 ESG 华证ESG得分除以100 解释变量 董事高管责任保险 Ins 企业购买董责险为1，否则为0 控制变量 总资产收益率 ROA 净利润除以总资产 企业年龄 Age 用企业成立的年数取自然对数 资产负债率 Lev 总负债除以总资产 董事会人数 Board 董事会总人数 高管持股比例 Mshare 高管持股数量占总股数的比例 公司规模 Size 企业总资产的自然对数 股权性质 SOE 国有企业为1，其他为0 成长性 Growth 营业收入增长率 独立董事占比 Indep 公司独立董事人数比董事会总人数 
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表 2 主要变量的描述性统计
变量 观察值 均值 标准差 最小值 中位数 最大值 ESG 30 953 0.731 0.049 0.582 0.734 0.839 Ins 30 953 0.091 0.288 0.000 0.000 1.000 ROA 30 953 0.041 0.058 -0.220 0.040 0.199 Age 30 953 2.857 0.356 1.609 2.890 3.497 Lev 30 953 0.418 0.206 0.050 0.410 0.887 Board 30 953 8.579 1.696 2.000 9.000 18.000 Mshare 30 953 0.076 0.142 0.000 0.001 0.612 Size 30 953 22.136 1.290 19.830 21.948 26.221 SOE 30 953 0.364 0.481 0.000 0.000 1.000 Growth 30 833 0.371 0.949 -0.658 0.135 6.718 Indep 30 953 0.375 0.056 0.000 0.333 1.000
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表 3 董事高管责任保险与企业ESG表现
变量 (1) (2) (3) ESG ESG ESG Ins 0.005***(4.463) 0.003***(2.689) 0.004***(3.608) ROA 0.128***(25.795) 0.028***(5.994) Age -0.009***(-11.125) -0.019***(-5.704) Lev -0.041***(-24.846) -0.046***(-20.543) Board 0.000**(2.117) 0.000(0.338) Mshare 0.033***(16.166) 0.026***(8.130) Size 0.011***(43.436) 0.012***(21.987) SOE 0.006***(9.135) 0.003**(2.169) Growth 0.001***(4.259) -0.001***(-2.696) Indep 0.065***(12.061) 0.047***(7.249) 常数项 0.731***(3 239.560) 0.485***(82.407) 0.523***(35.338) 企业固定效应 是 否 是 年份固定效应 是 否 是 N 30 492 30 833 30 367 调整R2 0.504 0.126 0.524 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，下表同。
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表 4 倾向得分匹配结果
变量 匹配前 匹配后 实验组 对照组 t值 实验组 对照组 t值 ROA 0.033 4 0.041 7 -7.21*** 0.033 4 0.033 7 -0.17 Age 3.010 8 2.842 0 24.26*** 3.010 6 3.014 4 -0.48 Lev 0.494 1 0.410 2 20.72*** 0.493 9 0.496 5 -0.47 Board 8.866 9 8.550 4 9.48*** 8.868 9 8.849 8 0.41 Mshare 0.033 8 0.079 7 -16.46*** 0.033 8 0.035 3 -0.56 Size 23.095 0 22.042 0 42.51*** 23.092 0 23.095 0 -0.06 SOE 0.560 6 0.345 4 22.83*** 0.560 2 0.551 2 0.69 Growth 0.374 2 0.370 3 0.20 0.374 5 0.384 3 -0.37 Indep 0.378 5 0.374 7 3.50*** 0.378 3 0.378 0 0.21
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表 5 内生性检验
变量 (1) (2) (3) (4) (5) ESG Ins ESG Ins ESG Ins 0.003*(1.695) 0.026**(2.183) 0.003***(2.947) IV 0.490***(13.807) BH 0.886***(8.333) Fe 0.284**(2.036) TobinQ 0.048***(3.289) IMR 411.168***(11.577) 控制变量 是 是 是 是 是 常数项 0.378***(9.767) -1.014***(-27.388) 0.498***(36.000) 6.922***(10.945) 0.482***(33.587) 企业固定效应 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 N 8 026 30 833 30 833 30 529 30 529 调整R2 0.562 0.064 0.110
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表 6 稳健性检验
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) ESG ESG ESG ESG 华证ESG评级 商道融绿ESG评级 Ins 0.004*** 0.004*** 0.098*** 0.105* (3.247) (2.930) (3.967) (1.925) L.Ins 0.007*** (4.159) Ins1 0.002* (1.683) 控制变量 是 是 是 是 是 是 常数项 0.485*** 0.532*** 0.539*** 0.523*** -0.231 -1.299 (28.187) (35.106) (32.285) (35.322) (-0.741) (-0.660) 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 是 Ind×year 否 是 是 否 否 否 City×year 否 否 是 否 否 否 N 25 167 30 351 28 797 30 367 30 367 3 065 调整R2 0.549 0.545 0.556 0.524 0.501 0.655
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表 7 机制检验
变量 (1) (2) (3) (4) (5) 申请Total 获得Total Myopia Cost1 Cost2 Ins 0.107*** 0.082*** -0.000 09*** 0.011* -0.006*** (4.990) (4.402) (-3.346) (1.689) (-3.095) 控制变量 是 是 是 是 是 常数项 -7.147*** -5.224*** 0.000*** 1.513*** 0.428*** (-26.414) (-22.209) (2.634) (18.234) (31.904) 企业固定效应 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 N 30 367 30 367 30 552 30 367 30 755 调整R2 0.708 0.690 0.080 0.790 0.312
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表 8 异质性检验
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) 国有企业 非国有企业 管理层持股比例高 管理层持股比例低 媒体关注高 媒体关注低 Ins 0.003 0.003** 0.005** 0.002 0.008*** -0.001 (1.514) (2.149) (2.514) (1.193) (4.783) (-0.657) 控制变量 是 是 是 是 是 是 常数项 0.367*** 0.519*** 0.546*** 0.444*** 0.464*** 0.563*** (14.129) (26.706) (21.720) (20.035) (20.098) (25.408) 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 是 是 N 11 229 18 848 14 261 15 684 14 117 15 315 调整R2 0.578 0.512 0.515 0.567 0.548 0.513
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