一、引　言

党的二十大报告强调“推进高水平对外开放”，“推动共建‘一带一路’高质量发展”。2023年发布的《政府工作报告》进一步指出“面对外部环境变化，实行更加积极主动的开放战略，以高水平开放更有力促改革促发展”，“共建‘一带一路’扎实推进”。对外直接投资作为中国开放战略的重要环节之一，面临不断发展变化的机遇和挑战。一方面，由于国内外利好因素，中国对外直接投资规模快速且持续增长。另一方面，中国企业开展对外直接投资项目也面临经营风险、制度风险等多重风险，这些普遍存在的海外风险对企业在海外长期的经营和管理活动形成不利影响。2017年以来，部分发达国家针对海外投资并购实施更严格的监管措施，对中国企业“走出去”提出更大的挑战。在复杂多变的国际大环境下，有效管控海外风险是中国企业开展对外直接投资和中国对外开放战略扎实推进的关键。基于此，出售董责险的保险公司可能通过其风控技术帮助企业降低海外经营风险，促使管理层投资高风险但有利可图的项目，从而为中国企业对外投资创造了一定条件。因此，研究董责险对企业对外直接投资的作用效果具有重要意义。

董责险是公司董事、监事和高管在履职过程中，因工作失误或者行为不当（不包括恶意和违法行为）被第三方追究个人责任时，保险公司作为风险转嫁者，支付相关法律费用并承担相应赔偿责任的一种公司保险。我国引入董责险相对于欧美国家起步较晚。2002年1月，万科成为中国首个购买董责险的上市公司，时任董事长的王石成为首位董责险的被保人。虽然董责险在中国资本市场发展迅速，但仍然存在一系列问题。第一，截至2021年10月，中国上市公司董责险投保率不足15% ¹，远低于发达国家90%的平均水平，也落后于中国香港和中国台湾（赖黎等，2019）。这体现了中国上市公司投保董责险意识不强或对董责险缺乏了解的现状，表明董责险国内市场还有很大的发展空间。第二，企业通过董责险获得高额赔偿费用的案例使广大投资者深思企业管理层是否会在董责险的过度“庇护”下诱发道德风险行为 ²。

随着全球市场法律和监管体系日趋严格，中国“走出去”企业的管理层面临越来越严重的个人责任风险。为分散董监高可能遭受的相关风险，一部分公司选择购买董责险。那么，董责险对企业对外直接投资的效果是怎么样的呢？基于A股上市公司的数据，本文分析了以下三个问题。（1）上市公司购买董责险后对其实施对外直接投资的影响，包括对海外子公司数量及其盈利能力的影响。（2）董责险对企业对外直接投资的影响作用是否会受其他与对外直接投资相关的政策（例如“一带一路”倡议）的影响。（3）董责险影响企业对外直接投资的作用机理。研究发现董责险的引入显著提升了企业对外直接投资规模和绩效，同时“一带一路”倡议对董责险的积极影响有一定的促进作用。除此之外，董责险可能通过提高企业风险承担、完善公司治理体系以及降低融资约束三条作用渠道促进对外直接投资。

本文的理论贡献体现在三个方面：（1）本文深化了现有文献关于董责险影响企业对外直接投资作用渠道的认知。部分研究考察了公司购买董责险对企业对外直接投资的影响（陈红等，2021），但其关注点集中于董责险的积极影响，包括管理层激励或外部监督效应，忽视了董责险可能通过道德风险效应作用于企业对外直接投资，从而对企业造成消极后果。本文从企业对外投资绩效角度入手，拒绝了董责险的道德风险效应假说，同时深入分析董责险对企业对外投资的作用机制，验证了董责险的管理层激励效应和外部监督效应（Mayers和Smith，1982；Core，1997）。（2）目前关于董责险经济后果的研究停留在公司经营和治理层面（郑志刚等，2011；Lin等，2013；Chen等，2016），鉴于对外开放战略对企业的实际意义，本文立足对外直接投资视角，使用企业海外子公司数据分析了董责险对企业对外投资规模和绩效的影响，进一步丰富了企业购买董责险经济后果的研究。（3）已有研究证明了海外投资保险对企业对外投资的积极效果（闫帅，2022），本文从公司保险的角度入手，探讨了董责险对于企业对外直接投资的影响，拓展了保险与企业对外直接投资关系的文献。

二、文献回顾

（一）董责险的决定因素

1.财务层面。根据现有文献，企业财务层面的影响因素可总结为以下几个方面。（1）企业规模。企业规模越大，被诉可能性越大，因此越倾向于购买董责险（O’Sullivan，1997）。（2）杠杆比率。杠杆较高的企业遭遇财务困境的概率更大，更有可能购买董责险（Core，1997）。（3）成长性。基于规避投资不足以及降低被诉风险的动机，成长性高的企业对董责险的需求更大（Core，1997）。（4）产权性质。企业产权性质对公司投保董责险的影响存在一定争议。一方面，非国有企业在面临诉讼时无法像国有企业一样获得政府的保护和资助，因此对董责险的购买意愿更加强烈。另一方面，相对于国有企业，非国有企业的治理水平更高，面临更低的诉讼风险，降低了董责险的购买意愿（Zou等，2008）。

2.公司治理层面。根据现有文献，企业治理层面的影响因素可归纳为以下几点。（1）管理层持股。管理层持股对公司购买董责险的影响存在两种竞争性理论解释。一种观点表明，管理层持股比例越高，其财富受公司业绩的影响越大，对董责险的购买欲望更强（Core，1997）；另一种观点则认为，管理层持股比例越高，股东与管理层的利益目标越一致，董责险的监督效果越差，降低了企业的购买意愿（O’Sullivan，1997）。（2）大小股东之间的冲突程度。若企业控股股东委派董事比例越高或者掏空程度越严重，公司购买董责险的意愿更强烈（Zou等，2008）。（3）独立董事比例。基于独董风险厌恶的特征，独立董事比例更高，企业对董责险的需求越大（Gillan和Panasian，2015）。（4）股权结构。已有研究表明，股权集中度和股权制衡度会影响董责险的购买需求（Zou等，2008）。（5）管理层个人特征。若公司聘任具有海外背景的董事，其投保董责险的意愿也会提高（Xia等，2023）。除此之外，当企业董事获得更少的薪酬或采取更高程度的管理防御时，企业更愿意购买董责险。但是，企业购买董责险与管理层风险规避程度并无明显关联（Boyer，2014）。

3.外部因素层面。外部影响因素包括行业因素和制度因素。在行业层面，如果同行业的企业着手购买董责险，该行业中未购买董责险的企业会增加对董责险的购买需求（Lin等，2011；Yuan等，2016）。在制度层面，政治关联会降低企业对董责险的购买意愿（Jia等，2019）。

（二）董责险的经济后果

1.激励企业管理层。企业管理层通常表现为风险规避，董责险将管理层因决策失误导致的诉讼和索赔风险进行一定程度的分散，缓解了管理层对职业生涯的担忧，促使企业管理层接受某些风险和盈利能力均较高的项目（Core，1997）。董责险的购买还为优秀的管理层提供了舞台，有利于企业吸收优秀的管理人才（Priest，1987）。董责险已经成为企业员工入职的前提条件，未购买保险的企业更难招聘到合适的员工，尤其是外部董事（Daniels和Hutton，1993）。

2.提高企业治理水平。Boyer和Stern（2014）指出，上市公司的董责险保险费率与其面临的风险正相关，表明保险公司能正确评估公司风险，是有效的外部治理机构。同时，由于保险公司和投保公司利益和风险的不对等性，保险公司有动机对企业经营活动和管理层行为进行审查，减少了机会主义行为的发生（Core，2000），从而对上市公司有积极的治理效果，包括降低代理成本（郑志刚等，2011）、提高信息透明度和减少财务重述行为（Yuan等，2016）。

3.增加企业机会主义行为。董责险的风险兜底作用可能会诱发企业管理层更多的机会主义行为，甚至给企业带来财务损失。Lin等（2013）的研究表明，购买董责险的企业存在更高的贷款利差，增加了企业债务成本，更有可能出现财务重述行为。Chen等（2016）认为董责险提高了企业股权成本，降低了股票的流动性。Lin等（2011）探讨了董责险对企业并购的影响，结果表明董责险的引入降低了并购公告期间的超额累计收益率，同时，购买董责险的企业存在更高的并购溢价和更低的协同效应等现象。董责险还会降低会计稳健性（Chung和Wynn，2008）以及增加企业经营风险（赖黎等，2019）或被股东起诉的概率（Gillan和Panasian，2015）。

从已有文献来看，董责险对企业的作用效果是积极还是负面仍存在分歧，有待研究进一步深入挖掘。除此以外，涉及董责险对企业对外投资作用效果的理论和实证研究仍较为缺乏。

三、理论分析与假设提出

（一）董责险与对外直接投资规模

1.管理层激励机制。董责险的引入有利于缓解管理层的风险规避，提升企业风险承担水平，其主要原因有两点。第一，董责险将企业可能承受的损失转化成保险成本（Core，1997），提高企业管理层的风险承担能力，激励风险厌恶的管理层积极进取，投资高风险的项目。第二，董责险的认购也有利于吸纳优秀的管理层。已有文献指出，董责险已成为大部分发达国家企业高管入职的前提条件之一，尤其对于部分能力较强但厌恶风险的高管（Kim，2015）。因此，董责险的引入能够为企业源源不断地输入优秀的高管资源，提高企业风险承担。综上所述，董责险提高了管理层对风险的容忍度，使其更有可能实施风险较高但盈利能力可观的投资项目，从而扩大对外直接投资规模。

2.外部监督机制。董责险的引入加强了保险公司对企业的监督，降低了代理成本，其主要原因有三点。第一，董责险的保费和公司治理水平负相关（Core，2000），若购买董责险的公司治理水平较低，公司将面临高额的保险费用及苛刻的保险条款，不利于公司发展，从而迫使公司提升自身的治理水平。第二，保险公司作为专业的风险管理机构，有动机在承保事前、事中和事后三个阶段对公司进行监督，减少机会主义行为（凌士显和白锐锋，2017）。第三，董责险有利于提高企业股东和管理层利益目标的一致性（Priest，1987），一定程度上抑制了管理层短视决策行为，降低代理成本。总体而言，董责险能够发挥有效的监督作用，完善企业治理结构，使得企业管理层执行有利于企业整体利益的相关决策，从而促进对外直接投资。

3.融资风险管控机制。董责险有利于缓解企业面临的融资约束，降低融资风险，其主要原因有两点。第一，保险公司在管理危机方面相比企业具有优势，购买保险减少了企业面临的财务困境风险（Mayers和Smith，1982）。第二，购买董责险的公司能够向外界投资者传递积极的信号，保障投资者的利益（胡国柳和康岚，2014）。因此，外部投资者更倾向于投资购买董责险的公司，从而一定程度上缓解融资约束。从风险管控的视角来看，董责险完善了企业的风险管控体系，增强了投资者信心，从而减轻了企业内外的融资风险，促进对外投资。

4.道德风险机制。虽然董责险降低了企业管理层所面临的诉讼风险，但这种“庇护”也有可能激发管理层的道德风险行为，其主要原因有两点。第一，董责险将本应企业管理层承担的赔偿责任转嫁给保险公司，降低了诉讼的惩戒效应，导致管理层的不谨慎和不理性决策。第二，购买董责险过度保护了企业管理层，有助于其实施激进的并购行为最大化私人利益（郝照辉和胡国柳，2014）。董责险还有可能促使企业管理层加速实施扩张型战略，提高企业并购规模（Lin等，2011）。因此，董责险的道德风险机制可能导致管理层的鲁莽投资决策，也可能促使管理层基于个人利益或者构建商业帝国的目标实施并购行为，从而促进企业对外投资。

基于以上分析，本文提出假设H1、H1a、H1b、H1c和H1d：

H1：购买董责险有利于提高企业对外直接投资规模。

H1a：董责险通过提升风险承担提高了企业对外直接投资规模。

H1b：董责险通过降低代理成本提高了企业对外直接投资规模。

H1c：董责险通过缓解融资约束提高了企业对外直接投资规模。

H1d：董责险通过诱发道德风险提高了企业对外直接投资规模。

（二）董责险与对外直接投资绩效

为了探究董责险如何影响企业对外投资，本文进一步考察了董责险对企业对外直接投资绩效的影响。在四种机制下，董责险对投资绩效的作用效果存在差异。如果董责险通过管理层激励机制促进企业对外直接投资，投资绩效将会提高，主要有两个原因。第一，董责险鼓励企业开展盈利水平较高且符合企业整体利益的投资项目。第二，董责险吸引了优秀的管理层，这些管理者在海外子公司的经营发展和风险控制方面富有经验，降低了子公司面临的整体经营风险。如果董责险通过外部监督机制促进企业对外直接投资，投资绩效也会提高，原因是保险公司的有效监督抑制了管理层的自利行为，减少了不良投资发生的可能性，间接提高了投资绩效。如果董责险通过融资风险管控机制促进企业对外直接投资，将会导致母公司的融资约束程度下降，从而保障母子公司之间资金链的可持续性，降低子公司的经营风险，提升投资绩效。如果董责险通过道德风险机制促进企业对外直接投资，管理层可能会牺牲股东利益或出于构建商业帝国的目的过度投资，从而降低整体的投资绩效水平。综合上述分析，本文根据董责险的不同机制提出了竞争性假设H2a、H2b、H2c和H2d：

H2a：购买董责险的管理层激励机制会提升企业对外直接投资绩效。

H2b：购买董责险的外部监督机制会提升企业对外直接投资绩效。

H2c：购买董责险的融资风险管控机制会提升企业对外直接投资绩效。

H2d：购买董责险的道德风险机制会降低企业对外直接投资绩效。

（三）“一带一路”倡议的调节机制：基于“五通”视角的分析

“一带一路”倡议作为中国对外开放的顶层设计，将设施联通、政策沟通、资金融通、贸易畅通、民心相通作为核心内容。吕越等（2019）的研究从“五通”视角切入，表明“一带一路”倡议通过提高基础设施水平、增强区域间沟通与协作、降低企业融资约束水平、促进出口贸易以及减少文化差异渠道促进了中国企业对外直接投资。祝继高等（2021）指出，“一带一路”共建国家存在要素禀赋和政治经济环境等区位优势，这些优势有助于扩大中国对外投资规模。总体而言，“一带一路”倡议促进了中国企业开展对外直接投资。

董责险和“一带一路”倡议都能够促进企业对外直接投资，但董责险作为公司保险的一类，作用效果集中在公司层面，对企业对外投资的促进作用有限；“一带一路”倡议作为国家的顶层合作协议，作用效果集中在国家层面，且作用渠道更加多元化。因此，本文认为董责险在微观层面保障企业对外投资，而“一带一路”倡议在宏观的层面保障企业对外投资，两者为中国企业“走出去”提供了双重保障。基于上述分析，本文提出假设H3：

H3：“一带一路”倡议增强了董责险对企业对外投资规模的促进作用。

本文的分析框架如图1所示。

四、研究设计与描述性统计

（一）样本与数据

1.对外直接投资规模样本。本文基于CSMAR数据库构建2004—2018年中国A股上市公司海外子公司规模数据库，并删除以下数据样本：金融行业企业样本；ST类、^*ST类以及退市的样本；变量缺失的样本。为减少极端值的影响，对所有连续变量在1%和99%分位数上进行缩尾处理。经过以上处理，共得到19050个“企业—年”样本（2453个企业）。

2.对外直接投资绩效样本。本文借鉴朱佳信等（2022）的做法，基于BvD-ORBIS数据库构建2011—2018年中国A股上市公司海外子公司绩效数据库，并对数据库进行以下处理：剔除海外子公司总资产和营业收入低于1万美元的样本；剔除变量缺失的样本；对所有连续变量在1%和99%分位数上进行缩尾处理。最终样本量为6465。

3.数据来源。上市公司购买董责险的数据来自CNRDS数据库，财务和公司治理层面的数据来自CSMAR数据库，东道国层面的指标数据来自世界银行数据库，双边国家差异层面的指标数据来自WGI数据库、Hofstede网站和CEPII数据库。

（二）主要变量定义

1.被解释变量。关于企业对外直接投资规模的衡量方式，本文采用Xia等（2014）的做法，选择企业当年新增的海外子公司数量（OFDI）作为被解释变量；关于企业对外直接投资绩效的衡量方式，本文借鉴汪涛等（2020）的研究，将海外子公司总资产息税前收益率（ROASUB）作为被解释变量，并采用海外子公司净资产息税前收益率变量（ROESUB）作为对照。

2.解释变量。虽然董责险已经在中国实施多年，但是中国上市公司购买董责险的数据相对国外更为欠缺，披露保险费用、赔偿限额、免赔额等具体信息的企业较少，因此，本文将企业当年是否购买董责险的虚拟变量（DO）作为研究的解释变量。

3.中介变量。（1）企业风险中介变量：企业个股年收益率波动率（Return_std）和财务困境Z值（Zscore）。（2）代理成本中介变量：企业管理费用率（Mcost）、盈余管理水平（DisAcc）和是否有独董异议（Vote）。（3）融资约束中介变量：融资约束SA指数（SA）和KZ指数（KZ）。

4.控制变量。（1）对外直接投资规模控制变量（Controls_size）：本文选择企业规模（Size_emp）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（ROA）、营业收入增长率（Growth）、经营活动现金流比例（CFO）、第一大股东持股比例（Top）、机构投资者总持股比例（Ins）、沉淀冗余（abslack）、非沉淀冗余（unabslack）、所有制因素（SOE）、托宾Q值（Tobinq）和行业集中度（HHI）作为控制变量。除此之外，本文还控制了行业固定效应（ind）和年度固定效应（year）。

（2）对外直接投资绩效控制变量（Controls_profit）：除企业和行业层面的控制变量以外 ³，还包括以下变量：企业当年新增国内子公司数量（domestic）、企业截至当年累计国内子公司数量（Domestic）、本期和上期企业新增海外子公司数量之差（D.OFDI）、海外子公司资产负债率（sublev）、东道国GDP（GDP）、东道国GDP增长率（GDPGROWTH）、东道国人均GDP（PERGDP）、制度距离（Institution_dist）、文化距离（Culture_dist）和地理距离（Geo_dist）。除此之外，本文控制了公司固定效应（firm）和年度固定效应（year）。变量的具体定义详见表1。

（三）基准模型设计

本文首先探讨了董责险对企业对外直接投资规模的作用效果。具体模型设定如式（1）：

本文进一步探讨了董责险对企业对外直接投资绩效的作用效果。具体模型设定如式（2）：

其中，c表示海外子公司，i表示企业，j表示投资东道国，t表示时间，ε为期望为0的模型误差项。

（四）描述性统计

表2反映了基准模型中主要变量的描述性统计。OFDI的均值为0.50，中位数为0.00，说明中国上市公司整体而言并不倾向于向海外建立子公司。OFDI的最大值超过50，说明部分上市公司对外直接投资力度较大。ROASUB的均值仅为0.01，ROESUB的均值仅为0.08，说明中国上市公司对外直接投资绩效较低。DO的均值仅为0.06，表明中国企业仅有6%的企业购买董责险，董责险投保率较低。HHI均值仅为0.09，说明中国上市公司行业内竞争程度较高；SOE均值为0.41，说明样本上市公司中41%的企业为国有企业。

本文还以企业是否购买董责险进行分组，对主要变量进行均值差异检验。结果表明（限于篇幅未在正文汇报，备索）两组企业对外直接投资规模的差异在1%的水平上显著。然而，关于企业对外直接投资绩效（ROASUB和ROESUB）的差异性检验并未通过，主要原因有两个：第一，可能是两组样本观测值相差太大；第二，ROASUB和ROESUB与DO的关系可能受其他因素影响，从而导致分组的均值差异并不显著。以上结果表明，董责险鼓励企业参与对外直接投资项目，但对投资绩效的提升作用不明显，需要通过回归分析进一步验证。

五、主要实证结果

（一）基准回归结果

1.董责险对企业投资规模的影响

表3报告了模型的回归结果，采用泊松伪最大似然模型（PPML）以及逐步回归的方式进行估计。结果显示，第（1）至（4）列DO的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明引入董责险的企业对于设立海外子公司的意愿更加强烈。表3的结果表明董责险提高了企业对外直接投资规模，本文的假设1得到支持。

本文还分析了DO系数的经济意义。根据第（4）列的回归结果，当回归模型中的其他变量取其均值时，DO系数的边际效应为0.16，表明购买董责险的企业相对于未购买董责险的企业，海外子公司的数量新增31.51%（相对于OFDI均值而言），即DO系数具有显著的经济意义。

2.董责险对企业投资绩效的影响 ⁴

表4报告了模型的回归结果。结果表明，第（1）和（2）列DO的回归系数分别为0.04和0.25，均在5%的水平上显著为正，体现了董责险对海外子公司绩效的促进作用。表4的结果证明了董责险对投资绩效的积极影响，拒绝了假设2d，还进一步表明董责险并未通过道德风险效应作为主导机制影响企业对外直接投资，拒绝了假设1d。

（二）稳健性检验

为了保证回归结果的可靠性，本文进行了一系列稳健性检验，结果表明董责险对企业对外直接投资规模和绩效的促进作用是稳健的。篇幅所限，结果未列出，作者留存备索。

1.删除避税天堂数据

基于避税目的，上市公司有动机在避税天堂国家建立海外子公司，也可能先在中国香港设立子公司，然后将该子公司作为中转站以展开后续投资，因此在这些区位投资的海外子公司可能并非出于经营目的，从而对本文结论造成干扰。因此，本文将投资东道国为避税天堂国家和中国香港的子公司样本进行删除并重新展开回归。

2.分析董责险保费和保额的影响效果

本文将模型的解释变量替换为董责险保费占比（DOCOST，衡量方式为上市公司购买董责险的保险费用除以期末总资产）和董责险保额占比（DOCOV，衡量方式为上市公司购买董责险的保险赔偿限额除以期末市值）。如果上市公司未购买董责险，两个变量取值均为0。

除此之外，本文还进行了其他形式的稳健性检验，包括控制省份固定效应以及增加研发密集度、董事会规模、两职合一和管理层持股比例等遗漏变量。

（三）内生性检验

1.处理效应模型

企业是否购买董责险的决策是一种自选择行为，受到许多因素的影响。为了解决该问题，本文采用处理效应模型两步法进行检验。模型第一阶段，本文将企业是否购买董责险的虚拟变量（DO）作为被解释变量，参考Zou等（2008）筛选控制变量，并将DO的行业均值DO_ind作为排他性约束变量（Lin等，2011）。模型第二阶段，本文在式（1）和（2）的基础上加入第一阶段计算得到的逆米尔斯比率（IMR）进行回归。

模型第一阶段的回归结果显示，DO_ind的系数显著为正，表明企业购买董责险的行为受同行业企业购买行为的影响，排他性约束变量是有效的。模型第二阶段的回归结果显示，IMR的系数在1%或10%的水平上显著，表明样本确实存在自选择问题；DO的系数在1%或5%的水平上显著，表明控制企业自选择行为后，董责险提升了企业海外子公司规模和绩效，本文的结论依然稳健（篇幅所限未在正文披露，备索）。

2.Lead-Lag Change模型

部分企业购买董责险出于预防性动机，即为了避免未来对外投资项目失败可能导致的股东诉讼风险购买董责险。在这种情形下，企业对外投资项目规模的变化先于董责险的变化，而本文的假设预测董责险的变化先于企业对外投资项目规模的变化。因此，本文使用Change模型考察了董责险的变化与企业海外子公司规模变化的滞后或前推指标之间的相关性。

表5报告了Change模型的回归结果。第（1）列ΔDO的回归系数为0.48，在5%的水平上显著为正；第（2）列ΔDO的回归系数为−0.17，并不显著为正；第（3）列将OFDI的差分项滞后两年，回归系数为0.09，仍然不显著为正。表5的结果表明，董责险的变化导致了对外投资项目规模的变化，排除了反向因果的可能性。

3.倾向得分匹配—多时点双重差分模型 ⁵

本文还使用PSM—多时点DID模型缓解样本选择偏差导致的内生性问题。本文定义两种类型的Treat变量：（1）将持续开展对外投资的企业作为样本，如果公司在某年以后持续购买董责险，Treat取值为1，如果公司从未购买董责险，Treat取值为0；（2）将所有企业作为样本，如果公司在某年以后持续购买董责险，Treat取值为1，否则为0。关于Post变量，若公司当年购买董责险，取值为1，否则为0。本文对两类样本进行有放回匹配，同时保证处理组和对照组处于同一年份 ⁶，具体probit模型设定如式（3）所示。对于持续投资样本，采用一对一最近邻匹配、一对二最近邻匹配和半径为0.05的卡尺匹配方式进行匹配，对于全样本，采用半径为0.05的卡尺匹配方式进行匹配。

进行倾向得分匹配之后，本文选择多时点DID模型检验董责险对企业对外直接投资发挥的作用效果。使用DID模型的前提是满足平行趋势假定，本文采用回归法检验处理组企业和对照组企业在购买董责险之前是否具有平行趋势。图2报告了β_m的估计系数及其95%的置信区间。结果显示，企业购买董责险当期之前的β_m系数与0无显著性差异，表明企业购买董责险前处理组和对照组之间并无显著差异，通过了平行趋势检验。同时，对于企业购买董责险当期之后的系数β_m，当m=1或3时，系数均在5%的水平上显著，当m取其他值时，系数大部分与0无显著差异，证明了董责险对企业对外直接投资的积极影响，但这种影响存在滞后性且不持久。

平行趋势检验通过后，表6报告了多时点DID模型的结果。其中，第（1）至（3）列Treat×Post的回归系数至少在10%的水平上显著为正，第（4）列Treat×Post回归系数在5%的水平上显著。表6的结果表明，对于不同类型的匹配样本或匹配方法，Treat×Post的回归系数均显著为正，证明了结果的稳健性。

六、进一步检验

（一）董责险对企业对外直接投资模式的影响

企业在海外建立子公司包含两种模式：跨国并购和绿地投资。本文计算了以跨国并购设立的子公司数量占全体新增海外子公司数量的比例（MAratio），以分析购买董责险的企业对两种投资模式的偏好。由于回归样本是在境外设立子公司的企业，因此本文将当年未在境外设立子公司的企业样本进行删除，样本量从19050减少至3610。考虑到本文被解释变量取值为[0，1]，采用tobit和面板tobit模型估计较为合理。

表7报告了回归结果。第（1）列的结果显示，DO回归系数为0.53，表明引入董责险的企业更倾向于以跨国并购形式建立海外子公司，可能原因是以并购形式建立的海外子公司通常采用现金且一次性支付的形式进行交易（蒋冠宏和曾靓，2020），对企业资金充足性提出了考验，企业面临更加严重的风险，因此董责险发挥的积极作用更加显著。第（2）列是面板tobit模型的估计结果，DO的回归系数为0.45，在5%的水平上显著，与第（1）列回归系数并无明显差异，表明了结论的稳健性。

（二）“一带一路”倡议的调节效应

“一带一路”倡议作为中国对外开放的顶层设计，对中国上市公司“走出去”有明显的推动作用（吕越等，2019）。由于“一带一路”倡议和董责险都有类似提高企业风险承担的作用效果，两者扮演了“双保险”的角色，因此“一带一路”倡议可能会正向调节董责险对企业对外直接投资的促进作用。本文借鉴王桂军和卢潇潇（2019）的做法构建双重差分模型，考察了 “一带一路”倡议发挥的作用效果（倡议提出当期前后各4年，共9年）。本文共定义两类Belt变量：（1）将持续开展对外投资的企业作为样本，如果公司属于“一带一路”概念股 ⁷，Belt取值为1，否则Belt取值为0；（2）将所有企业作为样本，若公司属于“一带一路”概念股，Belt取值为1，否则取值为0。关于Post变量，参考吕越等（2019）的做法，若年份大于等于2013年，取值为1，否则为0。图3的平行趋势检验（置信水平为95%）表明模型存在平行趋势，可以进一步开展回归分析（限于篇幅，只报告了持续投资样本平行趋势检验图，其余图表备索）。

表8报告了回归结果。其中，第（1）列DO、Belt和Post三者交互项的系数为1.89，且在5%的水平上显著为正，第（2）列交互项的系数在10%的水平上显著为正。回归结果表明，“一带一路”倡议的提出对董责险促进对外直接投资的作用效果存在正向调节效应，可能原因是董责险从公司层面提高了企业风险承担水平，而“一带一路”倡议作为国家的顶层合作倡议全面推进企业对外直接投资。在两者的相互促进下，企业更有动力去开展境外投资。因此，假设3得以验证。

为保证模型结论的稳健性，本文采用构造虚假“一带一路”倡议年份的形式进行安慰剂检验，本文分别将“一带一路”倡议提出的年份提前1年和2年，固定样本期为9年，并重新进行检验，回归结果表明（篇幅所限未披露，备索），DO、Belt和Post三者交互项的系数并未显著为正，证明之前结论是可靠的。

（三）机制检验

1.提高企业风险承担

表9报告了中介效应的检验结果。对比（1）和（2）列、（3）和（4）列的结果，费舍尔组合检验的经验P值分别为0.051和0.007，分别通过了10%和1%的显著性检验，表明高风险组公司中DO的系数显著大于低风险组。结果表明董责险对企业对外直接投资的促进作用更集中于高风险公司，支持了董责险通过提高风险承担促进对外直接投资的机制。表9的结果验证了董责险的管理层激励机制，假设1a得到支持。

2.降低企业代理成本

表10报告了中介效应的检验结果。对比（1）和（2）列、（3）和（4）列、（5）和（6）列的结果，费舍尔组合检验的经验P值分别为0.031、0.011和0.000，分别通过了5%、5%和1%的显著性检验，表明高代理成本组公司中DO的系数显著大于低代理成本组。总体而言，董责险对企业对外直接投资的促进作用更集中于代理成本较高的公司，支持了董责险通过降低代理成本促进对外直接投资的机制，假设1b以及董责险的外部监督机制得以验证。

3.降低融资约束

表11报告了中介效应的检验结果。对比（1）和（2）列、（3）和（4）列的结果，费舍尔组合检验的经验P值分别为0.273和0.126，并未通过10%的显著性检验，表明高融资约束组公司中DO的系数并未显著大于低融资约束组。总体而言，结果并未支持董责险通过降低融资约束水平促进对外直接投资的机制，假设1c以及董责险的融资风险管控机制并未得到验证。

七、研究结论与启示

基于中国A股上市公司投保董责险和对外直接投资相关数据，本文从企业海外子公司的视角入手，探讨了董责险对企业对外直接投资的作用效果。本文的研究发现：（1）上市公司购买董责险后促进了企业开展对外直接投资行为，提高了投资规模。（2）董责险有利于提高上市公司海外子公司绩效，表明董责险的管理层激励、外部监督机制或风险管控机制占主导地位，董责险对企业的整体影响是积极的。（3）“一带一路”倡议对董责险和企业对外直接投资之间的关系存在调节效应，且该调节效应表现为增强作用。（4）机制检验发现，董责险通过提高企业风险承担和降低企业代理水平促进了企业对外直接投资，但减缓融资约束的机制并未得以验证，可能原因是董责险提高了企业风险承担，鼓励企业冒险，从而增加了企业面临的风险，融资成本有所提升。

本文的研究结论有以下几点启示。（1）要发挥董责险对企业对外直接投资的促进作用。总体而言，董责险有利于缓解企业管理层风险规避的现状，吸引高素质管理人才，有效提升了企业对外直接投资规模，需要注意的是，董责险也可能增加管理层机会主义行为，对企业造成不利影响，因此需要企业和保险公司发挥有效的监督作用。企业内部需要自我监督，定期对管理层行为进行考察，保险公司需要定期对公司经营情况以及管理层行为进行评估以发挥其监督职能。（2）目前中国企业董责险投保率仍待提高，考虑到董责险对企业对外直接投资的作用效果，应鼓励上市公司为管理层购买董责险。（3）中国企业“走出去”面临较高的国家风险，要想让董责险发挥更好的作用，需要政府部门在宏观层面出台相关政策法规予以保障。应该发挥“一带一路”倡议对企业对外投资和经营的积极作用，进一步助力企业防范和化解对外直接投资面临的风险，从而更好地促进企业参与对外直接投资。

本研究仍然存在一定的局限性，未来的实证研究可以在以下角度进行创新和突破：第一，本文只考察了企业是否投保董责险对企业对外直接投资的影响，后续研究可以进一步探讨董责险保费、保额、承保方式、保险公司特征对企业对外投资的作用效果。第二，企业对外直接投资的衡量涉及诸多方面，除海外子公司规模和绩效以外，还涵盖对外直接投资金额和区位等因素，这为未来研究提供了发展空间。第三，董责险影响企业对外直接投资的作用机制有待后续研究深入挖掘。

1资料来源：http://www.zqrb.cn/jrjg/insurance/2021-11-16/A1637077061814.html。

2典型案例为2011年广汽长丰公司虚假陈述赔偿纠纷案。在此次案件中，广汽长丰公司因虚假陈述向15名原告支付96.8万元的补偿费用并承担1.2万元的诉讼费用，而美亚财产保险有限公司向广汽长丰公司赔付80万元。

3本文控制了企业对外直接投资规模控制变量中除Top、Ins、abslack和unabslack变量以外的所有控制变量。

4考虑到东道国区位对企业海外子公司绩效的影响，除表4外，其余有关企业对外直接投资绩效的回归样本均删除避税天堂国家数据。

5篇幅所限，只报告了持续投资样本一对一匹配下的平行趋势检验图，其余图表（包括PSM变量平衡表和平行趋势检验图）备索。

6Stata的ultimatch命令允许处理组与对照组匹配时存在相同的特征（比如两组样本所处年份一致）。

7“一带一路”概念公司数据来自徐思等（2019），参见在《中国工业经济》网站（http://www.ciejournal.org）附件下载。