董事高管责任保险与非金融企业影子银行化——治理效应还是助推效应

牛世魁，袁春生，赵 毅

（山西财经大学 会计学院，山西 太原 030006）

一、引言

随着经济全球化和金融市场化进程的推进，金融跨期资源配置和风险分散的作用逐渐被弱化，逐利性动机成为金融市场参与主体行为抉择的决定性因素（韩珣和李建军，2020）[1]，越来越多的非金融部门利用多元化资金来源，开始从事实质性借贷活动，成为继正规金融机构、小额贷款公司和融资担保公司等类金融机构的又一影子信贷市场参与主体（韩珣等，2017；刘珺等，2014）[2,3]。在我国信贷配给不平衡、金融资源配置效率较低的环境下，影子银行作为金融强监管和金融创新下催生出来的新金融形式，一定程度上纾缓了银行信贷主导下的企业融资困境。然而，企业从事高杠杆、高风险的影子银行业务，不仅加剧了企业的经营风险（李建军和韩珣，2019）[4]，也对实业投资产生了挤出效应，加剧了产业空心化和经济虚拟化趋势（蔡明荣和任世驰，2014）[5]，增加了金融系统的脆弱性（何平等，2017）[6]。2021 年政府工作报告提出“完善金融风险处置工作机制，坚决守住不发生系统性风险的底线”，为此相关部门不断加强金融监管，各类金融机构的影子信贷产品和杠杆机制成为监管的重点。

董事和高管作为企业的投资决策者和生产经营者，会深刻影响企业的金融资产配置行为。随着《公司法》《证券法》等法规对董事高管责任的不断扩大以及利益相关者维权意识的持续提高，董事高管责任保险对董事和高管的履职行为产生了日益重要的影响。作为新兴的公司治理外部机制，董事高管责任保险一方面降低了管理者的决策风险，使得到兜底保护的管理者采取更加激进的投资行为以谋取私利（Lin 等，2013）[7]，另一方面保险公司监督机制的引入又对投保公司的高风险行为有监督效应（O'Sullivan，1997）[8]。那么，董事高管责任保险是发挥了监督作用，抑制了非金融企业从事高风险的影子银行业务，还是为管理层提供了过多保护，使企业的投资行为更加激进，进一步促进了非金融企业影子银行化？此外，不同的内外部情景如何影响这种效应，这种效应产生的机制是什么？回答这些问题对于抑制企业金融投机行为和促进社会经济高质量发展具有现实指导作用。

基于上述分析，本文以沪深A 股非金融上市公司2007—2018 年的财务数据为研究样本，实证检验了董事高管责任保险对非金融企业影子银行规模的影响。研究发现：董事高管责任保险对非金融企业影子银行化产生了助推效应而非治理效应，在通过内生性检验之后，此研究结论依然成立。机制研究发现，董事高管责任保险通过提高董事高管的风险承担能力，以及加剧董事高管与股东之间的代理冲突助推了非金融企业影子银行化。此外，进一步研究发现：董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的助推作用在主营业务能力较弱和投机机会较少、国有性质、公司内部治理状况较差、外部审计监督质量较差、地区金融生态环境较好的公司中更明显。

本文的贡献在于，首先，拓展了非金融企业影子银行化影响因素研究的视角。非金融企业影子银行化问题虽然已经受到监管层的关注，但理论界对其的研究却十分有限。现有文献往往关注非金融企业影子银行化的经济后果，如对企业投资效率（郑建明，2018）[9]、经营风险（李建军和韩珣，2019）[4]、股价崩盘风险（马勇等，2019）[10]的影响，只有少数文献关注到融资结构（韩珣等，2017）[2]、供应链关系（颜恩点和谢佳佳，2020）[11]、政策不确定（高洁超等，2020）[12]和金融错配（韩珣和李建军，2020）[1]等因素对非金融企业影子银行化的影响，本文则从董事高管责任保险这一外部治理机制的角度探究高管行为对非金融企业投资影子银行业务的影响和作用机制，为治理导致企业“脱实向虚”的金融投机行为提供了新的思路。其次，丰富了董事高管责任保险经济后果的相关文献。关于董事高管责任保险治理职能的研究尚不完善，本文以非金融企业从事高风险影子银行业务的视角对其治理效能进行研究，有助于加强利益相关者对董事高管责任保险制度的理解与认识，从而为进一步提高董事高管的履职能力提供理论指导。最后，进一步考察了董事高管责任保险影响非金融企业影子银行化的作用机制，以及不同情景下二者关系的异质性，不仅深化和延伸了本文的研究结论，而且为相关部门有效监管非金融企业影子银行化，促进金融坚守服务实体经济本源，有效防范化解金融风险提供理论和经验证据。

二、文献综述与研究假设

（一）非金融企业影子银行化的影响因素

作为新兴加转轨的发展中国家，我国金融市场发展尚不完善且受到政府的严格管制，信贷约束和信贷歧视严重制约了资源配置的效率。由于垄断和融资地位不平等，造成具有融资优势的国有企业和大型上市公司过度借贷，而中小企业却面临较高的融资约束，资本的逐利性使得企业倾向于将超募资金投入到高收益的影子银行业务中（刘珺等，2014）[3]。它们通过多元化融资渠道募集资金，再通过委托贷款、民间借贷和购买银行理财产品、结构性存款等方式投资于影子信贷市场，攫取高额金融回报。非金融企业成为继正规金融机构、小额贷款公司和融资担保公司等金融中介之后的又一影子银行信用市场的参与主体。基于宏观经济视角，有学者认为金融错配程度的提高降低了企业的融资能力和实体投资意愿，提高了企业影子银行化规模（韩珣和李建军，2020）[1]。高洁超等（2020）[12]认为，政策不确定性上升降低了企业的固定投资意愿并加剧了银行信贷歧视，从而推动了影子银行发展。基于供应链视角，颜恩点和谢佳佳（2021）[11]发现，企业在供应链上掌握上下游企业的信息越多，影子银行的业务规模也越大。因此，非金融企业影子银行化是金融抑制、资金供需不平衡、监管套利等综合作用的结果。

可见，已有文献从金融抑制、信贷歧视、监管套利等方面讨论了影子银行业务的影响因素。但是，鲜有文献从公司治理角度探究影响非金融企业影子银行化的因素，尤其是董事高管责任保险这一新兴外部治理机制。

（二）董事高管责任保险的经济后果

董事高管责任保险是由公司出资，为董事、监事以及高层管理人员购买的职业责任保险。当董事或高管在履行勤勉义务过程中，因被指控工作疏忽或行为不当而被追究相应责任时，由保险公司负责调解、抗辩及代为偿付，以减轻甚至免除其为此付出的代价。

以往研究中，有关董事高管责任保险经济后果的研究尚未得到统一的结论。有学者认为，董事高管责任保险对高管人员有激励保障和外部监督的作用，从而对公司产生“治理效应”。首先，作为一种激励机制，董事高管责任保险可以提高管理者的风险承担能力（文雯，2017）[13]，促使其果敢决策（Zou 和Adams，2008）[14]，从而缓解管理者潜在的风险规避等代理问题（Core，1997）[15]。若无董事高管责任保险，管理者可能会因犹豫而错失绝佳的投资机会，过于保守的经营决策可能阻碍公司发展，这并不符合股东的利益（施卫忠，2004）[16]。同时，这种激励机制有助于吸引优秀的管理人才加入公司（许荣和王杰，2012）[17]，提高公司业绩（Priest，1987）[18]。其次，董事高管责任保险将保险公司引入上市公司的治理中，不仅能为高管提供更多信息和咨询（O'Sullivan，1997；潘晓影和张长海，2016）[8,19]，还可通过保险合同增加对董事高管行为的监督，减少了高管的不当和短视行为（Baker 和 Griffith，2007；方军雄和秦璇，2018）[20,21]，降低了公司代理成本（凌士显和白锐锋，2018)[22]，提高了公司治理效率（凌士显和白锐锋，2017）[23]。此外，董事高管责任保险降低了公司的股价崩盘风险（Yuan 等，2016）[24]，加强了投资者保护。

然而，也有学者从逆向选择与道德风险视角出发，认为董事高管责任保险的引入会引发管理者“道德风险”。董事高管责任保险的“兜底”作用降低了高管个人的诉讼风险和民事责任，即降低了高管的自利成本，从而引发高管的机会主义行为（Lin等，2013）[7]。具体而言，购买董事高管责任保险的公司加剧了管理者的盈余管理行为（贾宁和梁楚楚，2013）[25]，使得会计操作更加激进，财务重述的概率更高（Cao 和 Narayanamoorthy，2011）[26]。高管更可能为了私有收益进行无效并购（郝照辉和胡国柳，2014）[27]，导致公司的投资效率更低（Lin 等，2011）[28]，经营风险更大（赖黎等，2019）[29]。此时，董事高管责任保险不仅无助于公司业绩的提升（Yi等，2018）[30]，反而会对公司价值产生负面影响（Boyer 和 Stern，2014）[31]。

综上所述，“道德风险效应”观认为，董事高管责任保险具有“兜底”作用，可能会加剧高管的机会主义行为，而“激励效应”观和“监督效应”观则认为，董事高管责任保险能够发挥治理功能、完善公司治理。那么，董事高管责任保险对非金融企业的管理者投资影子银行业务的决策是产生“助推效应”进一步提高影子银行规模，还是产生“治理效应”抑制了影子银行规模，却鲜有学者进行讨论，亟待学术界的研究。

（三）研究假设

现代公司制环境下，两权分离的产生使管理者和股东存在天然矛盾（Jensen 和 Meckling，1976）[32]。股东追求长期价值最大化，而管理者追求短期利益最大化，要求在任期内获得契约规定的报酬甚至超额报酬。因此，管理者有动机利用管理权寻求私利，采取短视行为损害公司长远发展。非金融企业管理层利用公司信贷优势从事高杠杆和高风险的影子银行业务，可以在短期内给企业带来较高的收益，提高企业业绩，从而使高管获得薪酬、晋升等方面的收益。可以说，非金融企业从事影子银行业务投资源于管理层短视主义。这种主要出于“利润追逐”动机而开展的金融资产投资活动，其现金流一旦无法收回，必然会导致企业生产性投资活动受到负面冲击，甚至面临因发生流动性危机而破产的风险（沈红波等，2013）[33]。并且，大量参与高风险的影子银行业务，既暴露出管理层主营业务经营不善和公司财务风险较高，又面临潜在的法律和诉讼风险（颜恩点等，2018）[34]。为此，管理层更有动机采用盈余管理，通过操纵公司业绩等机会主义行为进行掩盖（颜恩点和高思佳，2021）[35]。

基于“监督效应”观，保险机构收取固定额度的保费，却承担董事高管投资失败可能面临的巨额责任风险，因此，有动机去参与企业内部治理，减少管理层的短视行为。具体来说，保险机构可从三个渠道监督管理层投资决策中的机会主义行为，进而抑制非金融企业影子银行化。第一，作为理性经济人，保险机构会在承保前对企业进行风险识别和风险评估，若企业过度从事影子银行业务，风险增加会使保险机构提高责任险费率或拒绝承保，这能对企业经营风险和管理者的机会主义行为产生警示作用（凌士显和白锐锋，2018）[22]。第二，非金融企业部门承担物质资料生产的职能，对于金融资产合理配置、风险识别和风险管理的能力较弱（李建军和韩珣，2019）[4]，而保险公司作为专业的风险管理机构，不仅能在保险合同执行期间为高管提供更多信息和咨询（O'Sullivan，1997）[8]，还能通过专业的风险控制技术对企业风险进行持续的监督与评价（Core，2000）[15]，以避免过度影子银行化带来的经营风险。研究发现，保险机构能够通过提交修正方案、提高保费金额等方式给企业施加压力，抑制企业的违规行为（李从刚和许荣，2020）[36]，对企业采取的激进战略进行监督（袁蓉丽等，2021）[37]。第三，保险机构还能监督管理者在日常经营中的机会主义行为（Baker 和Griffith，2007；方军雄和秦璇，2018；Boyer 和 Stern，2014）[20,21,31]，降低代理成本（许荣和王杰，2012）[17]，压缩管理层利用影子银行业务谋取私利的空间。基于此，提出本文的假设H1a。

假设H1a：董事髙管责任保险的购买降低了非金融企业影子银行规模，表现为“治理效应”。

基于“道德风险效应”观，董事高管责任保险能够从两个方面激化管理层的短视行为，从而投资更多基于逐利动机的影子银行业务。一方面，在购买董事高管责任保险前，管理层为避免决策失误而失去职位的风险，通常在投资决策制定过程中存在风险厌恶倾向。为了避免不必要的诉讼风险，原先董事及高管在制定影子银行业务策略时可能会持有谨慎态度，而董事高管责任保险的购买，恰好解除了管理人员因经营和决策失误产生的诉讼风险与损失（Lin等，2013）[7]。因此，董事高管责任保险的“兜底”保护作用降低了管理者的风险厌恶程度，提高了其风险承担能力（文雯，2017）[13]，增加了公司的高风险行为。一旦影子银行业务投资失败，管理者可以将失败的原因归结为外部环境变化等导致的投资失利，从而将诉讼和赔偿的责任转嫁给保险机构。另一方面，在更糟的情况下，董事高管责任保险会被高管当作降低自身机会主义行为代价的“免责险”，进一步加剧管理层和股东之间的代理冲突，董事高管责任保险会导致管理层更有动机进行盈余管理、操纵公司业绩，降低信息披露质量，以此掩盖再放贷的金融中介行为暴露的经营不力和业绩乏善，进而为从事影子银行活动提供更大空间。因此，董事高管责任保险使管理者更有动机和能力从事高风险高收益的影子银行业务。基于此，提出本文的假设H1b。

假设H1b：董事髙管责任保险的购买提高了非金融企业影子银行规模，表现为“助推效应”。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

董事高管责任保险自2002 年引入我国，于2003 年开始普遍推广。但是，2005 年和2006 年两次资本市场改革中，为适应市场变化，保险公司对董事高管责任保险产品进行了较大创新以满足上市公司需要，导致2007 年之前和之后的董事高管责任保险产品存在较大不同，样本数据也有较大差异。因此，本文选取我国沪深A 股上市公司2007—2018 年财务数据为研究样本，实证检验非金融上市公司引入董事高管责任保险对其影子银行业务规模的影响，并对初始样本进行了以下处理。首先，本文研究的是非金融企业影子银行化，因此剔除金融企业样本；其次，剔除ST 和PT 类企业；最后，剔除数据异常和数据缺失的样本，最终得到2 705 家公司共18 300 个观测值。为减少异常值的影响，本文对连续变量进行了上下1%的缩尾处理。本文的董事高管责任保险数据由手工收集得到：参照凌士显和白锐锋（2017）[23]以及郝照辉和胡国柳（2014）[27]的研究，在巨潮资讯网公布的公司章程、年报以及议案中搜索“董事高管责任保险”“责任保险”“责任险”等关键字，并由人工逐条确认公司是否购买了董事高管责任保险。公司财务数据和公司治理数据来源于CSMAR 数据库。

（二）变量定义与说明

1.非金融企业影子银行化的界定。非金融企业可以通过委托理财、委托贷款和民间借贷的方式作为实质性信用中介参与影子银行活动，也可通过购买理财产品、信托产品、结构性存款等间接参与影子信贷链条。委托理财数据可直接在CSMAR 数据库中查询；委托贷款记在其他流动资产、一年内到期的非流动资产、其他非流动资产等会计科目下（高洁超等，2020；王永钦等，2015）[12,38]；考虑到民间借贷隐蔽性较强，参照以往文献用其他应收款作为代理变量（韩珣和李建军，2020；Jiang 等，2010）[1,39]，而影子信贷链条中购买的理财和信托产品、结构性存款等主要记在其他流动资产明细下。基于此，借鉴李建军和韩珣（2019）[4]、黄贤环和王翠等（2021）[40]的研究，本文用上市公司年报中披露的其他流动资产、一年内到期的非流动资产、其他非流动资产、委托理财金额、其他应收款的总和与总资产的比值来测度非金融企业影子银行化的规模（SB）。

2.董事高管责任保险的界定。借鉴凌士显和白锐锋（2017）[23]、胡国柳和胡珺（2014）[41]的研究，设立虚拟变量上市公司是否购买董事高管责任保险（ZRX），当被董事会提议，股东代表大会投票通过购买董事高管责任保险，则ZRX 赋值为1，否则为0。

3.控制变量的选取。为了控制除董事高管责任保险外其他重要因素对企业投资影子银行业务的影响，控制了包括企业规模（Size）、财务杠杆（Lev）、成长能力（Growth）、总资产收益率（Roa）、年度超额收益（Abret）等在内的公司财务指标，同时，还控制了包括股权集中度（Top）、董事会独立性（Indep）、董事会规模（Boardsize）、两职合一（Duality）、产权性质（Soe）等在内的公司治理指标，以及系统性风险（Beta）、经济增长率 （Gdpg）、行业虚拟变量（Industry）和年度虚拟变量（Year）等宏观层面因素。各变量的具体定义及说明如表1 所示。

表1 变量定义及说明

（三）模型设计

为检验董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的影响，即假设H1a 和假设H1b，本文构建了实证模型（1）：

其中，下标 i 和 t 分别表示公司 i 和第 t 年；ε 为模型随机扰动项。若α1显著小于0，则假设H1a 成立；若α1显著大于0，则假设H1b 成立。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

本文首先对主要变量进行了描述性统计，结果如表2 所示。可以看出，非金融企业影子银行业务规模（SB）的最大值为1.225，最小值为0，这表明不同公司间的影子银行规模存在较大差异；且SB 的均值为0.108，意味着总体上样本企业影子银行业务占总体投资的比率高达10.8%，影子银行业务已成为现阶段我国资本市场中非金融企业的重要投资活动。由于非金融企业参与影子银行业务具有一定的隐蔽性，实际的影子银行业务规模可能会更大（马勇等，2019）[10]，这有利于增强本文的研究结论。董事高管责任保险（ZRX）的均值为0.07，说明样本中有7%的公司购买了董事高管责任保险，这与当前学者的研究基本保持一致（胡国柳，2019）。其余控制变量也与以往相关研究基本一致，在此不一一赘述。

表2 变量的描述性统计

此外，本文还对关键变量进行了相关性检验，结果显示变量间的相关系数均较小，最高为0.39，且各变量的方差膨胀因子VIF 的值也较小（最高为1.90），说明变量间不存在多重共线性的问题。

（二）实证结果分析

表3 报告了董事高管责任保险对非金融企业影子银行规模的回归结果。其中，从第1 列至第3 列逐步加入不同层面的控制变量。可以看出，加入所有控制变量后，ZRX 的系数为0.022，并且在1%的水平上显著，其余两列ZRX 的系数也均显著为正，表明董事高管责任保险的购买促进了非金融企业影子银行化。可见，董事高管责任保险的购买更多表现为“助推效应”而非“治理效应”，假设H1b 由此得证。这可能是因为我国的法律体系与诉讼制度尚不完善，保险市场的发展也相对落后，从而制约了董事高管责任保险的治理监督作用。在外部治理环境不够理想以及影子银行业务这一主动冒险型投资活动的赔偿责任较难判定等多重因素的影响下，董事高管责任保险的存在反而降低了管理者的诉讼赔偿风险，为管理者提供了额外的保护。在此背景下，董事高管责任保险的“兜底”作用诱导管理层有更强的动机采取高风险的投资行为。

表3 基准回归结果

（三）稳健性检验

1.Heckman 两阶段回归。考虑到企业购买董事高管责任保险的行为可能不是随机的，即可能存在样本选择偏差，本文采用Heckman 两阶段回归法作进一步检验。借鉴胡国柳等（2019）的研究，选取影响董事高管责任保险需求的因素作为控制变量，构建了如下的 Probit 模型（2）。

首先，在第一阶段对模型（2）进行回归，得到逆米尔斯比率（IMR）；其次，将得到的IMR 加入模型（1）中作为控制变量，得到第二阶段的回归模型，两阶段的回归结果如表4 所示。其中，列（1）为第一阶段的回归结果，所选变量大多与上市公司是否选择购买董事高管责任保险具有显著关系。列（2）为第二阶段的回归结果，其中，IMR 的系数在10%的水平上显著为正，说明的确存在样本选择问题。在加入IMR后，董事高管责任保险与非金融企业影子银行化之间的关系仍然在1%的水平上显著为正，说明在控制样本选择性偏误的内生性问题后，结果依然稳健，再次说明董事高管责任保险能够助推非金融上市公司影子银行化。

表4 Heckman 两阶段回归结果

注：*、***分别为10%和1%水平上显著；括号内为t 值。

2.倾向得分匹配法。鉴于本文所研究的样本中只有7%的企业购买了董事高管责任保险，即可能存在自选择的干扰，为减少是否购买董事高管责任保险存在的系统性差异，本文采用倾向得分匹配法进行检验。首先，利用模型（2）进行Probit 回归，计算出每个公司购买董事高管责任保险的倾向得分。其次，采用一对一最邻近匹配法为购买董事高管责任保险的样本匹配具有相似特征但未购买董事高管责任保险的样本，最终得到处理组和控制组各1 239个样本。

为了保证匹配样本在总体及各个维度上都具有相似性，本文首先通过平衡性检验对匹配效果进行验证，结果如表5 所示。由表5 可知，匹配后所有变量的标准化偏差均较小，且T 检验的结果显示处理组与控制组无系统差异，因此，平行假设得到满足，匹配效果良好。

表5 平衡性检验结果

（续表5）

然后，对匹配后的样本按照模型（1）进行回归，回归结果见表6。可以看出，无论是否加入控制变量，董事高管责任保险（ZRX）的系数均在1%的水平上显著为正，说明匹配后样本中董事高管责任保险与非金融企业影子银行化依然显著正相关，进一步证明了本文结果具有稳健性，即董事高管责任保险能够“助推”非金融上市公司影子银行化。

表6 基于PSM 方法的检验结果

3.两阶段工具变量法。前文的结果虽表明董事高管责任保险会“助推”非金融企业影子银行化，但本研究可能存在互为因果的内生性问题，即影子银行业务较多的非金融企业因为自身风险较大，更倾向于购买董事高管责任保险以分散风险。此外，还可能存在一些不可观测的因素同时对董事高管责任保险与企业影子银行化产生影响，带来的遗漏变量问题也会引发内生性。为了缓解这一问题，借鉴李从刚和许荣（2020）[36]的研究，采用公司有海外背景的独立董事的数量（FE）这一外生变量作为董事高管责任保险的工具变量。特别地，有海外背景的独立董事具备独特的管理思想和管理经验，懂得利用董事高管责任保险来防范履职过程中的潜在风险，因此，更可能促成公司购买董事高管责任保险。同时，独立董事海外背景与该公司的影子银行活动并不存在直接关系，因而满足相关性和外生性的要求。本文采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行参数估计，所得结果如表7 所示。表中第（1）列为第一阶段的回归结果，FE的系数在1%的水平上显著为正，说明工具变量与内生解释变量显著相关，即海外背景的独立董事人数越多的公司越可能购买董事高管责任保险。同时，第一阶段的Wald F 统计量为35.27，大于经验值10，表明本文选择的工具变量不存在弱工具变量问题。第（2）列为2SLS 第二阶段的回归结果，ZRX 的系数依然显著为正，说明董事高管责任保险助推非金融企业从事影子银行业务的关系仍然成立，再次证明本文的结论是稳健的。

表7 工具变量的检验结果

（续表7）

4.变量替换法。本部分采用替换解释变量和被解释变量的方法展开稳健性检验。首先，借鉴胡国柳和胡珺（2014）[41]的研究，以董事高管责任保险引入时间的自然对数（LnZRXtime）替代是否购买董事高管责任保险（ZRX）这一虚拟变量进行回归；其次，采用其他流动资产、一年内到期的非流动资产、其他非流动资产、委托理财金额以及其他应收款合计数的自然对数衡量非金融企业影子银行规模（SB2），替换主检验中的被解释变量SB 进行回归，回归结果如表8 所示。

从表 8 中可以看出，第（1）列和第（2）列替换解释变量后，LnZRXtime 的系数均显著为正，说明董事高管责任保险引入时间越长，非金融企业越可能从事更多的影子银行业务。第（3）列和第（4）列替换被解释变量后，ZRX 的系数依然在1%的水平上显著为正。由此可见，在替换解释变量和被解释变量后，本文的结果依然稳健。

表8 变量替换的检验结果

5.考虑金融危机和监管政策的影响。已有研究表明，金融危机爆发后的信贷约束和金融市场与实体投资利差使得企业影子银行规模得以迅速扩张（颜恩点等，2021；黄贤环等，2021）[11,40]。全球性的金融危机在我国一直持续至2012 年底，其影响才基本消失。而且，自2017 年以来，我国不断推出加强金融监管的政策措施，影子银行成为治理的重点，这些因素显著抑制了企业影子银行规模的增长。为此，本文截取2013—2016 年的子样本进行实证检验，得到的回归结果如表9 所示。可以看出，ZRX 的系数与主检验中的回归结果基本一致，说明在缓解了金融危机和影子银行监管政策的影响后，本文的研究结论依然稳健。

表9 缩小样本的检验结果

五、进一步分析

前文的理论分析和实证检验表明，董事高管责任保险的购买显著提高了非金融企业影子银行业务的规模，产生了“助推效应”。企业进行影子银行业务投资的动机主要是“利润追逐”和“投资替代”（高洁超等，2020）[12]。这一金融投机行为受到企业自身情况和外部环境等多重因素的影响，譬如企业的主营业务、投资机会、企业性质以及治理状况等内部因素影响着企业投资影子银行业务的动机和能力，外部市场环境和监督力量影响着影子银行业务的投资空间和成本，这些因素也均会对董事高管责任保险发挥的作用产生影响。那么，董事高管责任保险对非金融企业影子银行化“助推效应”的影响路径是什么，在企业内外部环境存在差异时是否不同？这些问题还需进一步探究。基于此，本文全面考察了董事高管责任保险“助推”非金融企业影子银行化的作用机制，以及不同情景下董事高管责任保险与影子银行业务规模的关系。

（一）机制研究

非金融企业是否从事影子银行业务以及投资多少影子银行业务很大程度上受到管理者对风险与收益的认知和考量的影响。管理者的风险承受力反映了管理者面临风险决策时的偏好，以及为了高额利润愿意付出代价的倾向（余明桂等，2013），管理者对风险的容忍度和承受力越高，企业从事高风险投资项目的动机也越强。董事高管责任保险作为一种非货币性风险管理工具，降低了管理者的决策风险，提高了其风险承担能力，从而进一步增加了其从事高收益高风险的影子银行业务的动机。同时，董事高管责任保险的“兜底”保护作用会削弱诉讼带来的公司治理效应，提高代理成本。董事高管责任保险会加剧管理者进行盈余管理（贾宁和梁楚楚，2013）[25]、粉饰财务报表（Lin，2013）[7]等行为，以规避公司参与地下影子银行活动带来的经营、财务和诉讼风险。因此，本文认为董事高管责任保险可能通过增加风险承担和加剧代理冲突两条渠道助推非金融企业影子银行化。

为检验“董事高管责任保险—风险承担（Riskt）—非金融企业影子银行化”的作用路径，本部分参照余明桂等（2013）的方法，使用企业盈利的波动性衡量风险承担水平，①其值越大，说明风险承担水平越高。同时，为检验“董事高管责任保险—代理冲突（Cost）—非金融企业影子银行化”的作用路径，本部分参照南晓莉和杨智伟（2016）[42]的方法，采用管理费用率（管理费用/营业收入）衡量上市公司代理成本的大小，其值越大，企业代理成本越高。为检验以上路径，在模型（1）的基础上构建以下中介效应模型：

本部分主要关注模型（3）中的系数δ1和模型（4）中的系数 η1和 η2，回归结果如表 10 所示。

表10 机制检验的结果

（续表10）

从列（1）可以看出，董事高管责任保险（ZRX）与风险承担水平（Riskt）之间的回归系数为0.007，且在1%的水平上显著。列（3）中董事高管责任保险（ZRX）和代理成本（Cost）的回归系数为 0.003，且在5%的水平上显著，而第（2）列和第（4）列同时加入中介变量和董事高管责任保险（ZRX）变量后，中介变量和ZRX 的系数均同时显著为正。这表明风险承担水平（Riskt）和代理成本（Cost）均存在部分中介效应。也就是说，董事高管责任保险可以通过提高风险承担水平或加剧代理冲突，进而提高非金融企业影子银行化规模。

（二）考虑主营业务盈利能力和投资机会的影响

企业参与影子银行活动的主要目的是“利润追逐”和“投资替代”，公司主营业务的盈利能力和投资机会的多少也会作用于董事高管责任保险对非金融企业从事影子银行业务的影响。当企业的主营业务盈利能力较强时，企业从事影子银行业务以弥补主业亏损的动机较小，“利润追逐”动机就会下降，且当企业有丰富的投资机会时，可能会把资金投入固定资产投资和日常经营活动，影子银行业务的“投资替代”动机也会下降。相反，当企业主营业务的盈利能力较弱、投资机会匮乏时，企业从事影子银行业务的动机更强。所以，预期非金融企业面临较少投资机会和主营业务盈利能力较弱时，董事高管责任保险对其影子银行规模的助推作用更明显。

借鉴魏群（2018）[43]、郭飞和吴秋生（2021）[44]的研究，本文采用现金流组合的方式识别企业生命周期中的成长期，当企业处于成长期时，隐含着企业具有较高的投资机会，否则认为企业的投资机会较少。借鉴高洁超等（2020）[12]的研究，用主营业务利润率测度企业主营业务的盈利能力，将大于中位数的样本划分为主营业务盈利能力较强组，小于中位数的样本划分为主营业务盈利能力较弱组，分组回归得到表11 的结果。从第（1）列和第（2）列可以看出，主营业务盈利能力较弱组中ZRX 的系数显著为正，而主营业务盈利能力较强组中ZRX 的系数不显著。而且，在第（3）列和第（4）列中，投资机会较少组ZRX的系数在1%的水平上显著为正，但在投资机会较多组中ZRX 的系数不显著。因此，可以说明相比主营业务盈利较强、投资机会较多的非金融企业，董事高管责任保险对其影子银行化的助推作用在主营业务盈利较弱、投资机会较少的企业中更加显著。

（三）考虑企业性质的影响

由于我国特殊的制度背景，企业性质的差异也存在影响董事高管责任保险对非金融企业影子银行化产生助推效应的可能性。首先，相较于民营企业融资较为困难，国有企业因政府担保、资产体量大、抵押品价值高而更容易从银行和证券市场获得融资，大量资金在企业内部闲置（黄贤环和王瑶，2021）。刘珺等（2014）[3]也发现，国有企业可以利用其特殊地位所带来的融资优势，以较低的成本获得超过主业生产经营所需的资金。其次，国有企业的管理者一般有政绩压力，渴望通过提高企业业绩而获得政治晋升。而且，与非国有企业相比，国有企业的公司治理存在诸多问题，如产权主体缺位、缺乏有效监督、内部人控制严重，这些问题使得国有企业管理者的机会主义行为更加严重。在企业内部控制大量现金的情况下，董事高管责任保险的购买进一步分散了管理者的投资决策风险，加剧了代理问题。因此，本文认为，国有企业管理者为实现个人目标和利益，更有动机从事高风险高收益的影子银行活动。

为了检验企业性质对董事高管责任保险和非金融企业从事影子银行活动两者之间的影响，本文将样本数据按照国有企业和非国有企业进行分组回归，回归结果如表12 所示。可见，第（1）列国有企业样本中董事高管责任保险（ZRX）的系数为0.016，且在1%的水平上显著，而第（2）列非国有企业样本中董事高管责任保险（ZRX）的系数不显著。这表明企业性质会影响董事高管责任保险对非金融企业影子银行化产生的影响，即相比非国有企业，国有企业由于较高的融资能力和管理者较强的个人动机，董事高管责任保险对其影子银行化的助推效应更显著。

表12 考虑企业性质的实证结果

注：同表4。

（四）考虑公司内部治理的影响

在公司治理较差，委托代理问题较为严重的企业中，管理者更倾向于把自身利益最大化放在首位，忽视企业的长远发展，再加上董事高管责任保险的“兜底”保护作用，这类企业的管理者从事高收益、高风险的影子银行业务以实现自身利益最大化的动机也就更强。完善的公司治理可以约束管理者的机会主义行为、缓解代理冲突、限制管理者攫取更多的私人利益（Shleifer 等，1997），从而减弱管理者从事影子银行业务的动机。因此，本文从内部控制和盈余管理视角探究内部治理效率的差异如何影响董事高管责任保险与非金融企业影子银行化的关系。具体来说，选取迪博内部控制指数的对数衡量内部控制质量，并按中位数进行分组，大于中位数的样本为内部控制较好组，其他为内部控制较差组；采用修正的琼斯模型计算企业应计盈余管理，大于中位数的样本为盈余管理程度较高组，其他为盈余管理程度较低组，分组回归得到的结果如表13 所示。

表13 考虑内部治理的实证结果

（续表13）

从表 13 的第（1）列和第（2）列可以看出，在内部控制质量较差组中ZRX 的系数显著为正，而在内部控制质量较好组中ZRX 的系数却不显著，说明董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的助推作用在内部控制质量较差的企业中尤为明显。这是因为，内部控制作为企业重要的内部治理机制，能够实现权力制衡、降低代理问题。高质量的内部控制通过内部的监督和制衡，可以有效地约束管理层的机会主义行为，减少管理者对游离于监管之外的高风险、高收益的影子银行业务的投资行为。此外，内部控制通过规范的业务流程控制、风险评估机制、授权审批等活动，可以准确并及时地识别企业投资过程中可能存在的风险，将高风险项目筛出企业投资行列。因此，内部控制从降低代理成本以及风险识别和防控方面抑制了董事高管责任保险的助推作用。从第（3）列和第（4）列可以看出，在盈余管理程度较高组中ZRX 的系数在1%的水平上显著为正，而在盈余管理程度较低组中ZRX 的系数不显著，说明盈余管理程度越高，董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的助推作用越显著，这是因为盈余管理行为严重的公司信息透明度低，为管理者从事隐蔽性的影子银行活动提供了机会和条件。

（五）考虑外部审计监督的影响

高风险的影子银行业务同时具有高隐蔽性，因而企业自身向外披露的财务报告并不一定能真实地反映企业实际的经营状况。注册会计师审计作为重要的外部监督机制，能够在较大程度上提高会计信息的可靠性与透明度，降低内外信息不对称，保护投资者的利益（惠丽丽等，2019）。因此，良好的注册会计师审计能够有效监督上市公司的高风险行为。颜恩点等（2018）[34]发现，我国审计市场中，会计师事务所充分识别并关注了非金融企业参与影子银行业务的高风险，企业从事影子银行业务规模越大，审计师越有可能出具非标准的审计意见，收取的审计费用也越高。因此，较高的会计师审计质量能有效抑制管理层掩盖高风险影子银行业务的潜在动机，降低董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的助推作用。基于此，本文检验了注册会计师审计对董事高管责任保险与非金融企业影子银行化关系的影响。通常来讲，大规模会计师务所的专业能力更高，保持独立性的动机也更强，往往代表较高的审计质量（黄宏斌和尚文华，2019）。因此，本文按照企业是否由“国际四大”和“国内十大”会计师事务所审计，将样本企业划分为审计质量较高组和审计质量较低组进行分组回归，得到的回归结果如表14 所示。可以看出，“非国际四大”样本组中ZRX 的系数显著为正，但“国际四大”样本组中ZRX 的系数不显著。此外，虽然“国内十大”和“非国内十大”样本组中ZRX 的系数均显著为正，但进行组间系数检验后发现两组存在显著差别（Prob＞chi2=0.043），这意味着高质量的审计监督可以发挥一定的治理效应，降低非金融企业购买董事高管责任保险后从事影子银行业务的动机。

表14 考虑外部审计监督的实证结果

（续表14）

（六）考虑地区金融生态环境的影响

金融生态环境状况是影响信贷条件和金融管制的重要因素，因此，非金融企业从事影子银行业务依赖于外部金融生态环境状况。当地区的金融生态环境较好时，企业可以通过不同的金融机构、不同的渠道以较低的成本取得投资资金，同时政府鼓励金融创新，对资本市场的干预也相对较少，影子银行发展环境较为宽松。因此，在资金充裕和监管宽松的环境下，购买董事高管责任保险的公司有更强的意愿和能力进行影子银行业务投资。相反，当地区金融生态环境较差时，企业不仅融资较为困难，缺少投资主业以外的影子银行业务所需的资金，政府对金融市场的管控也较为严格，压缩了影子银行的发展空间，使得董事高管责任保险的助推作用受到限制。因此，本部分采用樊纲和王小鲁（2019）研究中的市场中介组织发育指数以及孙晓华等（2015）研究中的金融发展水平（银行业金融机构存贷款余额/该地区GDP）衡量地区金融生态环境的状况，并以大于中位数的样本为金融生态环境较好组，其他样本为金融生态环境较差组进行分组回归，得到的结果如表15 所示。可以看出，第（1）列和第（2）中市场化程度较高组中ZRX 的系数在1%的水平上显著为正，市场化程度较低组中ZRX 的系数在5%的水平上显著为正，通过组间系数检验发现两组存在显著差异（Prob＞chi2=0.002）；第（3）列和第（4）中，金融发展程度较高组和金融发展程度较低组中ZRX 的系数虽都在1%的水平上显著，但通过组间系数检验发现两组存在显著差异（Prob＞chi2=0.089）。总体而言，金融生态环境较好时，董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的助推作用更强。

表15 考虑地区金融生态环境的实证结果

六、结论与启示

董事高管责任保险能否发挥良好的治理作用一直存在争议，在当前越来越多的非金融企业从事影子业务加剧了产业空心化和金融系统脆弱性的背景下，本文以2007—2018 年我国A 股非金融上市公司的数据为样本，实证检验了董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的影响。研究结果表明：董事高管责任保险与非金融企业影子银行化显著正相关，表现为“助推效应”，在通过内生性检验之后，此研究结论依然成立。这种效应的作用路径为：董事高管责任保险—风险承担能力—非金融企业影子银行化，以及董事高管责任保险—代理冲突—非金融企业影子银行化。而且，这种助推作用在不同情景下的表现不同，董事高管责任保险对非金融企业影子银行化的助推作用在主营业务能力较弱和投机机会较少、国有性质、公司内部治理状况较差、外部审计监督质量较差、地区金融生态环境较好的公司中更明显。

基于上述研究结论，各界应关注董事高管责任保险的实际治理效应，重视其对企业投资行为的影响，具体来说有几个方面。（1）董事高管责任保险作为一种第三方治理机制，在起到积极作用的同时可能激化公司的高风险投资行为，因此，保险公司应该对拟投保公司的投资活动进行详尽的调查和识别，对以影子银行业务为代表的高杠杆、高风险投资活动提高保费或者不予承保，在承保之后也要高度警惕投保公司利用责任保险来对金融投机行为进行“兜底”。（2）董事高管责任保险助推非金融企业影子银行化的作用在主营业务盈利能力较差和投资机会较少的企业中更显著，企业应充分认识影子银行业务的潜在风险，努力提高主营业务的经营管理水平，积极寻找更多的高质量投资渠道，避免过度参与影子银行等金融投资活动，促进企业的长期持续发展。（3）国有企业是经济命脉，但在资金充裕、代理问题严重的情况下，董事高管责任保险对其从事高风险、高收益的影子银行业务的助推作用更加明显，应加强对国企的引导和监督，约束国企管理者的自利行为，从而有效防范金融风险。（4）董事高管责任保险助推非金融企业影子银行化的作用在内部治理水平和外部审计质量较差的公司中更显著，应该加强上市公司内外部治理机制的综合运用，完善公司治理、强化审计监督，协同发挥各种机制的治理作用。（5）董事高管责任保险助推非金融企业影子银行化的作用在金融生态环境较好的地区反而更加显著，为此更应该加强对金融生态环境较好地区的监管，建立并完善与金融市场发展相匹配的董事高管责任保险相关配套规定，从而促进董事高管责任保险发挥应有的治理效应。

注释：

①用ROA 的波动程度衡量企业风险承担水平，ROA 为企业相应年度的息税前利润（EBIT）与当年末资产总额的比率。计算波动性时，先对企业每一年的ROA 采用行业年度平均值进行调整，然后计算企业在每一观测时段内经行业调整的ROA 的标准差。由于我国上市公司的高管任期一般为三年，所以计算时以每三年为一个观测时段（T，T+1，T+2）。