1、2023年第8期（总第613期）区 域 金 融 研 究Journal of Regional Financial ResearchNO.8，2023General NO.613基金项目：国家自然科学基金项目“董事责任保险、企业特征与企业风险行为”（71863002）。收稿日期：2023-07-05作者简介：张瑞纲，男，贵州安顺人，经济学博士，副教授，硕士生导师，供职于广西大学经济学院，研究方向为责任保险。刘舒淇，女，四川成都人，广西大学经济学院，研究方向为保险理论。董事高管责任保险与企业扩张关系研究基于中国A股上市企业数据的经验研究张瑞纲刘舒淇（广西大学经济学院，广西南宁530004）摘要：企
2、业扩张作为战略性投资项目和优化资源配置的重要手段，其行为本质上具有风险导向，并与管理层的风险偏好、企业治理效力密切相关。董事高管责任保险作为重要的风险对冲工具，理论上能通过治理效用对企业扩张行为产生影响。基于20082021年我国沪深A股上市企业的数据，文章实证检验董事高管责任保险对企业扩张行为的影响效应。研究发现，董事高管责任保险能够显著促进企业扩张，说明董事高管责任保险在一定程度上放大了管理层的扩张需求。机制分析中，董事高管责任保险通过缓解企业融资约束和提升内控质量显著提高了企业的扩张意愿。进一步研究发现，董事高管责任保险对企业扩张的促进作用在市场化程度高的地区和大型企业中更为显著，而在不
3、同产权性质的企业中不存在明显差异。文章基于企业扩张视角提出相关建议，为促进我国责任保险市场的发展提供一定参考。关键词：董事高管责任保险；企业扩张；监督激励效应；机会主义中图分类号：F842.69文献标识码：A文章编号：1674-5477（2023）08-0030-11一、引言企业扩张是指企业在发展过程中规模扩大、竞争能力增强、经营管理制度和组织结构渐趋高级化的动态成长过程，其最直接的表现是企业规模的扩大。近年来，随着经济全球化的不断推进和深化，企业之间的竞争日趋激烈，为提升核心竞争实力，无论是国内企业还是国外企业都呈现出明显的扩张态势。特别在如中国这样的新兴资本市场上，企业拥有的资源相对较少，
4、因而企业必须持续从外部环境中获取有价值的、稀缺的资源以保持竞争优势（郑丽和陈志军，2018）。然而近年全球宏观经济增长乏力，美联储持续加息、贸易冲突频发等因素叠加影响，导致国内外企业经营预期下降，对企业的扩张与发展带来了明显的消极影响，进而严重影响到我国经济的长期增长前景。因此，在当前全球经济前景不明和我国经济处于结构转型关键期的背景下开展企业扩张动因的研究，对企业自身发展壮大、促进我国资本市场的健康稳定发展、实现经济社会的高质量发展都具有重要的理论和现实意义。目前学界关于企业扩张驱动因素的研究，主要分为企业内生观和外生观两种观点。在内生性影响因素方面，研究发现企业扩张的目标动因是由企业本质决
5、定的，即以实现长期利润最大化为最终发展目标-30区域金融研究 2023年第8期金融理论（王朝辉，2008）。同时，管理层过度自信的程度（曹崇延和翟青梅，2020；姜付秀等，2009）、董事会结构特征和激励方式（郑丽和陈志军，2018）等内生性因素也会显著影响企业的扩张行为。在外生性影响因素方面，主要包括货币政策的趋同（Bley，2009）、外部市场结构（王朝辉，2008）、国家或地方经济政策的不确定性（李凤羽和杨墨竹，2015）和信贷扭曲等（贺京同和何蕾，2016）。企业扩张作为一种战略性决策，是企业扩大规模、提升效益与市值、增强市场核心竞争力的重要途径，其行为本质上具有高风险导向，并且扩张策
6、略的制定和实施效果通常与管理层的风险厌恶程度及企业治理效力密切相关。当前从企业外部治理和风险管理机制角度考察各因素对企业扩张行为影响的研究相对较少，如何通过改变企业治理效力和管理层风险厌恶程度影响企业的扩张倾向亟待研究。董事高管责任保险（Directorsand Officersliability insurance，以下简称D&O保险）是被保险人（企业董事及高管人员）在履职过程中因行为不当或工作疏忽而被第三方追究民事赔偿责任时，由保险人依法承担经济赔偿和相关诉讼费用的特殊职业责任保险。同时，它也是推动形成外部治理机制和转嫁风险敞口的重要工具。借助外部治理机制的监督治理功能和分散风险的基本职能
7、，不但能够监督董事及高管的日常履职行为和转嫁管理层的执业风险，加强内部控制、提升信息透明度和企业治理水平，还能够吸引优秀人才加盟企业，激励企业创新，从而提升企业价值和信用评级，缓解融资约束压力（胡国柳和胡珺，2017），促进企业进行规模扩张。此外，D&O保险的风险“兜底”效用可能加剧被保险人的道德风险和个人利己倾向，进而实施更多或更激进的企业扩张战略以谋取个人利益。鉴于此，D&O保险的不同治理效应都将对企业扩张行为产生一定影响，但实际产生的影响如何？其作用机制是什么？这些问题尚有待研究。基于上述分析，本文以20082021年我国A股上市企业为研究对象，对D&O保险和企业扩张的内在联系进行理论分
8、析和实证检验，并探讨其内在影响机制。进一步，本文还考察了企业规模、外部市场化程度和产权性质的异质性对二者关系的影响。本文可能具有以下贡献。第一，丰富了D&O保险治理效应的微观经济后果的相关研究。本文基于企业扩张这一全新视角对D&O保险的相关研究进行了有益补充，这可能为企业完善自身治理结构起到一定的边际作用。第二，拓展了企业扩张的动因框架。现有文献大多基于管理层的过度自信和董事会结构等视角研究内部治理体系对企业扩张倾向的影响，而本文基于外部治理机制视角为我国企业制定和调整扩张战略提供一定参考。第三，研究发现D&O保险通过缓解融资约束和提升企业内控质量显著促进企业扩张，这将有助于深化各方对D&O保
9、险影响企业扩张作用机制的认识，为企业提升内控质量和缓解融资约束提供新视角，同时也为D&O保险的监督激励效应假说提供新的证据支持。二、文献回顾与研究假设（一）文献回顾鉴于D&O保险与企业扩张之间的相关研究相对较少，本文将分别从企业扩张动因和D&O保险的治理职能这两方面整理相关文献，进而试图梳理二者之间的内在逻辑。近年来，我国市场监管环境日趋严格、股民维权意识持续增强，企业在综合风险管理、企业治理体系和董监高（上市公司董事、监事和高级管理人员）履职等方面都面临着更高要求。此外，政府部门通过新增民事损害赔偿诉讼措施和集体诉讼制度，有效拓展了广大投资者诉讼维权的渠道，并加大对企业及董监高违法违规行为的
10、查处力度，使得D&O保险的分散风险和企业治理职能引起了各方的广泛关注和讨论。但由于市场发展程度、制度背景和法律监管等因素的差异，学界对于D&O保险在企业治理中所扮演的角色尚未形成统一认识，主要形成如下两种观点。第一种是监督激励假说，认为D&O保险对被保险人的执业风险存在风险分散和损失补偿的效用，是一种甄别和吸引优秀人才的保护措施（Priest，1987），能够降低管理层的整体风险厌恶程度，激发其履职创造性和积极性，进而有助于提升企业绩效和价值（胡国柳和胡珺，2014），为其进一步扩张提供可持续的资源支持。此外，D&O保险作为一种独立的外部治理机制，能够将保险人这一第三方引入企业的治理体系中，加
11、强对管理层行为的外部监督和企业日常经营的风险评估，-31区域金融研究 2023年第8期金融理论并通过具体条款内容约束管理层的投机行为，进而促进企业内控质量和治理效能的提升，增强外部投资者的信心，助力企业进行扩张融资（李筱乐等，2023）。第二种是机会主义假说，一方面，由于缺乏客观明确的管理层行为动机评判体系，实际中难以完全按照法律标准判断企业董事及高管是否真实履行勤勉与忠诚义务，从而导致潜在投机行为的发生概率大幅提升，增加企业战略决策的激进程度（孙宏涛，2010）。另一方面，D&O保险在分散管理层履职风险和补偿其经济损失的同时，将在一定程度上削弱法律诉讼的威慑与惩戒作用，增加潜在道德风险的发生
12、概率，刺激管理层产生获取个人私有收益的动机而做出过度激进的决策行为，进而助长企业的经营风险和诉讼风险，削弱企业治理效力，损害企业和股东的合法利益（赖黎等，2019）。关于企业扩张驱动因素的研究，大致可分为内部因素和外部因素两方面。在内生因素方面，部分研究发现过度自信的管理层更倾向于进行企业规模扩张和内部扩张（曹崇延和翟青梅，2020），而对外部扩张无明显偏好（姜付秀等，2009）。郑丽和陈志军（2018）基于董事会结构特征及激励方式视角，得出董事规模越大越不利于企业对外扩张，以及董事股权激励的增加将促进企业跨区域扩张的研究结论。在外生因素方面，国家或地方经济政策的不确定性将促使企业在更大空间范
13、围内进行扩张（李凤羽和杨墨竹，2015），同时，法律障碍的消除、宏观货币政策的趋同（Bley，2009）及信贷扭曲（贺京同和何蕾，2016）等外部因素也能够为企业对外扩张提供有效的外部激励。综上所述，尽管D&O保险在对冲企业经营风险和完善企业治理体系方面发挥着重要作用，但将D&O保险的治理职能纳入企业扩张战略的动因研究仍相对较少。因此，本文试图基于D&O保险的视角，探讨外部治理机制和风险管理工具对企业扩张行为的影响，以期为D&O保险的治理效用研究和企业扩张动因框架的完善起到一定的边际作用。（二）研究假设1.D&O保险与企业扩张。D&O保险作为一种独立的外部治理机制，其不同的治理职能都将对企业内
14、部的治理效力、管理层的风险厌恶及激进程度产生重要影响。鉴于此，结合学界关于D&O保险治理职能的相关研究，本文认为D&O保险可能通过不同的治理效应影响企业扩张行为。基于监督激励假说，D&O保险将促进企业扩张。首先，D&O保险作为一种特殊的责任保险，天然具有分散风险和补偿损失的基本职能，因而能够在一定程度上协助被保险人规避可能面临的诉讼风险，并降低其因决策失误或工作疏忽等因素而可能面临的来自相关利益方问责的巨额诉讼成本。企业通过认购D&O保险能够将管理层可能面临的不确定性损失和职业风险直接转嫁给第三方保险人，减少管理层勤勉尽职的顾虑和所需承担的主体责任风险，这将有效减弱管理层在企业经营决策制定中的
15、风险厌恶程度，激发其履职积极性和创新性，进而能有助于提升企业整体的市场价值和信用评级，为企业进一步实施扩张战略做好风险对冲和财务准备。其次，D&O保险是风险与收益高度不对称的特殊责任险种，作为投保企业的利益相关方和直接承担高风险的第三方，保险人具有直接且强烈的利益动机对投保方的背景进行全面审查，并能充分利用自身专业优势和丰富的风险管理经验，加强承保前的风险评估工作与承保后的动态监管治理。此外，通过制定具体的承保条款和免责条款，以及充分发挥保险费率的杠杆效应，保险公司可以促使企业管理层履行忠诚勤勉义务以控制潜在的道德风险，降低自身承保风险。同时，保险人的外部监督将直接督促上市企业加强内部风控和合
16、规经营，增强企业及管理层的协同治理效能，进而能够提高企业经营的稳定性，增强内部治理效力和核心竞争力，最终推动企业长期健康发展和扩张战略的实施。综上所述，通过保险公司这一独立第三方的外部监督和动态管理，D&O保险能够为企业和管理层提供双重财产风险庇护，降低现代企业治理结构下的代理成本，并大幅提升管理层的风险容忍度，增强企业经营稳定性。同时，认购D&O保险还将有助于缓解利益相关方的信息不对称问题，增强外部投资者信心，减轻企业融资约束压力，进而能够助力企业扩张以实现企业自身的提质增效。基于机会主义假说，D&O保险同样能够刺激企业扩张。企业认购D&O保险这一行为使得保险人代为承担了管理层的责任风险，然
17、而D&O保险的风险转移效用和损失补偿机能在为管理层履职提供财务-32区域金融研究 2023年第8期金融理论保障的同时，也将降低管理层潜在的诉讼风险、减弱法律法规的震慑效果，从而可能形成一种“过度庇护”效应，诱发管理层的自利心理和投机倾向。企业投保D&O保险意味着引入保险人这一外部第三方充当最后赔款人，为企业管理层增加一份显性契约，这将显著减弱企业管理层可能面临的来自投资者诉讼等的法律震慑效应和惩戒程度，降低管理层的自利行为成本和违规成本，诱发道德风险和机会主义动机，从而导致管理层在企业经营决策的制定和实施上更具随机性和投机性，并表现为企业扩张战略的风险偏好更明显。基于上述分析，本文提出如下假设
18、：H1：企业认购D&O保险会显著促进企业的扩张行为。2.D&O保险影响企业扩张的路径假设。如前文所述，D&O保险对企业规模扩张的影响作用既可能源于其监督激励效应，也可能是机会主义效应，因而本文还需进一步深入探讨D&O保险对企业扩张的具体作用机制。通常地，除企业内部治理效力、管理资源能力、制度环境和管理层自信程度等因素外，融资约束和内控质量也是直接影响企业是否实施扩张行为的重要因素（肖兴志等，2019；王刚毅等，2022）。具体来说，一方面，在企业扩张过程中通常需要大量的资金用于投资新项目、购买新设备、扩大生产规模、开拓新市场等，因而对大部分企业而言，只依靠企业内部资金将难以顺利开展和实施扩张战
19、略，还需获取来自外界的资金支持和资源投入。受宏观经济环境、企业财务状况、法律环境等因素的影响，企业通常会面临不同程度的融资约束。若企业面临着较强的融资约束，则意味着它将无法轻易获取外部资金以满足自身扩张和长远发展的资金需求，从而直接影响到企业的扩张速度和规模。另一方面，企业的内控质量对企业扩张行为同样具有直接影响。内部控制是指企业为达到自身的经营目标，通过建立合理的组织架构、完善的流程制度和有效的内部控制措施保护企业资产，促进经营活动规范化。在企业扩张过程中，企业不可避免地将面临如市场竞争压力、供应链断裂、财务风险等诸多风险敞口，并且还需要大量的人力、物力和财力等资源投入。因而可以看到，良好的
20、内控质量能够协助企业及时识别和管理扩张过程中的潜在风险，并有助于将企业有限的资源集中用于扩张项目，提高资源使用效率和企业运营效率，从而确保企业扩张的稳定性和可持续性。鉴于此，本文将基于企业融资约束和内控质量两方面来检验D&O保险的作用路径，不仅能揭示D&O保险对企业扩张行为的影响机理，还可以进一步验证D&O保险在我国资本市场中所扮演的治理角色。第一，基于融资约束理论，企业所面临的信息不对称问题越严重，其可供投资的资金越少，所受到的融资约束也越强。进一步分析，融资成本的提升和融资约束的限制将直接限制企业扩张的资金来源，提高扩张成本，进而抑制企业制定扩张决策的意愿或阻碍扩张计划的顺利实施。结合前文
21、分析，D&O保险作为一种独立的外部治理机制，通过外部监督和激励企业的董事及高管人员，具有完善企业治理体系和强化内部治理效力的重要职能，进而能够对企业债务成本和融资难度的降低产生积极影响。具体而言，若D&O保险在企业治理中发挥了机会主义效应，那么企业认购D&O保险这一行为将诱发管理层的投机倾向和自利行为，从而提高企业扩张行为的发生概率。但同时D&O保险的风险兜底效应也可能会增加管理层侵占企业及股东合法利益的可能性，导致企业价值下降和治理效力弱化，长此以往将显著加剧企业的融资约束，对企业扩张产生一定的抑制作用。反之，若D&O保险在企业扩张中发挥的是监督激励效应，通过转移管理层的履职风险和降低其可能
22、因侵占股东利益而需承担的巨额诉讼成本，激励董事及高管层制定积极的决策，能够有助于提升上市企业的市场价值与盈利能力，提高外部投资方对企业及管理层的信任度，缓解企业在长远发展中可能受到的融资约束，进而能够促进企业扩张。由此，本文提出如下竞争性假设：H2a：基于监督激励效应，D&O保险通过缓解融资约束促进企业扩张。H2b：基于机会主义效应，D&O保险会增强融资约束，并且融资环境恶化对企业扩张的抑制作用弱于管理层投机倾向对企业扩张的直接促进作用。第二，内部控制质量是衡量企业管理水平的重要指标，高质量的内控有助于提高企业经营效率和绩效，增强企业财务稳定性，进而可以促进企业实施扩张战略以实现企业的提质增效
23、和更高质量的发展。-33区域金融研究 2023年第8期金融理论结合前文的理论分析，基于监督激励效应假说，D&O保险通过发挥外部监督职能可以有效督促企业进行合规经营和加强内部控制，进而能够提升企业的财务绩效和内部管理效能。进一步，良好的内部控制又能向外部市场传递企业具有完善的经营管理制度体系这一正面信号，从而可以有效缓解利益相关方之间的信息不对称，抑制企业的非效率投资等行为，为企业进行规模扩张提供更多空间和机会。另外，基于机会主义效应假说，D&O保险通过增强企业董事及高管的个人利益最大化倾向，刺激其做出激进的战略决策，将显著增加企业扩张行为的实施概率。但同时D&O保险所诱发的道德风险将会削弱企业
24、的整体治理效力，降低内部治理效率和内控质量，削弱企业的长期增长潜力和发展潜力。鉴于此，本文提出如下竞争性假设：H3a：基于监督激励效应，D&O保险通过提升内控质量促进企业扩张。H3b：基于机会主义效应，D&O保险会显著降低内控质量，并且内控质量下降对企业扩张的抑制作用弱于管理层机会主义对企业扩张的直接促进作用。三、研究设计（一）数据来源本文以我国20082021年沪深A股上市企业为研究样本，并剔除以下观测值：金融保险类企业；PT、S、ST、*ST、S*ST等企业；核心数据缺失的企业。数据来自万得（Wind）、国泰安（CSMAR）、中国研究数据服务平台（CNRDS）和迪博（DIB）数据库，共获得
25、2090家企业的21605个年度样本观测值。为避免极端数值对回归结果稳健性的影响，本文对所有连续变量进行了1%和99%的双边缩尾处理。（二）变量选择1.被解释变量：企业扩张总规模（TSE）。按照资本运作方式的不同，企业规模扩张通常分为内部扩张和外部扩张。因此，为更加全面且准确地衡量企业的扩张规模，本文借鉴曹崇延和翟青梅（2020）、姜付秀等（2009）的研究方法，采用企业总投资额量化企业扩张，并包括内部投资额（INV）和并购金额（EXT）两部分。其中，内部投资额衡量企业的内部扩张规模，包括固定资产、无形资产等长期资产的资金流出，并扣减处置或收回长期资产的资金流入；并购金额衡量企业的外部扩张规模
26、。2.解释变量：D&O保险（DO）。目前关于D&O保险的衡量方式主要有以下三种：一是以虚拟变量（是否认购D&O保险）衡量；二是以企业认购D&O保险的具体保额或保费衡量；三是以购买D&O保险的董事及高管占全体董事及高管的比例。鉴于我国证监会未强制要求企业披露D&O保险的具体认购信息，在综合考量数据的可得性和样本有效性后，本文借鉴胡国柳和胡珺（2014）等国内研究的通行做法，采用第一种方法衡量解释变量D&O保险。若企业在当年投保D&O保险，则赋值为1，否则为0。3.控制变量。借鉴相关文献（曹崇延和翟青梅，2020；姜付秀等，2009），本文共设置了3类控制变量：第一，选用资产负债率（LEV）、成长
27、能力（GROW）、盈利能力（ROA）、资产周转率（TURN）、成立年龄（AGE）这5个变量描述企业的财务水平和基本特征；第二，选用董事会规模（BS）、独董比例（DDBL）、领导权结构（DUAL）、第一大股东持股比例（TOP1）、第二至第十大股东持股比例（TOP2_10）、高管持股比例（MSH）、所有权差异（WED）这7个变量描述企业的治理水平和股权特征；第三，选用企业的行业分类（IND）和年份（YEAR）作为其他控制变量。综上，本文所有变量的具体定义如表1所示。（三）模型设计为检验D&O保险对企业扩张的影响作用，本文构建如下回归模型进行实证分析：TSEi,t=0+1DOi,t+1+Ctrlsi
28、,t+YEAR/IND+i.t（1）式（1）中，TSEi,t表示企业i在t年的扩张总规模；为缓解D&O保险变量（DO）的内生性问题，本文在此模型中将使用滞后一阶的投保数据；Ctrls和分别代表控制变量和随机扰动项。为控制宏观层面的时间趋势和行业特征对回归结果的影响，本文控制了年份（YEAR）和行业（IND）固定效应。关于机制分析的检验方法，鉴于愈来愈多的研究都表明传统三段式中介效应检验法存在难以解决的问题（江艇，2022），部分学者提出还需考虑中介变量与被解释变量之间的关系以加强实证链条的完备性（牛志伟等，2023）。因此，为检验融资约束和内控质-34区域金融研究 2023年第8期金融理论量是
29、否为D&O保险对企业扩张的影响路径，本文在式（1）的基础上建立如下四段式机制分析模型：Mi,t=0+1DOi,t+1+Ctrlsi,t+YEAR/IND+i,t（2）TSEi,t=0+1Mi,t+Ctrlsi,t+YEAR/IND+i,t（3）TSEi,t=0+1DOi,t+1+2Mi,t+Ctrlsi,t+YEAR/IND+i,t（4）式（2）至式（4）中，M包括企业融资约束和内控质量的测度指标。其中，以CSMAR数据库中的融资约束FC指数衡量企业的融资约束程度，该指数值越大，意味着企业所面临的融资约束越强，反之越弱；以DIB数据库中的内部控制指数衡量企业的内控质量，并进一步缩小至原数值的1
30、%进行标准化处理，通常该数值越大，表明企业的内控质量越高，反之越差。此外，本文同样控制了年份（YEAR）和行业（IND）固定效应。四、实证检验（一）描述性统计表2报告了主要变量的描述性统计结果，由表2中数据可知：DO的均值约为0.077，表明在样本企业中D&O保险的覆盖率约为8%，由此可见我国D&O保险市场未来还具有广阔的发展空间。衡量企业扩张规模的变量（TSE）均值为11.099，标准差为4.527，表明样本企业间的扩张规模存在较大差异。在控制变量方面，独董比例（DDBL）的均值约为0.375，表明我国上市企业的独董比例相对较高。其他变量的描述性统计结果见表2。表2描述性统计结果变量TSED
31、OLEVGROWROATURNBSDDBLDUALTOP1TOP2_10MSHWEDAGE全样本组样本数量（1）2160521605216052160521605216052160521605216052160521605216052160521605均值（2）11.0990.0770.4230.1830.0370.6538.5830.3750.27656.83823.38431.6674.5142.191标准差（3）4.5270.2670.2020.3870.0590.4431.6900.0530.44714.56812.58922.9057.3320.707未投保组样本数量（4）19942
32、19942199421994219942199421994219942199421994219942199421994219942均值（5）11.05922.0320.4160.1850.0380.6518.5460.3750.28656.76023.39830.9544.5052.154投保组样本数量（6）16631663166316631663166316631663166316631663166316631663均值（7）11.57123.0610.5060.1540.0290.6789.0300.3760.16557.77523.21040.2194.6152.646t检验（8）-0.
33、511*-1.030*-0.091*0.031*0.009*-0.027*-0.484*-0.0020.121*-1.015*0.189-9.265*-0.110-0.492*注：*、*、*分别表示10%、5%、1%的显著性水平，下表同。进一步，本文以是否认购D&O保险为分组标准，分别统计两组样本的变量均值并检验其均值是否存在显著差异。在被解释变量（TSE）方面，投保组扩张规模的均值高于未投保组，并在1%水平下存在显著差异。这意味着上市企业认购D&O保险后更倾向于扩大企业规模，初步验证了假设H1。从其他控制变量来看，投保D&O保险样本组的资产负债率（LEV）、总资产周转率（TURN）、第一大股
34、东（TOP1）和高管持股比例（MSH）的均值更高、董事会规模（BS）的均值更大，而在独董比例（DDBL）、第二至第十大股东持股比表1变量定义变量类型被解释变量解释变量控制变量变量名称企业扩张总规模D&O保险资产负债率成长能力盈利能力总资产周转率董事会规模独董比例领导权结构第一大股东持股比例第二至第十大股东持股比例高管持股比例所有权差异公司年龄行业年度变量符号TSEDOLEVGROWROATURNBSDDBLDUALTOP1TOP2_10MSHWEDAGEINDYEAR具体定义ln（并购金额+内部投资额+1）若当年投保D&O保险赋值为1；否则为0负债/资产总额总营业收入的增长率净利润/资产总额营
35、业收入净额/平均资产总额董事会人数独董人数/董事人数若董事长和总经理是同一人赋值为1；否则为0第一大股东持股股份/总股本第二至第十大股东持有股份之和/总股本高管持股数/总股本两权分离度ln（公司成立时间+1）以证监会最新行业分类设置虚拟变量以年度设置虚拟变量-35区域金融研究 2023年第8期金融理论例（TOP2_10）和所有权差异（WED）方面两组样本不存在显著差异。（二）相关性分析表3是部分变量的Pearson相关系数检验结果。由表3可知，在不考虑控制变量时，DO和TSE在1%的水平下显著正相关，与前文单变量统计结果一致。同时可以看到，大部分变量间的相关系数绝对值小于0.3。基于严谨性原则
36、，本文还检验了变量间的方差膨胀因子（VIF），其均值为3.47，上述分析皆表明变量间几乎不存在多重共线性问题。（三）回归分析1.D&O保险与企业扩张。表4报告了式（1）的基准回归结果。列（1）只控制行业和年度固定效应，回归结果显示DO对TSE在1%的水平下产生正向影响。列（2）在列（1）基础上加入控制变量，结果仍然显示D&O保险（DO）的估计系数显著为正，说明认购D&O保险会促进上市企业进行规模扩张，进一步验证了假设H1。在控制变量的回归结果中，LEV、GROW、ROA和BS的估计系数在1%水平下为正，表明企业的资产负债率越高，成长和盈利能力越强，董事会规模越大，企业进行规模扩张的意愿越强烈。
37、进一步分析，以企业扩张类型为划分标准进行分组回归（INV、EXT分别表示内部扩张和外部扩张），结果见表 4 列（3）、列（4）。由结果可知，DO对INV在1%水平下产生正向影响，DO对EXT产生正向影响但影响系数不显著，表明上市企业购买D&O保险后更倾向于内部扩张。2.D&O保险、融资约束与企业扩张。表5报告了融资约束的机制分析结果。列（1）、列（2）的结果显示，企业认购D&O保险对其实施扩张战略具有显著的激励效应，并能够有效缓解企业的融资约束（FC）。列（3）、列（4）的结果表明，企业受到的融资约束越强，越不利于其进行规模扩张。同时可以看到，相较于列（1），列（4）中 D&O 保险（DO）的
38、估计系数值有所减少。在此基础上，本文进行了Sobel检验和bootstrap（1000次）抽样检验以增强结论的可靠性。结果显示前者的Z值为8.495并在1%水平下显著，后者的95%置信区间为 0.094，0.175，未包含0。综合以上所有指标的含义，本文可以得到结论：D&O保险通过发挥积极的监督激励效应能够有效缓解企业所面临的融资约束，降低企业在开展扩张活动中的融资难度，进而能够促进企业的规模扩张，验证了前文假设H2a。表3Pearson相关系数检验DOTSELEVGROWTURNDDBLTOP1WEDDO10.030*0.119*-0.021*0.016*0.0080.019*0.004TS
39、E10.061*0.112*0.005-0.013*0.120*-0.002LEV10.032*0.162*-0.033*-0.092*0.093*GROW10.129*0.0020.107*-0.004TURN1-0.039*0.065*0.099*DDBL10.001-0.101*TOP110.090*WED1注：囿于篇幅限制，只列示部分变量。表4基准回归结果变量DOLEVGROWROATURNBSDDBLDUALTOP1TOP2_10MSHWEDAGE_CONSYEAR/INDNR2（1）TSE0.805*（4.13）10.706*（36.06）YES188600.0154（2）TSE0
40、.752*（5.62）3.490*（12.14）0.675*（9.96）9.818*（11.69）-0.429*（-5.33）0.236*（14.19）3.004*（6.06）0.241*（2.78）0.008*（3.01）0.016*（7.67）0.003（1.43）0.0001（0.03）-0.791*（-5.35）6.686*（14.11）YES188600.0695（3）INV0.504*（7.35）2.243*（18.48）0.138*（3.37）6.136*（12.39）0.067*（2.51）0.272*（21.1）3.535*（13.41）0.059（1.75）0.017*（1
41、2.13）0.008*（4.24）0.005*（2.9）-0.001（-0.75）-0.007（-0.13）2.457*（10.15）YES188540.1419（4）EXT0.447（1.74）2.895*（6.48）0.991*（7.28）8.782*（6.83）-0.790*（-5.89）-0.009（-0.24）-0.582（-0.7）0.383*（2.39）-0.018*（-3.55）0.019*（3.89）-0.001（-0.47）-0.0004（-0.06）-1.604*（-7.23）7.384*（9.05）YES188600.0492-36区域金融研究 2023年第8期金融理论
42、3.D&O保险、内控质量（IC）与企业扩张。表6展示了内控质量的机制分析结果。列（1）表明D&O保险对企业的规模扩张具有显著的促进作用；列（2）报告的结果显示D&O保险（DO）的回归系数值显著为正，表明购买D&O保险有助于提升企业的内控质量；列（3）和列（4）中，内控质量（IC）的估计系数均显著为正，表明内控质量的提升对企业开展扩张活动具有显著的促进作用。与此同时，列（4）中D&O保险（DO）的系数值较列（1）同样有所缩减。进一步，本文进行Sobel检验和Bootstrap（1000次）抽样检验，结果显示前者的Z值为3.602并在1%水平下显著，后者的95%置信区间为 0.006，0.049，
43、未包含0。综上，检验结果表明D&O保险能够通过内控质量影响企业的扩张倾向，并具体表现为D&O保险通过发挥监督激励效应显著提高企业的内控质量，进而促进企业实现规模扩张，验证了前文假设H3a。表6内控质量的机制分析变量DOICCtrlsYEAR&INDSobelBootstrap（1000次）检验置信区间NR2（1）TSE0.752*（5.74）YESYES3.602*0.006，0.049188600.0695（2）IC0.075*（3.9）YESYES188600.2537（3）TSE0.395*（4.67）YESYES188600.0682（4）TSE0.717*（5.49）0.468*（9
44、.47）YESYES188600.074（四）稳健性检验为增强主要研究结论的可靠性，本文采用如下几种方法进行稳健性检验。1.二阶段最小二乘法（2sls）。为进一步控制模型中可能存在的内生性问题，借鉴现有文献的通用方法，本文选取同年份、同行业投保D&O保险的均值（IND_DO）和同年份、同省份投保D&O 保险的均值（PROV_DO）作为工具变量进行二阶段最小二乘法（2sls）回归分析。表7报告了2sls回归结果，列（1）显示IND_DO、PROV_DO的系数均显著为正，并且弱工具变量检验的F值为284.917，过度识别检验的p值为0.72，表明本文所选取的两个工具变量均通过了相关性和外生性假设。
45、此外，列（2）报告的结果显示，在进一步控制内生性问题后，D&O保险与企业扩张仍在1%水平下显著正相关，说明本文主要研究结论具有良好的稳健性。表72sls回归结果变量DOIND_DOPROV_DOCtrlsYEAR/INDNR2Weak-IV Test（F）Score chi2（P）/P（1）DO0.825*（13.9）1.029*（89.44）YESYES216050.1026284.9170.72（2）TSE2.540*（4.41）YESYES216050.0588-02.指标敏感性。鉴于指标的不同衡量方法可能会使研究结论产生偏差，借鉴相关文献研究（淳伟德，2011），本文选取企业总资产增长
46、率（AGR）作为原被解释变量（TSE）的替代指标以重新衡量企业扩张规模，回归结果见表8。结果显示在加入控制变量前后，DO的系数均显著为正，与前文主回归结果一致。表8指标敏感性的测试结果变量DOCtrlsYEAR&INDNR2AGR（1）0.029*（4.63）NOYES216510.0251（2）0.011*（2）YESYES216510.35973.解释变量滞后。鉴于D&O保险的治理职能可能存在滞后效应，以及上市企业的扩张规模能够反向影响企业投保D&O保险的意愿，本文将投保D&O保险的数据分别滞后两期（L2.DO）、滞后三期（L3.DO）后代入式（1）再次回归，其余变量仍为当期数据，回归表5
47、融资约束的机制分析变量DOFCCtrlsYEAR&INDSobelBootstrap（1000次）检验置信区间NR2（1）TSE0.720*（5.34）6.902*（13.07）YES8.495*0.094，0.175177960.069（2）FC-0.060*（-9.73）1.385*（57.22）YES177960.3696（3）TSE-2.866*（-12.12）10.536*（19.51）YES177960.0834（4）TSE0.550*（4.1）-2.823*（-17.4）10.811*（18.98）YES177960.0846注：囿于篇幅限制，控制变量的回归结果不做列示，下同。-
48、37区域金融研究 2023年第8期金融理论结果见表9。结果表明，D&O保险仍能显著促进企业的规模扩张，有力支持了前文的主要研究结论。表9解释变量滞后的回归结果变量L2.DOL3.DOCtrlsYEAR&INDNR2TSE（1）0.852*（4.6）NOYES169200.015（2）0.783*（7.27）YESYES169200.0674（3）1.016*（4.37）NOYES148010.0163（4）0.918*（6.79）YESYES148010.07014.PSM倾向匹配得分法。鉴于控制变量可能影响上市企业投保D&O保险的意愿，本文采用PSM倾向匹配得分法来缓解这一问题。首先，以企业
49、财务特征等常见变量为匹配标准，将未投保组（对照组）与投保组（实验组）按1：1最近邻匹配法对研究样本进行配对并检验是否满足PSM平衡性假设。由表10可知，配对后相关变量的标准化偏差程度均小于10%，通过了平衡性假设检验。此外，表11中平均处理效应（ATT）的t值为2.06，说明在缓解样本自选择偏差问题后，研究结论仍在5%水平下显著。其次，对匹配后的样本组再次进行回归分析，结果见表12。由表12可知，DO与TSE仍在5%的显著性水平下正相关。最后，本文还更改了PSM的配对比例以增强结论的可靠性，表12的结果表明研究结论不受样本规模和配对比例变化的影响，具有良好的稳健性。五、异质性分析D&O保险对企
50、业扩张的促进作用及影响机制在前文已得到充分证实，但实际上不同企业的扩张倾向、发展潜力与外部市场环境均存在一定差异，从而可能导致D&O保险对企业扩张的影响也存在不同维度的异质性。因此，本节将从企业规模、企业所在地的市场化程度和企业产权性质三个方面检验D&O保险对企业扩张的促进作用是否存在差异。（一）企业规模本文以企业总资产规模的中位数为划分标准，总资产高于中位数为大型企业样本组（SI=1），否则为中小企业样本组（SI=0），并基于此分组进行回归检验，结果如表13所示。列（1）报告的结果显示，D&O保险对大型企业开展扩张活动具有显著的激励作用；列（2）表明 D&O 保险（DO）的估计系数为负但并不
