孔東民，王玉苗，石 路

(1.華中科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

一、 引言

國以民為本，民以食為天，食以安為先。食品安全與人民生活息息相關(guān)，關(guān)乎每一個(gè)人的生命和健康，是需要政府和全社會高度重視的民生問題。近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們消費(fèi)水平不斷提高，推動了食品行業(yè)的快速發(fā)展，同時(shí)也帶來了許多安全問題。例如，出現(xiàn)了三聚氰胺污染事件、雙匯瘦肉精事件、保健酒“偉哥門”事件、染色饅頭和毒豇豆等事件。盡管國家不斷修正《食品安全法》及相關(guān)法律法規(guī)，加大食品行政監(jiān)管處罰力度，改善食品安全環(huán)境，但是食品安全問題并未得到根本解決，食品安全事故仍屢見不鮮。因此，迫切需要建立有效的產(chǎn)品安全監(jiān)管機(jī)制，以減少食品安全事件的發(fā)生。

信息不對稱是食品行業(yè)的基本特征[1-2]。無論消費(fèi)或享受前后，消費(fèi)者都難以準(zhǔn)確評估食品的真實(shí)質(zhì)量[3-4]。食品類企業(yè)基于信息優(yōu)勢，通過提供較低質(zhì)量的產(chǎn)品和服務(wù)來減少企業(yè)生產(chǎn)成本，增加收益，從而導(dǎo)致道德風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。而且，具有信息劣勢的消費(fèi)者往往不愿意購買產(chǎn)品或買錯(cuò)產(chǎn)品，造成逆向選擇及資源錯(cuò)配。上述兩方面因素導(dǎo)致食品行業(yè)的市場機(jī)制難以有效運(yùn)行，必須依靠政府力量和制度監(jiān)管進(jìn)行干預(yù)。因此，食品安全規(guī)制和治理相關(guān)問題引起了學(xué)者和決策者的極大關(guān)注，并取得了豐富的研究成果。例如：Buzby和Frenzen發(fā)現(xiàn)由于訴訟費(fèi)用高以及賠償較少，產(chǎn)品責(zé)任制度對食品安全的影響較弱，無法對企業(yè)生產(chǎn)高質(zhì)量食品產(chǎn)生激勵(lì)作用[5]。從監(jiān)管制度的角度，Loureiro證明具有懲罰性賠償?shù)膰?yán)格責(zé)任制度顯著減少了食品安全事件的發(fā)生[6]。而且，Aung和Chang證明，建立食品追溯系統(tǒng)可通過增加安全保障和透明度提高食品質(zhì)量[7]。作為新興的市場型監(jiān)管機(jī)制[8]，產(chǎn)品責(zé)任保險(xiǎn)已被西方國家廣泛應(yīng)用于產(chǎn)品質(zhì)量和安全監(jiān)管方面。通過引入保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的監(jiān)管效應(yīng)，可以有效激勵(lì)企業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營，監(jiān)管產(chǎn)品質(zhì)量，彌補(bǔ)法律訴訟和政府監(jiān)管的不足[9]，甚至替代政府對產(chǎn)品安全與質(zhì)量的監(jiān)管[1]。由于政府機(jī)構(gòu)的監(jiān)管范圍有限，難以較為全面地保護(hù)人們免受有害食品的傷害，因此，由公共和私營部門所形成的共同監(jiān)管機(jī)制開始被學(xué)者和政策制定者所關(guān)注。

為加強(qiáng)食品安全與質(zhì)量，我國政府出臺了食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度，強(qiáng)制食品生產(chǎn)企業(yè)購買責(zé)任保險(xiǎn)，在分散食品安全責(zé)任風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)也為受害消費(fèi)者提供基本的賠償保障。該保險(xiǎn)不僅能實(shí)現(xiàn)“風(fēng)險(xiǎn)分散、賠償轉(zhuǎn)移”，還能刺激保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)主動參與公司治理與監(jiān)督，通過引入保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)監(jiān)管來加強(qiáng)對產(chǎn)品質(zhì)量和安全的管理。國內(nèi)食品安全責(zé)任保險(xiǎn)雖已存在，但投保率較低，并未發(fā)揮其應(yīng)有的社會治理效果。為此，國家食品藥品監(jiān)督管理局于2013年向國務(wù)院提交《中華人民共和國食品安全法(修訂草案)》，建議實(shí)施食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度，即食品生產(chǎn)性企業(yè)需強(qiáng)制性投保產(chǎn)品責(zé)任保險(xiǎn)。2015年2月2日，由中國保監(jiān)會、國務(wù)院、國家食品藥品監(jiān)管總局等三方聯(lián)合公布的《關(guān)于開展食品安全責(zé)任保險(xiǎn)試點(diǎn)工作的指導(dǎo)意見》，要求針對部分省份和重要食品行業(yè)開展試點(diǎn)工作，通過保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的介入，形成多方共同監(jiān)管食品安全與質(zhì)量的治理體系。

產(chǎn)品質(zhì)量和安全與公司價(jià)值息息相關(guān)。食品安全事故往往使得涉及企業(yè)面臨嚴(yán)重的財(cái)富損失和商譽(yù)損失[10-12]，甚至引發(fā)其股價(jià)暴跌風(fēng)險(xiǎn)。那么，旨在加強(qiáng)我國食品安全與質(zhì)量的強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度，是否能提高監(jiān)管水平，減少食品安全隱患，進(jìn)而降低食品上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)？已有文獻(xiàn)從食物中毒事故、懲罰性賠償制度、道德風(fēng)險(xiǎn)等多個(gè)方面論證了食品安全責(zé)任保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)后果[1,5-6,13]。不同于以往產(chǎn)品責(zé)任保險(xiǎn)的研究，中國食品安全責(zé)任強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施將導(dǎo)致食品安全質(zhì)量由公共部門和私營部門(Public-Private Partnership)所形成的共同監(jiān)管模式(Co-regulation)加以管制，為本文提供了獨(dú)特的研究場景。由于食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)為強(qiáng)制性，則無須考慮逆向選擇問題[14]，道德風(fēng)險(xiǎn)將是影響企業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營的主要渠道。因此，本文將利用食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)的實(shí)施這一制度環(huán)境的改變，探究公共與私營部門共同監(jiān)管機(jī)制對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文將通過手工收集各省份內(nèi)食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度的具體實(shí)施日期，然后采用雙重差分法識別該政策沖擊對食品上市公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，并從業(yè)績波動的視角探究其內(nèi)在機(jī)制。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：其一，拓展有關(guān)食品安全強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的政策效應(yīng)研究。相較于以往研究[1， 5-6，13-14]，本文將從股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的視角切入，進(jìn)一步分析食品安全治理的經(jīng)濟(jì)后果，以使研究范圍從食品安全事故發(fā)生概率延伸至企業(yè)經(jīng)營影響。其二，通過考察保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)對食品公司經(jīng)營的監(jiān)管作用及影響機(jī)制，拓展有關(guān)共同監(jiān)管和經(jīng)濟(jì)后果方面的研究視角[2,15]，為實(shí)現(xiàn)社會多元共治提供及時(shí)的政策啟示。

二、 理論分析和研究假說

股價(jià)崩盤現(xiàn)象一直是中國資本市場上的重大問題[16-17]，尤其在食品行業(yè)。嚴(yán)重的食品安全事故往往導(dǎo)致股價(jià)暴跌，造成股東財(cái)富的巨大損失[10-12]。Jin和Myers認(rèn)為企業(yè)與投資者之間的信息不對稱造成了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[18]。同時(shí)，信息不對稱的存在有利于管理者隱藏“壞消息”。相較于“好消息”，管理者普遍會隱瞞或推遲“壞消息”的披露[19]。在“壞消息”被隱藏時(shí)，信息不對稱使投資者高估企業(yè)價(jià)值，形成股價(jià)泡沫；“壞消息”累積至某個(gè)閾值時(shí)，最終將釋放至股票市場，導(dǎo)致股價(jià)崩盤的發(fā)生[18-20]。

已有研究發(fā)現(xiàn)，來自企業(yè)外部的監(jiān)管機(jī)制在公司治理方面扮演著重要角色，進(jìn)而對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生重要影響[21]。保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的介入將形成一種外包式監(jiān)管模式[1]。在投保過程中，保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)必然對投保企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)評估，從而設(shè)計(jì)相應(yīng)的保險(xiǎn)合同。相較于政府監(jiān)管機(jī)構(gòu)，為對保險(xiǎn)合同進(jìn)行精準(zhǔn)定價(jià)，保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)在信息收集以及風(fēng)險(xiǎn)管理方面具有明顯的優(yōu)勢和激勵(lì)作用。由于保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)會向高風(fēng)險(xiǎn)公司收取更高的保費(fèi)，投保企業(yè)可能會加強(qiáng)自身監(jiān)管，提供高質(zhì)量產(chǎn)品，以減少產(chǎn)品安全事故發(fā)生的概率，從而獲得較低保費(fèi)的保險(xiǎn)合約。換言之，保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)能起到外部監(jiān)管的作用，規(guī)范企業(yè)經(jīng)營行為，從而降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。此外，針對保險(xiǎn)合約中免賠或共賠條款的設(shè)計(jì)，產(chǎn)品責(zé)任保險(xiǎn)能有效抑制投保企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)，促使企業(yè)提供高質(zhì)量的產(chǎn)品，即產(chǎn)品責(zé)任保險(xiǎn)通過設(shè)計(jì)相應(yīng)的合約條款來降低道德風(fēng)險(xiǎn)[1,14]。因此，食品安全強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度通過引入保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的外部監(jiān)管效應(yīng)，減少企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)，規(guī)范企業(yè)經(jīng)營生產(chǎn)，從而降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)?；诖耍疚奶岢黾僬f1。

假說1：強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施顯著降低了食品上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

通過強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)所引入的外部監(jiān)管可以作為一種有效的公司治理機(jī)制，加強(qiáng)對企業(yè)經(jīng)營的監(jiān)管，從而降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。在企業(yè)經(jīng)營中，國有企業(yè)肩負(fù)著增加稅收收入、增加就業(yè)、維護(hù)社會穩(wěn)定等社會職能。而利潤最大化并不是國企經(jīng)營生產(chǎn)的主要或唯一目標(biāo)。相較之下，非國有企業(yè)更有可能在提供高質(zhì)量產(chǎn)品和獲取龐大利潤之間取舍權(quán)衡。在缺乏提高產(chǎn)品質(zhì)量的激勵(lì)機(jī)制下，非國有企業(yè)可能放松對食品生產(chǎn)的監(jiān)管，難以形成有效的內(nèi)部治理機(jī)制。而強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施能對非國有企業(yè)較弱的公司治理機(jī)制形成有效的補(bǔ)充。基于此，本文提出假說2。

假說2：在非國有企業(yè)中，強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響更加顯著。

來自機(jī)構(gòu)投資者的外部公司治理機(jī)制有利于降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[21]。通過持有上市公司股權(quán)，機(jī)構(gòu)投資者可參與公司治理行為，從而起到外部監(jiān)管的作用。Callen和Fang發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者穩(wěn)定性與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[22]。較高的持股比例將促使機(jī)構(gòu)投資者參與公司的治理決策，以維護(hù)自身利益，從而降低企業(yè)的未來股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。所以，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的上市公司中，由于外部治理機(jī)制較弱，因此通過強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度所引入的保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)能對公司治理進(jìn)行有效監(jiān)管，從而降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)?；诖耍疚奶岢黾僬f3。

假說3：機(jī)構(gòu)投資者持股比例越低，則強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響越顯著。

從信息環(huán)境而言，企業(yè)的信息不對稱程度越高，則股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大[18-20]。管理者對壞消息的隱瞞和囤積，將加劇企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，進(jìn)而增加企業(yè)的未來股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。而強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施不僅能有效減少企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)，加強(qiáng)對企業(yè)生產(chǎn)的監(jiān)管，減少壞消息的產(chǎn)生，還能通過保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的監(jiān)管效應(yīng)，抑制管理者的機(jī)會主義，減少壞消息的囤積，最終起到降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的作用。因此，在信息不對稱程度較高的企業(yè)中，食品安全強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度可以更為有效地發(fā)揮保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的外部監(jiān)管作用，從而降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)?；诖耍疚奶岢黾僬f4。

假說4：信息不對稱程度較高的企業(yè)中，強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響更顯著。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本和數(shù)據(jù)

食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度于2015年正式實(shí)施，但部分城市從2008年便積極展開試點(diǎn)推行。截至2015年底，除吉林、云南、西藏、寧夏等省份外，大部分省份都出臺了食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)政策。我們從各省政府官方網(wǎng)站、省政府保險(xiǎn)監(jiān)督管理委員會、省內(nèi)首次報(bào)道食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)政策的媒體等渠道手工收集了所有城市的食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)政策數(shù)據(jù)。表1列出了不同省份的政策實(shí)施時(shí)間。

表1 不同省份食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)試點(diǎn)時(shí)間

食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度主要針對食品生產(chǎn)過程中的食品安全問題。考慮到上市公司規(guī)模較大，對地方經(jīng)濟(jì)影響深遠(yuǎn)，政府更傾向于將這類食品公司納入試點(diǎn)政策。因此，本文主要對食品制造業(yè)類上市公司進(jìn)行實(shí)證探究。其中，以所在省份實(shí)施強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的上市公司作為實(shí)驗(yàn)組，以2015年后仍未實(shí)施該制度的省份內(nèi)上市公司作為對照組。

本文選取2005—2018年為實(shí)證樣本區(qū)間，樣本刪選步驟如下：(1)以所有食品制造業(yè)上市公司為初始樣本；(2)剔除ST或*ST企業(yè)；(3)剔除資不抵債企業(yè)；(4)剔除缺失值的樣本觀測值。最終，本文得到包含822個(gè)觀測值的實(shí)證樣本。此外，我們還對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%水平上的縮尾處理。實(shí)證所需的上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。股票價(jià)格和股票收益均為考慮現(xiàn)金紅利再投資后的價(jià)格和收益。

(二) 主要變量定義

1. 股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)

參照Kothari等、Hutton等[19-20]的度量指標(biāo)，本文使用以下兩種模型衡量股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)：

首先，基于模型(1)，利用上市公司i的股票周收益數(shù)據(jù)，分年份進(jìn)行回歸估計(jì)。其中，Ri,j為上市公司i的第j周考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票收益率，Rm,j為第j周經(jīng)流通市值加權(quán)的市場收益率。

Ri,j=αi+β1Rm,j-2+β2Rm,j-1+β3Rm,j+β4Rm,j+1+β5Rm,j+2+i,j

(1)

(2)

(3)

其中，n為股票i每年的交易周數(shù)，nu為股票i每年的周特有收益為Wi,j大于年平均周收益為Wi,i的周數(shù)(上漲周數(shù))，nd為股票i每年的周特有收益為Wi,j小于年平均周收益為Wi,j的周數(shù)(下跌周數(shù))。NCSKEW或DUVOL的數(shù)值越大，則股票的崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大，反之亦然。

2. 信息不對稱

知情交易概率PIN是由Easley等人所構(gòu)建且較為常用的指標(biāo)[23]。在序貫交易模型的基礎(chǔ)上，利用股票的高頻交易數(shù)據(jù)，基于分筆交易的混合分布，估計(jì)知情交易概率，這是對信息不對稱的直接測度。PIN數(shù)值越大，信息不對稱程度越高。確定每一交易日的似然函數(shù)，如模型(4)所示。

(4)

其中，B和S分別為單位時(shí)間內(nèi)的買單和賣單數(shù)量，α是私有信息發(fā)生概率，δ是壞消息概率，μ是知情交易者的訂單到達(dá)率，εs是非知情交易賣方的訂單到達(dá)率，εb是非知情交易買方的訂單到達(dá)率。運(yùn)用最大似然估計(jì)法得到在第t年的似然函數(shù)，如模型(5)所示。求得各參數(shù)的最優(yōu)解，基于模型(6)求解PIN。

(5)

(6)

3. 控制變量

參考以往研究[19-20]，本文控制了影響股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)、行業(yè)及地區(qū)層面的特征變量。例如：月平均換手率(Turnover)，周特有收益均值(Ret)和標(biāo)準(zhǔn)差(Sigma)。本文還控制了企業(yè)特征變量，如企業(yè)規(guī)模(Size)，資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，資產(chǎn)收益率(Roa)，企業(yè)成長性(MB)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、無形資產(chǎn)(Intangible)、虧損狀態(tài)(Loss)、現(xiàn)金流(CFO)，應(yīng)計(jì)盈余管理(Accm)，以及所在省份的市場化程度(Marketization)。表2列示了變量定義。

表2 變量定義

(三) 模型設(shè)定

由于不同省份政策實(shí)施的時(shí)間不同，本文運(yùn)用多期雙重差分法(Time-varying Difference-in-Difference)評估強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的政策效應(yīng)。多期DID，也稱為多時(shí)點(diǎn)DID，被廣泛應(yīng)用于處理個(gè)體所受沖擊時(shí)間點(diǎn)不完全一致的情況。例如：邵傳林和閆永生通過確認(rèn)各商業(yè)銀行開展綠色信貸的時(shí)間，采用多期DID模型驗(yàn)證企業(yè)社會責(zé)任對銀行商業(yè)價(jià)值的影響[24]。

本文的回歸模型設(shè)定如下：

CrashRiski,t+1=αi+β1Treati×Posti,t+β2Treati+β3Posti,t+β4Crashi,t+β5Turnoveri,t+β6Reti,t+

β7Sigmai,t+β8Sizei,t+β9Levi,t+β10MBi,t+β11Lossi,t+β12Roai,t+β13CFOi,t+β14Intangiblei,t+β15SOEi,t+β16Accmi,t+β17Marketizationi,t+FirmFE+YearFE+IndustryFE+i,t+1

(7)

其中，被解釋變量NCSKEWi,t+1和DUVOLi,t+1為上市公司i第t+1年的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。若上市公司i所在省份實(shí)施強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度，則Treati賦值為1，否則為0。Posti,t為虛擬變量，若上市公司i所在省份在第t年已經(jīng)開始實(shí)施強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度，則取值為1，否則為0。在控制年份和企業(yè)層面的固定效應(yīng)后，變量Treati和Posti,t的影響均被吸收，故后文不報(bào)告該變量的回歸系數(shù)。

四、 實(shí)證分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。在Panel A中，被解釋變量NCSKEWt+1和DUVOLt+1的均值分別為-0.167和-0.114，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.627和0.472。在樣本期內(nèi)，上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)變化較大。其他變量都在較大范圍內(nèi)波動，為本文提供了適合的研究素材。Panel B檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組在強(qiáng)制保險(xiǎn)制度實(shí)施前后的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)差異?？梢园l(fā)現(xiàn)，在強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施后，實(shí)驗(yàn)組的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)均值顯著下降0.091或0.059。該結(jié)果初步表明強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施降低了食品行業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二) 強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響

本文通過對模型(7)進(jìn)行回歸估計(jì)來驗(yàn)證實(shí)施強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響，表4報(bào)告了相關(guān)的回歸結(jié)果。在第(1)列的回歸結(jié)果中，交乘項(xiàng)變量Treati×Posti,t的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這表明，在實(shí)施強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度后，食品上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著下降135%(135%=-0.225/-0.167；其中，-0.167為變量NCSKEWt+1的均值)。由第(2)列的回歸結(jié)果可知，在加入控制變量后，強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)向影響依舊顯著。當(dāng)以DUVOLt+1為被解釋變量進(jìn)行回歸估計(jì)時(shí)，交乘項(xiàng)變量Treati×Posti,t的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)。即強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施導(dǎo)致該省內(nèi)的食品上市公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著下降，假說1得到支持。該結(jié)果表明，旨在加強(qiáng)我國食品安全與質(zhì)量的強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度顯著降低了食品上市公司的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。

表4 強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響

(三) 異質(zhì)性檢驗(yàn)

表5的Panel A檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的政策效應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，只有在非國有上市公司的子樣本中，變量Treati×Posti,t的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)。該結(jié)果表明，在非國有企業(yè)中，食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度的政策效應(yīng)更加顯著，這與假說2相符。

本文通過機(jī)構(gòu)投資者持股比例來反映機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督效應(yīng)的強(qiáng)弱，并利用機(jī)構(gòu)持股比例的年度-行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行分組回歸。表5的Panel B報(bào)告了相關(guān)結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，在機(jī)構(gòu)投資者持股較少的情況下，變量Treati×Posti,t的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這表明在缺乏外部有效監(jiān)管的情況下，強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響更加顯著。假說3得到支持。

本文根據(jù)信息不對稱的年度-行業(yè)中位數(shù)，將所有樣本劃分為信息不對稱較高和較低兩個(gè)子樣本，并進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)。表5的Panel C報(bào)告了相關(guān)的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響僅在信息不對稱程度較高的子樣本中顯著。該回歸結(jié)果支持了假說3。

表5 異質(zhì)性檢驗(yàn)

綜上所述，食品安全責(zé)任保險(xiǎn)制度的政策效應(yīng)在非國有上市公司、機(jī)構(gòu)投資者持股較少或信息不對稱較高的食品上市公司中更顯著。由強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度所形成的監(jiān)管機(jī)制，與公司治理機(jī)制形成一定的互補(bǔ)關(guān)系。引入保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的監(jiān)管效應(yīng)能有效彌補(bǔ)公司治理機(jī)制缺位的影響。

五、 進(jìn)一步研究與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一) 強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)通過業(yè)績波動影響股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為深入分析強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度作用于股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)制渠道。本文選取上市公司的業(yè)績波動Roe_sdi,t為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。由第(1)列的回歸結(jié)果可知，強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施顯著降低了食品上市公司的業(yè)績波動。該結(jié)果表明，基于保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的監(jiān)管效應(yīng)，食品安全強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施加強(qiáng)了對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的監(jiān)管，減少了食品安全事故的發(fā)生[14]，進(jìn)而減少了企業(yè)業(yè)績波動。由第(2)和第(3)列的回歸結(jié)果可見，業(yè)績波動與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)，即上市公司的業(yè)績波動越劇烈，則未來將面臨的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)越大。同時(shí)，在加入業(yè)績波動變量后，Treati×Posti,t的回歸系數(shù)依舊顯著為負(fù)，但其系數(shù)絕對值均小于上文基準(zhǔn)結(jié)果。由此可見，食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)通過減少食品生產(chǎn)企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)，規(guī)范企業(yè)經(jīng)營生產(chǎn)，從而減少業(yè)績波動，最終使得股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)降低。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)——業(yè)績波動

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的動態(tài)效應(yīng)

圖1 強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的動態(tài)效應(yīng)注:本圖描述了食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度實(shí)施前后期間交乘項(xiàng)回歸系數(shù)的變化趨勢。橫軸為時(shí)間軸，T=0為強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施的事件年，期間[-4, -1]為該制度實(shí)施前的年份區(qū)間，期間[0, 5]為該制度實(shí)施后的年份區(qū)間?？v軸為交乘項(xiàng)變量的回歸系數(shù)，其中，虛線為該回歸系數(shù)的95%置信區(qū)間。

(8)

圖1描述了在食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)制度實(shí)施前后期間回歸系數(shù)的變化趨勢，該回歸系數(shù)體現(xiàn)了實(shí)驗(yàn)組與對照組的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)差異。根據(jù)βi變化趨勢，我們發(fā)現(xiàn)：第一，如左側(cè)實(shí)線(期間為[-4, -1])所示，在強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施之前，回歸系數(shù)βi數(shù)值并未顯著異于零，表明實(shí)驗(yàn)組與對照組之間的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)水平無顯著差異，即股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的變化未先于強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施。該結(jié)果滿足了雙重差分模型的平行趨勢要求。而且，由于在強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施之前實(shí)驗(yàn)組和對照組的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)變化趨勢相同，因此上文所驗(yàn)證的實(shí)驗(yàn)組和對照組之間的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)差異更可能是由強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施所造成的。第二，正如右側(cè)實(shí)線(期間為[0, 5])所示，在強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施之后，回歸系數(shù)βi數(shù)值顯著異于零。該結(jié)果表明，實(shí)驗(yàn)組的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著小于對照組，且實(shí)驗(yàn)組股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)均值迅速降低。強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度實(shí)施對食品上市公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響幾乎持續(xù)5年左右。

2. 股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過更換股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的衡量方式及計(jì)算區(qū)間來檢驗(yàn)該變量的穩(wěn)健性。首先，利用模型(1)所計(jì)算的周特有收益為Wi,j=Ln(1+i,j)構(gòu)建股價(jià)崩盤的虛擬變量。具體而言，若上市公司i在第t年內(nèi)至少有一次周特有收益Wi,j使得等式Wi,j≤Average(Wi,t)-3.09σi,t成立，則變量Crashi,t取值為1，否則為0。其中，Average(Wi,t)為上市公司i在第t年周特有收益均值，σi,t為上市公司i在第t年周特有收益的標(biāo)準(zhǔn)差。由于Crashi,t為虛擬變量，故在模型(7)的基礎(chǔ)上使用Logit方法進(jìn)行回歸估計(jì)更為合適。表7的第(1)和第(2)列表明，無論是使用Logit回歸或固定效應(yīng)的面板回歸，交乘項(xiàng)變量Treati×Posti,t與股價(jià)崩盤變量Crashi,t+1均顯著負(fù)相關(guān)，即強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施顯著降低了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)?；貧w結(jié)果基本與上文一致。

表7 股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

其次，基于該上市公司的年報(bào)披露日期，利用第t年年報(bào)披露到第t+1年年報(bào)披露的時(shí)間區(qū)間重新計(jì)算股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)變量，從而進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表7的第(3)和第(4)列報(bào)告了相關(guān)的回歸結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，在更換股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的計(jì)算區(qū)間后，變量Treat×Post的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，與上文結(jié)果一致。基于不同的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)測度，我們得到一致的結(jié)果。故本文結(jié)果較為穩(wěn)健。

最后，為驗(yàn)證是否存在樣本選擇偏差，本文基于Heckman兩步法進(jìn)行檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，在使用市場化水平為選擇變量時(shí)，變量Treat×Post的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明食品強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施會顯著降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。在第二階段的回歸結(jié)果中，逆米爾斯比率IMR(Inverse Mills Ration)的顯著性并不穩(wěn)健，表明，本文模型并未存在嚴(yán)重的樣本自選擇問題。限于篇幅問題，不再報(bào)告具體結(jié)果。

六、 結(jié)論性評述

本文利用我國不同省份的政策試點(diǎn)數(shù)據(jù)，通過運(yùn)用雙重差分模型考察食品安全責(zé)任強(qiáng)制保險(xiǎn)的實(shí)施對食品上市公司股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響及其機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，通過引入保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的監(jiān)管作用，加強(qiáng)食品生產(chǎn)監(jiān)管，強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的實(shí)施減少了經(jīng)營業(yè)績波動，從而顯著降低了食品行業(yè)的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)。而且，食品安全責(zé)任保險(xiǎn)制度的政策效應(yīng)在非國有上市公司、機(jī)構(gòu)投資者持股較少或信息不對稱程度較高的食品上市公司中更顯著。

基于上述實(shí)證結(jié)果，我們提出以下重要政策啟示：第一，食品這類信任品市場的失靈往往是由企業(yè)內(nèi)部監(jiān)管不足所造成的。規(guī)范企業(yè)行為除企業(yè)自身管理能力的提高，還須通過政府或第三方機(jī)構(gòu)的介入，形成有效的外部監(jiān)管。為此，可進(jìn)一步擴(kuò)大食品安全與質(zhì)量監(jiān)管的覆蓋面，充分調(diào)動各種市場力量和社會監(jiān)督。第二，由于市場型監(jiān)管機(jī)制的優(yōu)勢，公共部門與私營部門之間的共同監(jiān)管機(jī)制在管理食品安全方面更加高效。對政府而言，食品安全與質(zhì)量的監(jiān)管是一項(xiàng)十分艱巨的任務(wù)。政府和監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)充分利用市場機(jī)制或市場力量，如產(chǎn)品責(zé)任保險(xiǎn)或新型金融科技產(chǎn)品，激勵(lì)食品企業(yè)生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)品，從而提高居民的生活質(zhì)量。第三，共同監(jiān)管機(jī)制能潛在地提高食品安全水平，但采取共同監(jiān)管機(jī)制仍然面臨一些未知障礙，如社會利益和私人利益之間的權(quán)衡[15]、行政監(jiān)管成本與消費(fèi)者權(quán)益之間的取舍。此外，當(dāng)引入第三方機(jī)構(gòu)的監(jiān)管機(jī)制時(shí)，須謹(jǐn)防其與被監(jiān)管企業(yè)之間的合謀。因此，政府需要結(jié)合該信任品市場特征，慎重評估引入市場型監(jiān)管機(jī)制的利弊。

本文評估了食品安全強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的政策效應(yīng)，但并未深入探析強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)的合約條款，如保險(xiǎn)費(fèi)率、投保范圍以及保險(xiǎn)賠付比例。在未來研究中，可將研究對象延伸至非上市公司層面，不再局限于股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)；也可進(jìn)一步探究強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)能否有助于增加消費(fèi)者信心、塑造品牌形象，最終提高企業(yè)績效；或從保險(xiǎn)合約特征的角度，進(jìn)一步探究保險(xiǎn)費(fèi)率或地區(qū)保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展如何影響食品安全強(qiáng)制責(zé)任保險(xiǎn)制度的政策效果。