忙碌董事会、董事高管责任保险与股价崩盘风险：声誉理论抑或忙碌效应*

朱晓艳，徐 飞

（1.华侨大学工商管理学院，福建 泉州 362021；2.安徽师范大学经济管理学院，安徽 芜湖 241000）

一、引言

2020年初，瑞幸咖啡被爆出财务造假高达22亿元的消息后，股价暴跌80%。随后中国平安就此事进行回应，称已收到瑞幸公司被保险人的理赔申请，并进行处理。这一消息将董责险引入了大众的关注之中。董责险于2002年在国内资本市场推出，其作用在于保障董事、高管在履行职责的过程中因经营决策等失误面临的管理及法律风险。董责险不但可以有效将风险转移，还能保障投资者的利益。但由于制度的不成熟，国内上市公司投保董责险的比例不足6%，发展较慢。

近年来，随着国内证券市场的不断改革与发展，股价崩盘事件越发增加（陈珠明和程宇，2020）。胡国柳和宛晴（2015）认为，股价崩盘事件不但会损害股东财富，还会降低相关利益者的投资信心，甚至会妨碍国内实体经济的发展。因此，寻找有效抑制股价崩盘风险的方法迫在眉睫。已有研究认为，董责险通过加强外部监督降低了股价崩盘风险。Yuan等（2016）、胡国柳和宛晴（2015）认为，引入保险公司作为外部监督机构，能够有效监督董事及高管的行为，降低因利己动机而有意掩盖负面消息的概率，进而减少企业发生股价崩盘事件的可能性。此外，董事会作为公司内部重要的管理监督机构同时也是董责险被保险的对象之一，其治理效率与公司价值息息相关。但随着董事队伍的壮大，董事兼任现象屡见不鲜，忙碌董事会的治理效率一直争议不断。支持声誉理论的Fama和Jensen（1983）认为，能够兼任多家公司的忙碌董事往往会拥有较高的声誉以及丰富的经验，忙碌董事会是高质量的体现，有助于增加企业价值。而根据Ferris等（2003）的忙碌假说观点，身兼多职的董事由于时间与精力的限制，在对企业进行监督的过程中会力不从心，从而降低了企业价值。那么，忙碌董事会的存在，是会由于他们的声誉、经验等优势使他们为企业做出良好决策、降低代理成本、缓解企业股价崩盘风险，还是会因过度忙碌所导致的时间、精力等约束使他们无法有效监督、加剧股价崩盘风险？现有的研究尚未给出明确的答案。

总的来看，崩盘风险不但会受到公司内部治理效率的影响，同样也会受到外部因素的影响。董事会作为内部监督的手段之一，其监督效率自然影响企业崩盘风险，而引入董责险作为外部监督治理机制的重要一环，能否发挥其治理效率也是不容忽视。为此，为忙碌董事会购买董责险后会对股价崩盘风险产生什么样的影响？这是亟待检验的现实问题。但目前从公司治理的内部监督（忙碌董事会）和外部监督（董责险）两个方面来探究企业股价崩盘的文献并不多见。因此，本文首先检验忙碌董事会对股价崩盘风险的作用效果，其次再着眼于董责险对忙碌董事会与企业股价崩盘风险两者关系的影响，以深入分析董事高管责任保险是否会充分发挥其“监督治理作用”。

二、理论分析与假设提出

（一）忙碌董事会与股价崩盘风险

在企业内部治理体制中，董事会的地位不容小觑。Jensen等（1976）研究表明，董事会治理效率不仅与公司价值息息相关，同时也是解决因两权分离所带来的一系列代理成本问题的重要内部治理因素。不过伴随着董事会队伍日益壮大，董事兼任现象屡见不鲜。关于忙碌董事会在公司的内部治理效用，现有文献存在两种不同观点。Fama和Jensen（1983）认为，董事兼任有利于提升公司治理效率。Fich等（2006）则认为，董事会成员兼任过多职位会降低对公司经营决策的监督效果，进而降低公司治理绩效。就股价崩盘风险而言，本研究分别从“声誉理论”和“忙碌假说”两方面阐释忙碌董事会与崩盘风险之间的关系。

声誉理论认为，多家企业邀请同一个人任职其公司的董事，使其成为忙碌董事，也是从侧面表明该董事的监督能力以及决策能力较高。Vafeas（1999）认为，在多家企业董事会任职的忙碌董事，他们更容易洞悉到相关产品在市场变动情况、企业商业模式创新改革等信息，有助于董事提升决策效率、减少企业的并购溢价（Benson等，2015）。此外，能够担任董事职务的人一般都是银行、高校等方面的专业人才，他们在各自擅长的领域都具有较好的声誉。因此，为了保持个人勤勉尽职的形象，身兼多家企业的忙碌董事更加会积极履行监督以及经营决策的职责，也会更加严格监督管理层的行为，加大了管理层掩盖公司负面信息的难度，进而降低公司崩盘事件的发生机率。

然而，Ferris等（2003）提出的忙碌假说对此持不同的观点。该假说认为，人的精力与时间是有限的，就职于多家公司的董事会过于繁忙，分配到每个企业的精力也会随之减少，因此，董事的监督效用无法充分发挥，其监督能力也会被弱化。如魏刚等（2007）认为，董事会过度忙碌与治理效率低下有直接关系，会引起诸多企业内部治理问题，如稀释董事会成员的能力（Shivdasani等，1999）、收购质量下降（于东智，2003）等。Jiraporn等（2008）亦认为忙碌董事由于精力有限导致不能提供有效的监督和咨询决策，加大了非效率投资的概率，企业股价崩盘风险增加。更有研究进一步表明，董事会中有过多的忙碌董事也会降低公司股价，增加公司股价的波动性（苏坤，2020）。因此，当董事们兼任企业数量越多，任务越重时，不但会使董事会的治理效率和监督能力降低，还会导致过多代理问题的出现，从而增加企业股价崩盘风险。

基于上述分析，对于声誉理论与忙碌假说所产生的竞争性解释，本文提出如下竞争性假设1a和1b：

假设1a：忙碌董事会抑制股价崩盘风险，即声誉理论假说成立。

假设1b：忙碌董事会促进股价崩盘风险，即忙碌效应假说成立。

（二）忙碌董事会、董责险与股价崩盘风险

董责险监督的对象之一是董事，董事会的行为决策受其显著影响。学术界一直都在关注董责险的治理效应，其具有“监督”与“庇护”两种截然相反的效果。但从已有文献中可以看出，多数学者都比较认可董责险遵循外部监督假说，认为董责险对公司治理有积极作用（胡国柳等，2019）。据此，本文将验证董责险能否通过发挥外部监督作用，从而对忙碌董事会与股价崩盘风险之间的关系起到一定的调节作用。

声誉理论认为，董事兼任多家企业可以增强所在公司董事的经验，帮助其建立商业网络，为企业带来更多资源，进而提升企业价值（Mizruchi等，1988），缓解股价崩盘风险。此外，当董事兼任多家企业时会意识到自己责任的增加，为了维护个人声誉，也会伴随较强的监督职能（谭劲松，2003）。此时，再引入董责险，保险公司将会对投保企业进行监督，从而进一步促使董事会在治理公司时履行勤勉义务，董责险还能够将董事可能会面临的决策风险转嫁给保险公司，有利于保护董事们的个人利益，使得董事更关注于公司内部治理，提高治理效应。因此，企业购买董责险不但能够发挥外部监督治理效应，还可以强化和激活董事会在企业的治理机能，即董责险的治理效应与董事会之间存在交互效应。如郑志刚等（2011）研究表明，董责险与交叉上市等治理机制存在交互效应。Gorman等（2010）发现外部监督能够引起股东、董事会、监管机构等核心利益相关者间的互动。因此，购买董责险将对忙碌董事会与股价崩盘风险之间的负向关系起到强化作用。

而依据忙碌假说的观点，人的时间和精力都是有限的，如果兼任多个企业的董事可能就会因监督不足使企业内部掩盖负面消息，当负面消息集中释放时则会导致股价崩盘（王铁军和林佳敏，2019）。此外，Fich等（2007）研究表明，虽然董事兼任能够形成连结网，形成相互联系的关系网，但也会使在网络中的人更注重维护阶层之间的权益，不但未能提高监督效率反而还弱化了监督效应。但当企业购买董责险后，可将保险公司充当该企业的外部监督机制。从保险公司收益的不对称性来看，保险公司必定会通过制定严格的保险条款、介入公司经营等方法来对投保公司的决策行为进行约束和监督，这也为企业提供了更为专业、强有力的外部监督。从理论上说，一种治理效应的强化会相应地降低对另外一种治理效应的需求。如Ferreira等（2011）认为，企业内外二种监督效应之间会存在相互替代作用，若企业外部监督越有效，那么对内部监督的需求就会降低。也就表明，在外部监督强有效的情况下，董事会在公司治理的重要性会随之下降，进而降低了忙碌董事会对股价崩盘风险促进效应。

基于上述分析，本文提出如下进一步假说：

假设2a：基于声誉理论假说，董责险的引入会增强忙碌董事会对股价崩盘风险抑制效应。

假设2b：基于忙碌效应假说，董责险的引入会减弱忙碌董事会对股价崩盘风险促进效应。

三、 研究设计

（一）数据来源和样本选择

考虑到2006年中国会计政策变更影响，本文选取2007-2019年沪深 A 股上市公司为样本，对原始样本作出以下处理：剔除数据中缺失的样本，对连续变量进行上下1%缩尾处理。样本中董责险相关数据来自于有关上市公司年报信息，经手工整理进行筛选汇集而成，样本中其他数据均来自于 CSMAR 数据库。

（二）变量设定

1.股价崩盘。股价崩盘是股价异常波动重要指标，主要通过股票价格、股票指数收益率及其波动率为基础进行计量。本文借鉴Kim等（2016）、酒莉莉等（2018）的研究，构造了公司特有收益率负收益偏态系数NCSKEW和特有收益率上下波动比率DUVOL来衡量股价崩盘风险。具体计算方法见式（1）和式（2）。

式（1）中，ni,t为公司i在第T年交易周数，Wi,t为持有公司在第T周的收益。NCSKEWi,T越大，表明公司i在T年股价崩盘风险越大。

式（2）中，ni,t为公司i在第T年交易周数，ni,t,Up为公司i在第T年特有收益率高于平均特有收益率频数，ni,t,Down为公司i在第T年特有收益率低于平均特有收益率频数，Wi,t,Down和Wi,t,Up分别为超过年度平均的特有收益率部分和低于年度平均的特有收益率部分。DUVOL越大，表明当年负向收益波动比正向收益波动程度更高。

2.忙碌董事会。参考Holthausen（1999）的定义，再结合国内具体情况，若董事兼任不少于两家公司，则可定义为忙碌董事，以忙碌董事的数量与董事会总人数之比来衡量董事会的忙碌程度，以Busy描述忙碌董事会。

3.董责险。借鉴胡国柳和胡珺（2017）的研究，使用虚拟变量Ins描述企业购买董责险的具体情况，Ins表示上市企业是否已购买董责险，如果公司公告或文件中说明购买董责险险，并且董事会已经通过，则Ins数值为1，否则为0。

4.控制变量。选取公司特有收益率波动率Sigmai,t、平均特有收益率Reti,t、独立董事比例Indepi,t、董事会规模Boardi,t、第一大股东持股比例Firsti,t、公司资产对数sizei,t、资产负债率levi,t、总资产报酬率Roai,t、营业现金流比例Cfi,t、现金持有量Cashi,t作为控制变量。变量定义和度量具体见表1。

表1 变量定义

（三）模型设计

第一，为了检验忙碌董事对股价崩盘风险的影响，借鉴Khurana等（2018）等人的方法，本文构建如下模型：

式中，CrashRiski,t为股价崩盘风险，分别用第t年的NCSKEW和DUVOL来度量，Busyi,t为公司忙碌董事会的指标，CVSi,t为其他影响公司股价崩盘风险控制变量，τt、πi分别为年度固定效应、行业固定效应。本模型在回归分析检验时都对标准误差进行了公司层面的 Robust 调整。若β1系数显著为正，则表明忙碌董事会增大了未来股价崩盘风险，假设1b成立，若β1系数显著为负，则表明忙碌董事会削弱了未来股价崩盘风险，假设1a成立。

第二，为检验董责险对于忙碌董事会与股价崩盘风险的调节效应，本文构建回归模型如下：

式中，Busyi,t×Insi,t为忙碌董事与董责险的交乘项，为避免交互项与主效应之间存在多重共线性，本研究对于连续变量Busyi,t进行去中心化处理。β3为董责险对于忙碌董事会影响的进一步调节效应。

四、实证分析

（一）描述性统计与相关性检验

表2为主要变量的描述性统计情况。根据表2相关数据可以看出，股价崩盘风险指标NCSKEW和DUVOL均值分别为-0.188和-0.129 ，标准差分别为0.581和0.434，表明崩盘风险在不同公司中有较大的差异。忙碌董事会的均值是27.5%，说明我国上市公司中聘用忙碌董事并非罕见。INS均值为0.057，说明有5.7%的上市公司选购了董责险，与西方发达国家上市公司购买董责险的比例相比，我国上市公司董责险的购买水平是远远不够的。其他控制变量的描述性统计情况详见表2。

表2 变量描述性统计

表3为主要变量之间Pearson相关性检验。可以看出，公司股价崩盘风险NCSKEW和DUVOL之间的Pearson相关系数为 0.858，且在 1%的显著性水平下显著。企业股价崩盘风险与忙碌董事会在1%显著性水平下呈正相关关系，说明忙碌董事会加剧公司代理问题，增加公司股价崩盘风险，初步验证假设1b。同时，企业股价崩盘风险与董责险在5%显著性水平下呈负相关关系，表明引入董责险有助于抑制股价崩盘风险，初步验证假设2b。其他变量相关性检验结果见表3。

表3 主要变量Pearson相关性检验

表4为忙碌董事会与股价崩盘风险单变量检验，检验结果表明，忙碌董事比例高的样本公司，其股价崩盘风险在1%的显著性水平下显著高于低忙碌董事比例的公司，进一步验证了假设1b。

表4 忙碌董事会与股价崩盘风险单变量检验

（二）基本回归结果分析

表5为忙碌董事会与股价崩盘风险的回归结果。由于本文考察的是对未来股价崩盘风险的影响，因此，增加了将解释变量与相关控制变量滞后一期的处理。其中，模型（1）未将自变量与控制变量滞后一期，模型（2）是将解释变量与控制变量滞后一期。回归结果显示，无论回归方程是否将自变量与控制变量进行滞后一期的处理，解释变量Busy的回归系数都在1%显著性水平下显著为正，表明忙碌董事会加剧股价崩盘风险，即忙碌效应假说得到了验证，结论支持假设1b，拒绝假设1a。可能的原因在于，一方面，我国董事的声誉机制并不健全，董事兼任更可能体现出相应的忙碌效应；另一方面，我国董事的工作量比较多，担任企业董事的人大多都是业内的专业人士，本职工作量比较大，再加之兼任多家公司使得精力投入更加有限。由此可见，董事兼任过多职务会使其受到过度约束以及时间和精力上的限制，不能对企业进行有效监督，增加了代理成本，从而加剧了股价崩盘风险。

表5 忙碌董事会与股价崩盘风险的回归结果

注：括号内为t统计量。下同。

表6为董责险、忙碌董事会与股价崩盘风险回归结果。其中，模型（1）是没有将自变量与控制变量滞后一期的检验结果，模型（2）是将自变量与控制变量滞后一期的结果。检验结果依然显示忙碌董事会会显著增加公司股价崩盘风险。同时，忙碌董事会与引入董责险的交互项系数显著为负。检验结果表明，无论是否滞后一期，董责险在忙碌董事会与股价崩盘风险之间的正相关关系中，起到显著的调节作用，削弱了两者间的正相关关系，激发了忙碌董事会的治理效应，在一定程度上缓解了股价崩盘风险。

表6 忙碌董事会、董责险与股价崩盘风险的回归结果

（三）进一步回归分析

1.两职合一异质性分析

表7根据董事长和高管是否兼任，将样本划分为两职合一和两职分离进行分组检验。其中，模型（1）是基于两职分离上市公司检验，模型（2）是基于两职合一上市公司检验。根据表7的实证检验结果可以看到，在两职合一的企业中，忙碌董事会并不会显著增加企业的股价崩盘风险。相应地，忙碌董事会与董责险的交互项也不显著。而在两职分离的企业中，忙碌董事会与股价崩盘风险都在1%的显著性水平下呈现出正相关关系，进一步验证了假设1b的研究结论，在两职分离的企业中，忙碌董事会与董责险的交互项系数在5%的显著性水平下显著为负，验证了假设2b的研究结论，从而验证了董责险的外部监督效应。即引入董责险在弱化忙碌董事会与股价崩盘风险之间的正向关系在两职分离的企业中更为显著。

表7 基于两职合一的异质性检验结果

据此分析上述结果的可能原因是：在企业两职合一下, 董事长更有可能会利用自身的影响力动员董事会成员积极地推进企业长远发展战略，并为此提供建议和更多的资源。同时，两职合一也给予管理层更大的权力和信心以充分发挥其作用，其监督能力也较强，因而避免了忙碌董事会所带来的股价崩盘风险，相应地，董责险也无需发挥对于两职合一公司中忙碌董事会的治理作用。而在两职分离的企业中，其监督能力较弱从而更容易诱发忙碌董事会因精力有限所带来的股价崩盘风险，因而相较于两职合一的企业，其董责险的弱化作用在两职分离的企业中要更强一些。

2.信息透明度异质性分析

表8中模型（1）与模型（2）按照信息透明度低、信息透明度高分别进行分组回归。其中，借鉴Jones模型计算可操纵性应计利润，将可操纵性应计利润取绝对值作为衡量信息透明度，其绝对值越大，则公司的透明度就越低。而后将信息透明度按行业中位数划分信息透明度高低组。根据表8的实证检验结果可以得到如下结论：无论是在信息透明度高的企业还是信息透明度低的企业中，引入董责险在忙碌董事会与股价崩盘风险之间的正向关系均起到了弱化的调节作用，进一步验证了假设2b。但是通过对回归系数的大小进一步对比可以看出，信息透明度低的企业的忙碌董事会与董责险交互项的回归系数大于信息透明度高的企业的忙碌董事会与董责险交互项的回归系数，即董责险的这种弱化作用在信息透明度低的企业中其效应更加明显。

表8 基于信息透明度的异质性检验结果

分析产生这样结果的可能原因是：企业的信息透明程度较低，说明该企业被隐藏的坏消息也相应地更多，一旦这些被掩盖的不利消息被集中释放，会加剧企业发生股价崩盘风险的概率。而通过董事会的有效监督能够提高信息披露质量，从而缓解代理冲突（Fama等，1983）。但根据忙碌效应表明，忙碌董事会因精力有限而弱化了这种监督效应，使得在本就信息透明度低的企业中不但不能缓解代理冲突，反而提高了这种代理成本，容易引诱经理人进行信息管理，加剧股价崩盘风险。此时，作为第三方监督机构的保险公司更可能发挥外部监督作用，甄别出经理层想要掩盖的不利消息，从而减少了坏消息集中披露给企业带来的冲击。

（四）稳健性检验

由于董责险样本量较小，可能会存在样本选择性偏差，为此借鉴胡国柳和胡珺（2017），利用Heckman两阶段模型解决可能会出现的内生性问题。首先使用Probit模型估计选择购买董责险的逆米尔斯比率（IMR），该模型主要考察企业的不同特征如何影响董责险的购买，具体模型如下：

第一阶段Probit回归结果见表9第一阶段，从表中数据可知，企业规模（SIZE）、两职合一（DUAL）、董事人数（BOARD）、总资产报酬率（ROA）的回归系数均显著为正，表明规模较大、董事人数越多、企业绩效越好以及两职合一的上市公司购买董责险的概率会更大。此外，托宾Q（TQ）和资产负债率（LEV）的回归系数显著为负，表明成长性越高以及负债较高的公司引入董责险的概率越低。

其次，将计算好的逆米尔斯比率（IMR）放入样本数据中，再次回归从而修正样本选择偏差导致的内生性问题。回归结果见表9中第二阶段，忙碌董事会与股价崩盘风险显著正相关，董责险（INS）的调节作用也通过了显著性检验，回归结果与前文表6基本一致，说明纠正样本选择性偏差导致的内生性问题后，结论依旧稳健。

表9 Heckman二阶段检验

GROWTH -0.163***（-3.590）ROA -1.236***（-2.773）-0.007（-0.096）BOARD -0.003（-0.191）0.198**（2.098）-0.002（-1.002）LEV 0.239（1.169）-0.004（-1.216）0.031（1.634）SIZE 0.339***（8.732）0.026（1.022）-0.032***（-2.814）BUSY 0.075***（4.224）-0.045***（-3.380）0.066***（5.070）BUSY×INS -0.142*（-1.878）-0.125**（-2.338）INS -0.055***（-2.928）-0.032**（-2.453）RET 135.171***（7.516）75.449***（5.846）SIGMA 2.897***（2.873）0.789（1.079）CF -0.013（-0.629）-0.001（-0.071）FIRST -0.000（-1.140）-0.000（-1.181）CASH 0.155***（7.067）0.106***（6.375）INDEP 0.046（0.546）0.048（0.781）LAMBDA -0.0430（-0.764）0.025（0.573）C 0.642*（1.895）年度效应 控制 控制 控制行业效应 控制 控制 控制N 20260 24063 24063 Adj. R2 0.061 0.065 1.160***（2.632）

五、研究结论与建议

本文基于声誉理论和忙碌假说，以2007-2019年中国沪深A股上市公司为样本，从企业内外部监督的双重视角出发，实证探究了忙碌董事会、董责险与股价崩盘风险三者之间的关系。研究结果表明：第一，忙碌董事会加剧了股价崩盘风险，支持了忙碌效应假说的观点；第二，董责险对忙碌董事会与股价崩盘风险之间的正向关系具有弱化作用，董责险能够发挥监督的职能；第三，董责险的弱化作用在两职分离企业以及信息透明度低的企业中更加显著。

基于上述研究结论，提出如下几点建议：

第一，应理性选聘忙碌董事，提高公司治理效率。若董事兼任多家企业，会因精力有限难以有充足的时间对每一家企业负责，从而弱化董事会监督效应，进而加剧股价崩盘风险。因此，在选聘董事时，要结合企业自身具体情况，兼顾和平衡董事候选人的精力与声誉，进而能够最大化利用忙碌董事丰富的管理经验以及积极的信号传递作用，同时也能避免董事因过度忙碌而降低董事工作质量的情况发生，这样不但有利于企业提高董事会治理效率，降低代理成本从而缓解股价崩盘风险，还能够帮助企业在资本市场中占据主导地位，最终实现更高的企业价值。

第二，应重视并充分发挥董责险的外部治理作用。在欧美等一些发达国家，董责险已被普遍应用，而通过整理国内董责险数据可知，其在中国市场购买比例较低，董责险积极的公司治理效应似乎尚未得到国内资本市场的认同与重视，但根据本文结论，发现引入董责险能够发挥其外部监督治理效应，从而有利于弱化忙碌董事会加剧股价崩盘风险的影响。因此，企业要重视董责险的正向积极作用，充分利用其有效的外部治理机制来抑制因董事会忙碌而导致的治理效率低下，进而缓解企业的股价崩盘风险。