董事高管責任保險對綠色創新的影響

張瑞綱　尹菁菁

【摘要】以2010 ～ 2021年滬深兩市A股上市企業為研究樣本， 搜集董事高管責任保險（簡稱“董責險”）和綠色創新數據， 通過固定效應模型和門檻模型， 實證考察董責險與企業綠色創新之間的關系。研究發現： 企業購買董責險能夠顯著激發綠色創新意愿； 融資約束在董責險對綠色創新的影響過程中存在單一門檻效應， 門檻兩側樣本企業購入董責險均對綠色創新起到激勵作用， 且當融資約束高于門檻閾值時， 董責險對綠色創新的正向促進作用更為顯著。該結論表明董責險與綠色創新并非簡單的線性關系， 為推進董責險在我國的發展， 激發企業綠色創新動力提供了理論支撐。

【關鍵詞】董事高管責任保險；綠色創新；融資約束；門檻效應

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）08-0143-8

一、 引言

隨著科技的進步， 創新能力逐漸成為引領社會、 經濟發展的驅動力。自黨的十九大明確提出“高質量發展”以來， 從“要素驅動”向“創新驅動”轉型， 成為新時代我國經濟發展的迫切需要。我國經濟進入高質量發展階段， 環境保護更加不可缺席。黨的十八大以來， 生態文明建設被黨和國家納入長遠規劃之中， 促進經濟與資源環境的協調發展， 引導生產和生活的綠色轉型， 成為當下所面臨的新任務和新挑戰。綠色創新對環境和經濟所帶來的雙重效益是毋庸置疑的， 它是實現企業競爭力和環境保護的關鍵因素（Hart，1995；齊紹洲等，2018）， 也是經濟高質量發展的重要助力（王旭霞等，2022）。但相較于普通創新來說， 綠色創新前期需要更高質量的人才、 更多的資金投入， 加之自身所具有的不確定性， 使得企業在初期研發階段， 外部受到資本市場的融資約束、 政策規制等影響， 內部受到管理層綠色創新動力不足的制約。作為一項囊括市場、 政策、 技術的系統性工程， 綠色創新離不開管理層積極、 科學的統籌規劃。如何優化企業治理、 激發企業綠色創新動力， 這是一個值得深入研究與探討的問題。

綠色創新的長周期和高風險特點， 難免觸發企業高管人員的短視行為。若要兼顧經濟效益和綠色轉型， 就必須為管理決策者解決“后顧之憂”， 董責險因而逐漸進入企業高管的視野。董事、 監事及高級管理人員責任保險（Directors' and Officers' Liability Insurance）， 簡稱“董責險”， 是指公司董事、 監事或高級管理人員因疏忽過失致使被追究個人行為責任時， 保險公司對其進行經濟賠償的職業賠償責任保險。董責險產生于20世紀30年代的美國， 受法律、 訴訟環境因素影響， 北美上市企業普遍投保董責險。早在2000年， Tilling-hast-Towers Perrin公司調查2059家北美上市企業便發現， 96%的美國上市公司和88%的加拿大上市公司均投保了董責險。據安聯全球企業與特殊風險公司（AGCS）介紹， 截止到2022年底， 北美上市企業董責險投保率居首位， 中國香港市場上市企業投保率近100%。

董責險自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第一份董責險。但在引入初期， 董責險覆蓋率極低。根據CSMAR數據庫所得數據整理得到圖1， 從2002 ～ 2021年上市公司投保董責險情況來看， 2008年金融危機之前， 我國上市公司董責險覆蓋率較低， 投保企業不足100家， 直至2018年， 我國董責險投保率尚不足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”使得上市企業面臨的訴訟風險上升， 且疊加康美藥業、 瑞幸咖啡等企業財務造假事件的發酵， 實業界和學術界對于董責險的重視度提升（關鑫等，2021）， 投保企業數量大幅上升。2020年單年新增投保企業數量達182家， 2021年新增投保企業數量252家。

值得注意的是， 據《中國上市公司董責險市場報告》披露， 深交所中小板與創業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%。而上交所科創板公司投保董責險意愿強于主板公司。我國上市企業， 尤其科創企業如此積極引入董責險， 能否優化企業治理， 進一步激發企業綠色創新的動力？在面臨不同融資約束的情況下， 董責險如何發揮其對綠色創新的效用？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為研究樣本， 旨在分析引入董責險對企業綠色創新的影響。進一步， 針對企業所面臨的兩座大山 —— “轉型的火山”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險和綠色創新之間關系的門檻效應。本文的研究貢獻在于： 第一， 在倡導綠色創新、 高質量發展的當下， 本文聚焦于綠色創新的驅動因素， 分析了董責險對于企業綠色創新活動的驅動作用。第二， 豐富了董責險對于公司治理影響的研究內容， 將影響領域拓展到綠色創新。目前， 學術界對于董責險發揮的作用尚未得出統一結論， 本文的結論為董責險對企業綠色創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， 發現董責險與企業綠色創新并非線性關系， 有助于企業根據自身情況發揮董責險的治理作用， 積極推動綠色轉型進程。

二、 文獻綜述與研究假設

（一）董責險與企業綠色創新

兩權分離的運營特點， 使得現代企業面臨著委托代理問題。管理者掌握著經營決策權， 難免會出于對自身任職穩定性、 訴訟風險、 短期業績等的考慮， 作出偏向于開展風險較小、 短期能帶來利潤的投資項目的決策（胡國柳等，2019）。相較之下， 綠色創新活動耗資大、 周期長、 風險高， 在不了解相關領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。對于董責險這一“舶來品”， 能否很好地適應我國國情， 促進本土企業的創新活動， 目前的研究尚未得出統一結論， 且鮮有學者研究董責險與綠色創新之間的關系， 已有文獻大多聚焦于企業的整體創新能力。

主張發揮激勵監督效應的學者認為， 在投保董責險時， 保險人對高管進行風險測評的過程能對高管進行事前預警， 進而董責險對企業創新起到促進作用。胡國柳等（2018）發現， 加強中小投資者保護對于企業技術創新起到促進作用， 而企業購買董責險后能加強這一促進效果。方軍雄和秦璇（2018）研究發現， 董責險對企業創新發揮激勵改善效應主要在高科技行業、 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之中。夏同水和臧曉玲（2019）研究發現， 企業特征會調節董責險對企業創新的促進作用， 股權集中度負向調節， 而股權制衡度則正向調節。張瑞綱和曾暉（2022）發現， 董事會規模在董責險對企業創新的促進過程中起到調節作用， 擴大董事會規模會抑制董責險對企業創新的激勵效應。進一步， 學者們從不同的影響機理出發， 研究董責險如何促進企業創新， 目前已從風險承擔和管理效率（李從剛和許榮，2019）、 容錯機制和監督機制（翟淑萍等， 2020）、 降低代理成本（張曾蓮和徐方圓，2021）、 提高創新效率和質量（凌士顯和劉澳，2020； 沈飛等，2021）等路徑證實董責險的引入對企業創新發揮激勵作用。

持董責險發揮機會主義效應觀點的學者認為， 董責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上采取激進措施（Chung和Wynn，2008）。

企業引入董責險后， 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度（Parson，2003）， 進而產生更多機會主義行為， 對企業創新不利（凌士顯，2020）。即使引入董責險對企業創新產生一定影響， 但作用甚微， 企業創新的主要動力還源于董事會的高效運轉和管理層決策的科學性（Hirsheifer 等，2012）。不僅如此， 董責險與高管薪酬激勵之間的交互效應對企業研發投入的影響并不顯著， 二者同時實施可能對企業的研發產生消極影響。

目前對于綠色創新驅動因素的研究， 多從市場、 政府、 政策等多個角度展開（曹洪軍和陳澤文，2017；解學梅等，2020；鐘昌標等，2020）。企業層面的驅動因素， 學者們主要研究了企業自身對于綠色轉型的認同（Huang和Li，2017）， 技術人員之間的知識、 經驗交流（Roy和Khastagir，2016；Stanovcic等，2015）， 公開的管理層承諾， 即通過管理層的領導和行動， 引入綠色創新的理念， 并將其根植于企業文化之中（Burki和Dahlstrom，2017）， 但企業引入董責險這一因素鮮有人研究。高凱等（2022）研究發現， 企業投保董責險對綠色創新發揮了激勵作用。肖小虹和潘也（2022）進一步研究發現， 該激勵作用對中小型企業、 股權較集中的企業更明顯。

但市場、 政策、 經濟等支持因素要發揮作用， 都離不開企業自身對于綠色創新的統籌規劃。董責險的引入對于企業綠色創新究竟發揮哪種效應？可能會成為管理層的保護措施， 解決其決策時的“后顧之憂”， 進而激發企業綠色創新的動力； 也可能誘發管理層做出利己行為， 反而不利于企業綠色創新活動的開展。基于以上分析， 提出以下假設：

H1a： 企業投保董責險發揮激勵效應， 促進綠色創新。

H1b： 企業投保董責險發揮機會主義效應， 抑制綠色創新。

（二）董責險、 融資約束與企業綠色創新

除了探究董責險對于綠色創新的影響， 其背后復雜的動態路徑更加值得研究。研發資金的投入是綠色創新的關鍵影響因素之一， 同時研發成本高、 資金投入不足也是綠色創新面臨的挑戰之一， 企業在籌集資金時面臨的障礙可表現為融資約束。然而， 對于融資約束這一中介變量的影響， 不同的學者得出了相反的結論。張曉琳等（2020）發現， 董責險會提升融資約束， 但只存在于股權集中度高以及獨立董事占比低的企業中。而趙國宇和梁慧萍（2022）卻發現董責險能通過緩解融資約束來促進企業創新。兩種相悖的結論歸根結底仍是在探討董責險對于公司治理是發揮激勵效應還是自利效應。若是起到激勵作用， 在融資約束較高的情況下， 董責險對于綠色創新的促進作用會更加顯著； 相反， 若是發揮自利效應， 融資約束較高， 管理層在董責險的“保護”下， 會加劇利益攫取行為， 從而抑制企業綠色創新。因此， 本文認為董責險對于綠色創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購買董責險對于綠色創新的影響。綜上分析， 提出以下假設：

H2： 企業引入董責險對綠色創新的影響存在融資約束的顯著門檻效應。

三、 研究設計

（一）數據來源及說明

本文選取2010 ～ 2021年滬深兩市A股上市企業作為樣本， 將企業的董責險數據與綠色專利申請數據相匹配形成面板數據。在進行實證分析之前， 對原始數據進行如下處理： ①剔除金融類、 保險類企業； ②剔除ST、 ?ST、 PT及退市公司； ③因面板門檻模型要求數據為平衡面板， 故剔除2011年之后上市的企業， 以保障數據的完整性； 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險數據來源于CSMAR數據庫， 綠色專利申請數據來源于CNRDS數據庫， 其他數據來源于Wind數據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， 生態文明建設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： 企業綠色創新（Ginno） 。現有研究多從行業層面出發， 運用技術改造經費或能耗數據來測量綠色創新績效， 而忽視了綠色創新中綠色的屬性和創新所蘊含的技術要求。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綠色創新績效， 用企業綠色專利申請總數量來衡量。

2.? 解釋變量： 董責險（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購買董責險的情況， 1為購買， 0為未購買。由于目前上市公司對于董責險的披露沒有規范的要求， 僅能從股東大會或董事會會議等公告中獲取董責險投保信息， 存在個別企業中間年份數據缺失的情況。因此， 參考胡國柳和胡珺（2014）的做法， 當企業購買董責險之后未發出暫停購買的公告時， 則默認企業持續投保。

3.? 門檻變量： 融資約束（KZ）。本文參考林學軍和官玉霞（2020）的研究， 選取KZ指數作為融資約束的衡量指標， 該指標起源于Kaplan和Zingales（1997）與Fazari Hubbard和Petersen（1988）關于投資—現金流敏感性反映融資約束的辯論。投資—現金流敏感性蘊含的前提是低股利， 但有研究表明， 企業投資對現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回歸到現金流、 賬面價值、 資產負債率、 股利支付和持有現金五個變量上， 求得回歸系數并構建KZ指數。

4.? 控制變量 。本文參考肖小虹和潘也（2022）的研究， 考慮到企業自身特征可能會對綠色創新水平產生影響， 故選擇一系列企業特征作為控制變量。①企業規模（Size）。企業創新活動會受到自身規模的影響， 規模越大的企業， 出于對發展可持續性的考慮， 會以較穩定的現金投入來支持企業的技術發展， 且更容易成功。本文取企業年末總資產的自然對數來衡量企業規模。②企業年齡（Age）。企業年齡不同， 則所處的發展階段不同， 對于創新的需求和創新的能力也不同。本文取企業成立年限加1的自然對數來衡量企業年齡。③總資產收益率（ROA）。該指標代表著企業的盈利能力， 用企業凈利潤與平均總資產之比來表示。④企業成長能力（Growth）。該指標用企業營業收入增長率表示。⑤企業負債水平（Debt）。Thomas等（2021）的研究表明， 企業債務與創新之間存在復雜的關系， 創新型公司依賴債務融資， 一方面債務過剩會阻礙企業的創新， 另一方面， 債務可以刺激行業新進入者的創新。本文取企業年末總債務與總資產的比值來表示企業負債水平。⑥企業研發投入（RD）。該指標用企業當年研發投入占營業收入之比表示。⑦獨立董事占比（Indep）。該指標代表企業內部治理的情況， 用獨立董事人數占董事會總人數的比值來表示。⑧產權性質。該指標為常用的企業控制變量之一， 以虛擬變量形式表示， 國有企業為1， 非國有企業為0。此外， 本文設置行業虛擬變量和年份虛擬變量以控制不同行業、 時間對回歸結果的影響。

本文涉及的所有變量測度方法如表1所示。

（三）模型設定

為識別董責險對綠色創新的直接影響， 設定如下模型：

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； Controls表示控制變量； Indu表示行業固定效應； Year表示年份固定效應； εi，t為回歸殘差。

為檢驗融資約束在購買董責險對綠色創新影響中的門檻效應， 本文借鑒Hansen（1999）提出的門檻效應模型， 將企業融資約束作為門檻變量， 先構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； εi，t為回歸殘差。I為指示函數， 當滿足括號內條件， 即融資約束KZ處于某一區間時， I取值為1， 否則為0。當融資約束在董責險與企業綠色創新之間存在三重門檻效應時， ?1≠?2≠?3； 當存在雙重門檻效應時， ?1≠?2=?3； 當存在單門檻效應時， ?1=?2=?3。

（四）描述性統計

表2的結果顯示， 初始樣本共1680家企業， 20160個觀測值。從集中度趨勢看， 董責險的平均值為0.107， 表明購買董責險的企業占比仍較低； 企業綠色創新的平均值為4.997， 但最大值達1543， 99分位數為78， 可見其平均值受異常值的影響較大。同樣， 融資約束、 企業成長能力、 企業研發投入、 企業負債水平等指標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， 企業成長能力均值為0.292， 但最大值達132.050， 99分位數僅為3.022， 故有必要先對初始樣本數據進行上下1%分位的縮尾處理， 以排除異常值干擾。

將數據集劃分為四部分， 董責險的75分位數為0.000， 表明購買董責險的企業占比低于25%； 而企業綠色創新75分位數為1.000， 99分位數為78， 表明高水平綠色創新集中于少部分企業； 融資約束75分位數為2.981， 99分位數為7.492， 表明我國不同企業的融資難度差距較大。從離散程度來看， 董責險的標準差為0.309， 企業綠色創新的標準差為37.515， 融資約束的標準差為2.198， 可見企業綠色創新水平波動較大， 相比來說， 董責險和融資約束數據波動相對較小。

（五）相關性分析

在進行模型回歸之前， 本文對變量進行了Pearson相關性檢驗。根據表3結果可知， 董責險與企業綠色創新之間顯著正相關， 說明企業購買董責險可以促進企業綠色創新水平提升， 初步印證了H1a。除企業成長能力之外， 其余控制變量均與企業綠色創新顯著正相關， 而除企業成長能力和獨立董事占比之外， 企業研發投入、 企業負債水平、 企業規模、 企業年齡、 總資產收益率均與董責險顯著相關。同時， 絕大部分變量間的相關系數均不高于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）基準回歸結果

考慮到回歸結果的一致性， 本文同時進行了面板固定效應回歸和隨機效應回歸， 結果如表4所示。根據表4可知， 不論是進行固定效應回歸抑或是隨機效應回歸， DO的系數均為正值， 且在1%的水平上顯著。這表明企業投保董責險對企業綠色創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， 結果見表5。根據表5可知， chi2值為316.110， P值為0.000， 拒絕原假設， 選擇固定效應模型。

（二）門檻模型回歸結果

本文以融資約束為門檻變量， 對是否存在門檻效應以及存在多重門檻還是單一門檻進行估計檢驗， 所得結果如表6所示。根據表6中結果可知， 融資約束以1%的顯著性水平通過了單門檻效應檢驗， F值為33.830， P值為0.000， 門檻閾值為1.6684， 95%置信區間為［1.5838，1.6791］， 而雙重和三重門檻檢驗并不顯著。由此可知， 在企業購買董責險對綠色創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統計量變化圖， 如圖2所示。該圖中， 門檻值位于似然函數的最低點， 似然函數走勢證實了門檻效應存在性檢驗的結果： 融資約束存在單一門檻效應， 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的估計結果， 當融資約束KZ<1.6684時， 在1%的顯著性水平上企業購買董責險促使企業綠色創新水平提升， 其系數為1.2057。而當融資約束KZ≥1.6684時， 同樣在1%的顯著性水平上企業投保董責險能夠促使企業綠色創新水平提升， 其系數為3.5296。在全樣本描述性統計結果中， 融資約束的中位數為1.830， 均值為1.721， 均高于門檻值1.6684。這表明， 投保董責險對于樣本中超50%的企業來說， 都能較大程度地激勵管理層開展綠色創新活動。

通過分析該結果， 本文發現： 一方面， 董責險針對不同融資約束的企業， 均能夠發揮激勵效應， 提升其綠色創新水平； 另一方面， 董責險對于企業綠色創新水平的提升效果， 在融資約束大的企業中更為突出。對于融資約束較小的企業， 企業自身的融資能力能夠為綠色創新提供強有力的支撐， 企業投保董責險相當于為企業發展、 綠色創新過程上了雙重“保險”。而對于融資約束較大的企業， 引入董責險能在一定程度上幫助企業緩解融資能力不足， 從而促進企業綠色創新。由此， H2得證。

五、 穩健性檢驗

出于對實證結果穩健性和可靠性的考慮， 本文參考楊世迪和劉亞軍（2020）的做法， 分別對固定效應模型和面板門檻模型進行穩健性檢驗， 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。本文企業綠色創新指標采用綠色專利申請總數量衡量， 包含綠色發明專利申請數量和綠色實用新型專利申請數量。但綠色發明專利與綠色實用新型專利有所不同， 發明專利更具新穎性、 創造性， 且審批程序相較于實用新型專利更為復雜， 總體而言， 綠色發明專利比綠色實用新型專利質量更高。因此， 為檢驗結果的穩定性， 本文采用綠色發明申請數量來衡量企業綠色創新水平。表8中列（1）、 表9中列（1）分別表示固定效應模型和面板門檻模型回歸結果， 替換被解釋變量后， DO的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 與基準回歸結果一致。

2. 加入滯后變量。企業引入董責險對綠色創新決策的影響具有持久性和滯后性， 且綠色創新相較于普通創新所需周期可能更長。為避免綠色創新滯后性對實證結果的影響， 本文對企業綠色創新變量進行滯后一期處理， 檢驗綠色創新滯后性對回歸結果的影響， 結果如表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， 無論是固定效應模型還是門檻效應模型， DO的回歸系數均在1%的水平上顯著為正， 與基準回歸結果一致。

3. 剔除樣本。由于行業性質不同， 不同行業企業與綠色創新的關聯度也不同， 這主要源于綠色創新自身特性。相較于化工、 汽車、 建筑等行業， 零售業、 批發業、 教育業等行業與綠色創新的關聯性較低， 故本文剔除與綠色創新關聯度較低的行業后， 再次進行固定效應回歸和門檻效應回歸。依據2012年證監會頒布的行業分類指引， 本文共剔除10個行業， 包括批發業（F51）， 零售業（F52）， 郵政業（G60）， 住宿業（H61）， 餐飲業（H62）， 教育業（P82）， 衛生業（Q83）， 新聞和出版業（R85）， 廣播、 電視、 電影和影視錄音制作業（R86）， 文化藝術業（R87）。結果如表8中列（3）所示， 剔除部分樣本后， DO的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 且系數值大于原固定效應模型回歸結果， 表明在關聯度更高的行業樣本中， 引入董責險對企業綠色創新的促進效應更強。而表9中列（3）的結果與原門檻效應模型結果一致， 表明單門檻顯著。

六、 結論與啟示

（一）結論

近年來， 隨著董責險在國內的普及， 企業委托-代理關系和治理模式發生潛移默化的改變， 進而影響到企業各個方面。而在經濟轉型過程中， 董責險的出現也從公司治理層面驅動企業綠色創新。本文以2010 ～ 2021年我國滬深兩市A股上市企業為研究對象， 收集并整理董責險與企業綠色創新的面板數據， 通過固定效應模型和面板門檻模型進行回歸， 檢驗董責險對綠色創新的非線性影響。經過一系列穩健性檢驗后， 以下結果依然成立： ①董責險對于企業綠色創新活動起到正向促進作用， 即企業購買董責險能夠激發其開展綠色創新活動的積極性； ②通過面板門檻模型檢驗發現， 融資約束在董責險對綠色創新的作用過程中存在單門檻效應。當融資約束高于門檻閾值時， 企業購買董責險對于綠色創新發揮正向促進作用， 且相比融資約束低于門檻閾值時， 要顯著得多。這也從側面說明， 董責險在公司治理過程中發揮的激勵監督效應要大于機會主義效應。

（二）啟示

為優化公司治理、 推動企業綠色轉型和經濟高質量發展， 根據本文研究結論得出如下啟示：

第一， 在公司治理方面， 企業應積極投保董責險， 完善內部治理和監督， 規避高管自利行為， 充分發揮董責險的激勵作用， 吸引并留住優秀的專業人才， 響應國家政策號召， 踴躍投身于綠色創新的行列之中， 提高企業自身的核心競爭力和可持續發展能力。

第二， 由于目前我國企業董責險覆蓋率較低， 企業投保信息獲取不便， 應完善董責險披露制度， 規范披露公告， 以有利于董責險正向“信號”的傳遞， 引導企業投保董責險， 同時也讓企業得到更好的第三方監督。

第三， 由于董責險有可能引發管理層機會主義行為， 相關部門應完善法律法規， 保護投資者權益， 加強對企業違法行為的處罰， 提高企業違法成本。

第四， 對于保險公司， 應認真完善每個環節， 包括承保前的企業情況審查、 承保中對企業的監督以及投保對象行為觸發條款后的償付。在條款的定制上更加切合我國國情， 讓董責險做到“入鄉隨俗”， 進而實現企業價值最大化。

第五， 要因企投保， 不可盲目跟風。對于融資約束高、 綠色轉型需求急迫的企業， 董責險能有效緩解高管在綠色創新過程中面臨的風險， 給企業高管“定心丸”， 應多多鼓勵投保。

【 主 要 參 考 文 獻 】

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（責任編輯·校對： 黃艷晶? 許春玲）

【基金項目】國家自然科學基金項目“董事責任保險、企業特征與企業風險行為”（項目編號：71863002）