嚴(yán)若森 朱婉晨

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

引言

董事會(huì)成員的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征會(huì)影響其行為偏好，并會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)成員各自在應(yīng)對(duì)環(huán)境、處理問(wèn)題等方面存在認(rèn)知差異，進(jìn)而會(huì)影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策。其中，作為彰顯董事會(huì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的重要變量，女性董事被視為董事會(huì)多元化的關(guān)鍵要素，且其會(huì)直接影響董事會(huì)的決策制定進(jìn)程以及企業(yè)的其他重要業(yè)務(wù)過(guò)程。亦正因如此，董事會(huì)開(kāi)始日益重視并思考女性代表在企業(yè)戰(zhàn)略決策中所發(fā)揮的作用，而董事會(huì)的性別多樣性亦已演變成為公司治理領(lǐng)域的爭(zhēng)議性話題(Huang and Kisgen, 2013;Graham et al., 2013)[11][9]。

作為獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)、搶占市場(chǎng)份額及提升企業(yè)績(jī)效的關(guān)鍵性戰(zhàn)略，創(chuàng)新是企業(yè)保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的必要手段，而是否開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)則是董事會(huì)戰(zhàn)略決策的重要組成部分。而女性董事通過(guò)參與董事會(huì)決策過(guò)程能夠影響企業(yè)戰(zhàn)略決策的制定，進(jìn)而會(huì)影響企業(yè)的創(chuàng)新行為及投入。一方面，董事會(huì)中加入女性代表能夠改善董事會(huì)的性別多樣性，并能夠藉此提升董事會(huì)認(rèn)知層面的異質(zhì)性以及為董事會(huì)決策提供差異化的信息與資源，進(jìn)而會(huì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新決策及投入產(chǎn)生有利影響；另一方面，女性董事亦可能基于性別屬性而產(chǎn)生社會(huì)類化現(xiàn)象，進(jìn)而成為降低董事會(huì)決策質(zhì)量與效率的影響因子，與此同時(shí)，女性董事尚可能會(huì)基于自身的性格特征而傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型戰(zhàn)略決策，而這些均會(huì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新決策及投入產(chǎn)生不利影響。很顯然，單就女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響而言，其不會(huì)僅僅只是某種簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。而進(jìn)一步而言，作為一種組織治理平臺(tái)，董事會(huì)自身的相關(guān)組織特征變量亦會(huì)影響女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。

有鑒于此，本文擬基于信息決策理論與社會(huì)角色理論，解析女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，并考察董事會(huì)權(quán)力集中度這一董事會(huì)的組織特征變量對(duì)此影響的調(diào)節(jié)作用。

本文的研究貢獻(xiàn)在于，基于較之于Mcleod et al.(1996)[14]、Carter et al.(2010)[6]、Boulouta(2013)[4]等既有相關(guān)研究更為全面的理論視角，并基于中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)了一組存在于女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型非線性關(guān)系，且驗(yàn)證了董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)此倒U型非線性關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。藉此，本文豐富與拓展了女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)聯(lián)領(lǐng)域的研究。

理論分析與研究假設(shè)

一、女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

1. 基于信息決策理論的女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

信息決策理論認(rèn)為，多樣性程度高的組織會(huì)產(chǎn)生不同的觀點(diǎn)與思維，且差異性觀點(diǎn)與思維有助于制定更高質(zhì)量的決策。很顯然，組織內(nèi)可見(jiàn)屬性的多元化能夠?yàn)榻M織帶來(lái)積極效益，對(duì)此，性別屬性亦然。作為企業(yè)的決策制定中心，董事會(huì)的主要職能在于監(jiān)督管理層，同時(shí)提供戰(zhàn)略性建議。而聚焦于董事會(huì)的群體多樣性的研究發(fā)現(xiàn)，往往是多元化的董事會(huì)更傾向于創(chuàng)新，且其能夠制定出更高水平的戰(zhàn)略決策。

董事會(huì)成員所承載的不同社會(huì)屬性自然會(huì)導(dǎo)致董事會(huì)成員具有不同的認(rèn)知框架，而董事會(huì)成員的認(rèn)知框架差異會(huì)對(duì)企業(yè)的相關(guān)決策與行為產(chǎn)生差異化的影響。其中，基于性別等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的異質(zhì)性引致的信息來(lái)源多元化及信息視角多元化有助于企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)造性活動(dòng)與創(chuàng)新行為。對(duì)此，Mcleod et al.(1996)[14]認(rèn)為，董事會(huì)成員的性別異質(zhì)性能夠?yàn)槎聲?huì)在信息甄別與使用方面提供幫助，并能夠藉此提升董事會(huì)的決策質(zhì)量，從而有助于制定出促進(jìn)企業(yè)發(fā)展的創(chuàng)新戰(zhàn)略；Miller and Triana(2009)[15]闡明，董事會(huì)的性別多樣性能夠提高企業(yè)聲譽(yù)，并推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新；Tuggle et al.(2010)[24]基于高階理論視角，提出了董事會(huì)異質(zhì)性會(huì)影響董事會(huì)關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新討論的研究假設(shè)，并認(rèn)為董事會(huì)商討制定企業(yè)創(chuàng)新決策的能力取決于董事包括性別、種族、年齡等在內(nèi)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征；Carter et al.(2010)[6]基于信息獲取與信息匹配的視角認(rèn)為，女性董事有助于企業(yè)完善市場(chǎng)及客戶信息；Mahadeo et al.(2012)[13]發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)的女性董事比例正向影響企業(yè)績(jī)效；周建和李小青(2012)[33]認(rèn)為，董事會(huì)異質(zhì)性有利于增加董事會(huì)成員的思維彈性，并激發(fā)任務(wù)導(dǎo)向的沖突，從而有利于促進(jìn)董事會(huì)成員之間基于信息多元化視角討論創(chuàng)新問(wèn)題；Rossi et al. (2017)[20]基于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避視角發(fā)現(xiàn)，女性董事能夠影響企業(yè)決策，同時(shí)女性董事能夠降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，且只有當(dāng)企業(yè)聚焦于創(chuàng)新戰(zhàn)略時(shí)，女性董事才會(huì)通過(guò)促進(jìn)創(chuàng)新提升企業(yè)績(jī)效。

很顯然，就基于信息決策理論視角而言，女性董事的加入既能夠提升董事會(huì)的性別異質(zhì)性程度，亦能夠促使男女董事發(fā)現(xiàn)彼此之間的差異進(jìn)而可能為企業(yè)帶來(lái)創(chuàng)新性價(jià)值，且較之于董事全部為男性的同質(zhì)性團(tuán)隊(duì)而言，女性董事的存在更容易打破董事會(huì)墨守成規(guī)及囿于固有商業(yè)模式的局面，從而有利于促進(jìn)董事會(huì)敢于突破自我而開(kāi)展戰(zhàn)略創(chuàng)新行為或投入。

但毋庸置疑的是，董事會(huì)的異質(zhì)性帶來(lái)的并非全是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用。例如，團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性能夠削弱組織成員之間的心理依戀，從而會(huì)降低成員之間的相互合作，進(jìn)而影響組織創(chuàng)新，而且團(tuán)隊(duì)成員異質(zhì)性程度的不斷增加尚會(huì)誘發(fā)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部產(chǎn)生分離均衡，并加劇小團(tuán)體的生成，進(jìn)而刺激產(chǎn)生群體斷裂帶，而群體斷裂帶不僅不能夠促進(jìn)組織創(chuàng)新，反而會(huì)抑制成員之間的溝通交流，破壞成員之間的信任關(guān)系，并影響相互合作，最終將負(fù)向影響組織創(chuàng)新(Tuggle et al., 2010)[24]。由此出發(fā)，隨著女性董事數(shù)量的不斷增加，董事會(huì)的性別異質(zhì)性程度亦將不斷提高，也許當(dāng)董事會(huì)的性別異質(zhì)性程度僅僅只是中等時(shí)，董事會(huì)成員的行為決策保持一致的可能性更大，此時(shí)，女性董事的角色更多的只是信息提供者，并藉此增加董事會(huì)制定戰(zhàn)略決策的信息廣度，然而一旦董事會(huì)的性別異質(zhì)性程度較高或非常之高，則董事會(huì)內(nèi)部很可能即會(huì)引發(fā)激烈的矛盾沖突并藉此誘發(fā)產(chǎn)生群體斷裂帶，在此情形下，女性董事反而會(huì)成為抑制企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入的角色與力量。就此而言，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間并非只會(huì)是一種簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。

2. 基于社會(huì)角色理論的女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

社會(huì)角色理論強(qiáng)調(diào)，社會(huì)中的勞動(dòng)分工以性別為區(qū)分前提。其中，男性具備個(gè)人型行為特征，而女性則具備公共型行為特征(Eagly，2001)[7]。通常而言，社會(huì)團(tuán)體將男性行為定義成冒險(xiǎn)型、競(jìng)爭(zhēng)型及績(jī)效導(dǎo)向型，將女性則視為是具備保守型、非競(jìng)爭(zhēng)型與社會(huì)導(dǎo)向型的性格(呂英等，2014)[28]。而無(wú)論是行為經(jīng)濟(jì)學(xué)，還是組織行為學(xué)，都認(rèn)為決策個(gè)體的認(rèn)知能力是有限的，且決策者往往會(huì)將自身的“偏好”帶入到特定的決策中去(劉緒光和李維安，2010)[27]。

在社會(huì)角色理論的語(yǔ)境與場(chǎng)域中，女性董事影響董事會(huì)決策可能取決于其領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格(Nielsen and Huse，2010)[17]，往往因其保守、非競(jìng)爭(zhēng)的性格特征而會(huì)抑制企業(yè)展開(kāi)創(chuàng)新活動(dòng)。其實(shí)，在經(jīng)濟(jì)學(xué)與心理學(xué)的研究領(lǐng)域內(nèi)，既有研究亦揭示出，較之于男性而言，女性的風(fēng)險(xiǎn)偏好更低(Byrnes et al., 1999; Barber and Odean,2001)[5][2]，其往往傾向于制定風(fēng)險(xiǎn)較小的投資決策。Blake(2005)[3]的研究則揭示，創(chuàng)新活動(dòng)的參與度會(huì)因性別不同而產(chǎn)生差異，其中在這方面，女性明顯要低于男性；Peni and V?h?maa(2010)[18]經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，較之于男性而言，女性更為保守，且厭惡風(fēng)險(xiǎn)，女性董事及女性高管會(huì)嚴(yán)格控制企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告及內(nèi)部審計(jì)，從而會(huì)間接影響企業(yè)創(chuàng)新投入；Boulouta(2013)[4]的研究指出，董事會(huì)中引入女性代表往往會(huì)增加對(duì)與企業(yè)社會(huì)責(zé)任相關(guān)的“軟”問(wèn)題的關(guān)注，而會(huì)減少對(duì)企業(yè)創(chuàng)新等“硬”實(shí)力的關(guān)注；王清和周澤將(2015)[29]的實(shí)證研究結(jié)果亦表明，女性董事會(huì)抑制企業(yè)的R&D投入；不過(guò)Sila et al.(2016)[21]通過(guò)動(dòng)態(tài)模型探究董事會(huì)的性別多樣性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)并未有發(fā)現(xiàn)能夠證明女性董事與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)的證據(jù)，進(jìn)而未能證明女性董事因厭惡風(fēng)險(xiǎn)而會(huì)抑制企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)。

事實(shí)上，既有相關(guān)研究已部分論證了女性董事與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在的一些關(guān)系。諸如，盡管女性董事會(huì)表現(xiàn)出保守、風(fēng)險(xiǎn)厭惡的特征，但在女性董事比例過(guò)低的情形下，男性董事處于領(lǐng)導(dǎo)優(yōu)勢(shì)，女性董事的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型戰(zhàn)略建議往往難以被采納(Rose, 2007)[19]；在大多數(shù)男性董事處于主導(dǎo)地位的情形下，女性董事的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格更多地表現(xiàn)為參與式，女性董事亦難以掌握話語(yǔ)權(quán)，董事會(huì)較少考慮女性董事的建議(Terjesen，2009)[22]；女性董事?lián)碛袇^(qū)別于男性董事的經(jīng)驗(yàn)、閱歷及市場(chǎng)導(dǎo)向能力，能夠促進(jìn)或刺激企業(yè)進(jìn)行決策創(chuàng)新，改善決策力量(周建和李小青，2012)[33]；在女性占比較低且男性處于領(lǐng)導(dǎo)統(tǒng)治地位的董事會(huì)中，女性董事更多的是扮演戰(zhàn)略建議的角色，而此時(shí)女性細(xì)致、認(rèn)真的性格特點(diǎn)能夠幫助董事會(huì)在進(jìn)行戰(zhàn)略決策時(shí)發(fā)現(xiàn)重要而關(guān)鍵的細(xì)節(jié)性問(wèn)題，進(jìn)而促進(jìn)戰(zhàn)略創(chuàng)新(李維安等，2014)[26]。

很顯然，基于社會(huì)角色理論視角考察，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間同樣不只是一種簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。

而無(wú)論是基于信息決策理論視角考察女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，還是基于社會(huì)角色理論視角考察女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，均有一點(diǎn)不容忽視，那就是，隨著女性董事在董事會(huì)中的數(shù)量或比例的不斷增加，女性董事在董事會(huì)中的戰(zhàn)略地位亦會(huì)隨之發(fā)生改變，而此改變則會(huì)直接影響到女性董事在董事會(huì)決策中的作用及由此而致的效應(yīng)。事實(shí)上，基于臨界質(zhì)量理論(critical mass theory) (Kanter, 1987)[12]，女性董事若想在影響董事會(huì)決策的過(guò)程中發(fā)揮實(shí)質(zhì)性作用，則其數(shù)量往往需要達(dá)到一定的臨界值，否則其很難擁有影響決策的話語(yǔ)權(quán)。對(duì)此，Torchia et al.(2011)[23]實(shí)證檢驗(yàn)了女性董事數(shù)量增加對(duì)臨界質(zhì)量進(jìn)而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果表明，三名女性董事使得臨界質(zhì)量最大化，可以提高企業(yè)創(chuàng)新水平。Nguyen et al.(2015)[16]則就董事會(huì)性別多樣性與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明，女性董事能夠提升企業(yè)價(jià)值，但當(dāng)女性董事比例達(dá)到約20%的斷點(diǎn)時(shí)，女性董事的邊際效用為零，亦即，當(dāng)董事會(huì)中女性董事比例高于20%時(shí)，女性董事會(huì)抑制企業(yè)發(fā)展。

鑒于上述分析可知，女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響既不只是限于促進(jìn)作用，亦非僅僅限于抑制效應(yīng)，而是會(huì)基于相關(guān)條件例如女性董事的數(shù)量及占比的變化而發(fā)生變化，其有時(shí)會(huì)起到促進(jìn)作用，而有時(shí)則會(huì)產(chǎn)生抑制效應(yīng)，抑或，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間并非僅限于單純的線性關(guān)系，而是可能存在某種倒U型的非線性關(guān)系。有鑒于此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：在一定條件下，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間呈倒U型的非線性關(guān)系。

二、董事會(huì)權(quán)力集中度的調(diào)節(jié)作用

Anderson et al.(2011)[1]認(rèn)為，CEO的權(quán)力集中度能夠正向調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)績(jī)效之間的正相關(guān)關(guān)系；姚冰湜等(2014)[31]的研究結(jié)果則表明，CEO具備的四種權(quán)力能夠影響高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向作用，CEO的結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有者權(quán)力以及專家權(quán)力則會(huì)減弱上述負(fù)相關(guān)，而聲譽(yù)權(quán)力則會(huì)加強(qiáng)上述負(fù)相關(guān)。同理可以推測(cè)，作為董事會(huì)集權(quán)行為的具體表征，董事會(huì)權(quán)力集中度亦會(huì)對(duì)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響起到調(diào)節(jié)作用。其實(shí)，女性董事能夠影響董事會(huì)的戰(zhàn)略決策，而董事會(huì)權(quán)力集中度能夠影響女性董事對(duì)董事會(huì)決策的影響，據(jù)此，董事會(huì)權(quán)力集中度自然會(huì)對(duì)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響起到調(diào)節(jié)作用。

就董事會(huì)權(quán)力集中度而言，其可以從多個(gè)維度或方面影響女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。例如：(1)董事長(zhǎng)與CEO“兩職合一”。如果董事長(zhǎng)與CEO“兩職合一”，則一方面，董事長(zhǎng)與CEO“兩職合一”會(huì)加強(qiáng)董事會(huì)的權(quán)力集中度，進(jìn)而會(huì)擴(kuò)大董事會(huì)特別是董事會(huì)“一把手”的控制權(quán)與決策權(quán)；另一方面，CEO掌握較高的權(quán)力會(huì)對(duì)董事會(huì)決策的獨(dú)立性、科學(xué)性產(chǎn)生一定的威脅，且CEO自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好亦會(huì)削弱或加強(qiáng)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。很顯然，在董事長(zhǎng)與CEO“兩職合一”的情形下，董事會(huì)權(quán)力集中度得到了強(qiáng)化，其會(huì)影響女性董事參與董事會(huì)戰(zhàn)略決策時(shí)的個(gè)人判斷與決策參與質(zhì)量及效果，并會(huì)藉此影響企業(yè)創(chuàng)新投入。而如果董事長(zhǎng)與CEO“兩職分離”，則董事會(huì)權(quán)力集中度則相對(duì)較低，因而會(huì)營(yíng)造出較為自由的決策環(huán)境，包括女性董事在內(nèi)的其他董事在制定企業(yè)的戰(zhàn)略決策時(shí)更加自主，有助于女性董事發(fā)揮自身優(yōu)勢(shì)參與董事會(huì)決策進(jìn)程，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新投入決策。(2)董事長(zhǎng)任期。董事長(zhǎng)的戰(zhàn)略視角會(huì)隨著其履職時(shí)間的增加而發(fā)生變化，作為董事會(huì)權(quán)力集中度的表征變量，董事長(zhǎng)任期的長(zhǎng)短能夠影響董事會(huì)的決策。張兆國(guó)等(2017)研究指出，董事長(zhǎng)任期與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效之間存在非線性的倒U型關(guān)系[32]。據(jù)此可以同理推測(cè)，任期時(shí)間不同的董事長(zhǎng)對(duì)女性董事參與制定企業(yè)創(chuàng)新投入決策的看法自然存在差異，就此而言，董事長(zhǎng)任期能夠調(diào)節(jié)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響關(guān)系。(3)股權(quán)集中度。股權(quán)集中度作為企業(yè)所有權(quán)與董事會(huì)權(quán)力集中度的具體表征，可以反映大股東對(duì)董事會(huì)的控制能力。楊建君等(2015)的研究表明，大股東能夠依托其控制權(quán)優(yōu)勢(shì)，基于個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)偏好評(píng)估企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)及收益，影響企業(yè)的資源配置決策，從而影響企業(yè)自主創(chuàng)新行為[30]。事實(shí)上，大股東自身的行為特征及心理能夠?qū)Χ聲?huì)決策產(chǎn)生關(guān)鍵性影響，并會(huì)藉此削弱女性董事對(duì)董事會(huì)決策進(jìn)程的影響作用。不同的股權(quán)集中度對(duì)應(yīng)不同的董事會(huì)權(quán)力集中度，不同的董事會(huì)權(quán)力集中度則會(huì)對(duì)應(yīng)不同的對(duì)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入影響的調(diào)節(jié)作用。

有鑒于此，本文認(rèn)為，董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。為此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：在一定條件下，董事會(huì)權(quán)力集中度能夠調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系。

研究設(shè)計(jì)

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007～2015年中國(guó)滬深兩市A股上市公司為研究樣本，并按照以下順序?qū)@些初始樣本進(jìn)行全面篩選：(1)剔除金融保險(xiǎn)業(yè)的上市公司；(2)剔除樣本選擇期間被ST與*ST處理過(guò)的上市公司；(3)剔除企業(yè)研發(fā)投入、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)披露不全的樣本公司。經(jīng)此篩選后，本文最終獲得1346家A股上市公司作為有效樣本，其中共包含5697組企業(yè)-年度樣本觀測(cè)值的面板數(shù)據(jù)。本文所采用的企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)源自萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)(WIND)，女性董事相關(guān)數(shù)據(jù)以及其他數(shù)據(jù)則源自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)。

二、變量定義及測(cè)量

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投入。本文選取常用指標(biāo)——企業(yè)研發(fā)投入作為被解釋變量的代理變量，以衡量企業(yè)創(chuàng)新投入的強(qiáng)度，其測(cè)量方式則采用企業(yè)研發(fā)投入的自然對(duì)數(shù)。而為了剔除女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的內(nèi)生性影響，本文選擇t+1年的企業(yè)研發(fā)投入作為被解釋變量。

2. 解釋變量

本文的解釋變量為女性董事。本文采用以下2個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量女性董事變量：(1)董事會(huì)中女性董事的數(shù)量，用以反映女性董事的絕對(duì)數(shù)量；(2)董事會(huì)中女性董事所占的比例，用以反映女性董事的相對(duì)占比。

3. 調(diào)節(jié)變量

本文將董事會(huì)權(quán)力集中度設(shè)為調(diào)節(jié)變量。本文引用Finkelstein(1992)[8]的結(jié)構(gòu)權(quán)力模型，同時(shí)借鑒淦未宇等(2015)衡量權(quán)力結(jié)構(gòu)的測(cè)量方式[25]，采用兩職合一、董事長(zhǎng)任期與第一大股東控股比例等三個(gè)維度衡量董事會(huì)的權(quán)力集中度。對(duì)此，本文遵循下述設(shè)定：(1)若董事長(zhǎng)與CEO兩職合一，則取值為1，否則取值為0；(2)董事長(zhǎng)任期的長(zhǎng)短會(huì)影響其所在網(wǎng)絡(luò)的關(guān)系強(qiáng)度，進(jìn)而會(huì)影響董事長(zhǎng)的權(quán)力基礎(chǔ)，為此，本文計(jì)算出全樣本的董事長(zhǎng)任期中值，若董事長(zhǎng)任期大于中值，則取值為1，否則取值為0；(3)本文將第一大股東的持股比例納入到衡量股權(quán)集中度的指標(biāo)中，因?yàn)榈谝淮蠊蓶|的持股比例越高，股東大會(huì)越會(huì)集權(quán)，大股東監(jiān)督董事會(huì)的力度亦會(huì)越強(qiáng)，董事會(huì)的職權(quán)范圍自然會(huì)越受限，為此，本文設(shè)定，若第一大股東持股比例低于全樣本的中值，則取值為1，否則取值為0；(4)鑒于單個(gè)指標(biāo)的局限性與單一性，本文采用綜合指標(biāo)，求出上述三個(gè)指標(biāo)的幾何平均數(shù)，并以此作為董事會(huì)權(quán)力集中度的代理變量。

4. 控制變量

本文借鑒周建和李小青(2012)[33]、王清和周澤將(2015)[29]的做法，控制影響女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之關(guān)系的相關(guān)變量，包括董事會(huì)規(guī)模(Dsize)、資產(chǎn)負(fù)債率(Debt)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)與企業(yè)規(guī)模(Size)。此外，本文尚控制了年度變量(Year)與行業(yè)變量(Ind)。

本文所涉變量具體如表1所示。

三、模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，亦即為了驗(yàn)證本文的假設(shè)1，本文構(gòu)建下述回歸模型(1)。

為了驗(yàn)證董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響的調(diào)節(jié)作用，亦即為了驗(yàn)證本文的假設(shè)2，本文構(gòu)建下述回歸模型(2)與(3)。

表1 變量說(shuō)明

在上述回歸模型中，Innovation代表企業(yè)創(chuàng)新投入；Female代表女性董事，采用Fe-dum與Fe-ratio兩個(gè)代理變量對(duì)其進(jìn)行衡量，其中，F(xiàn)e-dum為女性董事數(shù)量，F(xiàn)eratio為女性董事比例；Female2為兩個(gè)女性董事代理變量的二次項(xiàng)；Power為董事會(huì)權(quán)力集中度，F(xiàn)emale×Power為女性董事一次項(xiàng)代理變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)，F(xiàn)emale2×Power為女性董事二次項(xiàng)代理變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)；i與t分別表示企業(yè)與年份；j表示模型中控制變量的數(shù)量；下標(biāo)t+1表示將變量滯后一期；Controls表示所有控制變量；α0、β0、λ0為常數(shù)項(xiàng)；α1、β1、γ1為女性董事代理變量二次項(xiàng)的系數(shù)，α2、β2、γ2為女性董事代理變量一次項(xiàng)的系數(shù)；αj、βj、γj為控制變量的系數(shù)；μi表示衡量的固定效應(yīng)；εi,t表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

實(shí)證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。表2顯示：(1)樣本中企業(yè)創(chuàng)新投入(Innovation)的平均值為17.330，標(biāo)準(zhǔn)差為1.171，中位數(shù)為17.339，這說(shuō)明企業(yè)創(chuàng)新投入的強(qiáng)度較高；(2)企業(yè)創(chuàng)新投入(Innovation)的最大值與最小值分別為20.220與13.792，從最大值與最小值可以判斷出，在A股上市企業(yè)中，各企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入存在較大差異；(3)就所選樣本企業(yè)而言，董事會(huì)中女性董事的數(shù)量(Fe-dum)與比例(Fe-ratio)的平均值分別為1.502與0.180，標(biāo)準(zhǔn)差分別為1.351與0.161，這表明在董事會(huì)中存在女性代表已經(jīng)非常普遍，但女性董事的數(shù)量與占比依舊較低；(4)董事會(huì)權(quán)力集中度(Power)的平均值為0.550，中位數(shù)為0.667，董事會(huì)權(quán)力集中度反映了董事會(huì)的集權(quán)情況，結(jié)果表明我國(guó)企業(yè)董事會(huì)的集權(quán)現(xiàn)象較為普遍，董事會(huì)中的“一把手”依然握有較強(qiáng)的控制權(quán)。

二、相關(guān)性分析

本文對(duì)主要變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，以初步驗(yàn)證各個(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系，具體的相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。從表3所示的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣中可以看出：(1)女性董事的數(shù)量及比例與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這初步說(shuō)明女性董事可能會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響，但兩者之間確切的關(guān)系需要回歸結(jié)果的進(jìn)一步檢驗(yàn)；(2)董事會(huì)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)成長(zhǎng)性、企業(yè)規(guī)模都與企業(yè)創(chuàng)新投入存在顯著的線性關(guān)系。

本文注意到解釋變量與控制變量、控制變量之間存在顯著的相關(guān)性，為了排除變量之間的多重共線性對(duì)研究結(jié)果的干擾，本文進(jìn)一步做了VIF檢驗(yàn)，最終發(fā)現(xiàn)方差膨脹因子的最大值為1.73，平均值為1.25，遠(yuǎn)小于閾值10，由此可以斷定變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

三、回歸分析

本文采用分層回歸分析法，首先檢驗(yàn)控制變量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，然后在此基礎(chǔ)上，逐步將解釋變量與調(diào)節(jié)變量納入到回歸模型中，藉此探究女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，并驗(yàn)證董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)此影響的調(diào)節(jié)作用。

1. 女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

表3 變量的 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

為了驗(yàn)證假設(shè)1，本文依據(jù)模型(1)，分3個(gè)步驟進(jìn)行分層回歸分析。首先，只將控制變量納入到回歸模型中，以控制混合因素對(duì)被解釋變量的影響；其次，將女性董事的兩個(gè)代理變量女性董事數(shù)量(Fe-dum)與女性董事比例(Fe-ratio)的線性項(xiàng)加入到回歸模型中，以檢驗(yàn)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在單一線性關(guān)系；最后，在線性解釋變量的基礎(chǔ)之上，在回歸模型中加入女性董事的數(shù)量平方項(xiàng)(Fe-dum2)與女性董事的比例平方項(xiàng)(Fe-ratio2)，以檢驗(yàn)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在復(fù)雜的非線性關(guān)系。

本文基于普通最小二乘法的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件Stata14.0分析女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響效應(yīng)。本文根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果斷定回歸時(shí)應(yīng)采取的模型，經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)，本文最終采用固定效應(yīng)模型。

模型(1)的分層回歸結(jié)果如表4所示。具體結(jié)果如下：(1)模型1是只包括控制變量的基準(zhǔn)組，從模型1的回歸結(jié)果中可以看出，企業(yè)凈資產(chǎn)收益率(ROE)的系數(shù)顯著為正，這表明在一定條件下，企業(yè)凈資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)在創(chuàng)新研發(fā)上的投入越大，此外，企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)、企業(yè)規(guī)模(Size)與凈資產(chǎn)收益率對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入(Innovation)的影響作用相同，均能夠正向影響企業(yè)創(chuàng)新投入；(2)在模型2與模型4中，將女性董事數(shù)量(Fedum)與女性董事比例(Fe-ratio)的線性項(xiàng)納入到模型中，以檢驗(yàn)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系，從回歸結(jié)果來(lái)看，女性董事數(shù)量的估計(jì)系數(shù)(-0.0319)與女性董事比例的估計(jì)系數(shù)(-0.2540)均為負(fù)，且在1%的顯著性水平上顯著，此回歸結(jié)果初步說(shuō)明女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在線性相關(guān)關(guān)系，但簡(jiǎn)單的線性關(guān)系尚并不能夠完全詮釋女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)理；(3)因此，為了進(jìn)一步探究女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在倒U型的非線性關(guān)系，本文將女性董事數(shù)量與女性董事比例的二次項(xiàng)(Fe-dum2、Feratio2)納入到模型中，模型3與模型5的回歸結(jié)果顯示，兩個(gè)代理變量的二次項(xiàng)系數(shù)分別為-0.0064與-0.5250，且在1%的顯著水平上顯著，通過(guò)比較模型2與模型3、模型4與模型5的實(shí)證結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)加入二次項(xiàng)的模型擬合度更高，亦即模型3與模型5的調(diào)整后R2高于模型2與模型4的調(diào)整后R2(0.147＞0.146)，這表明女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在顯著的倒U型關(guān)系。

表4 主效應(yīng)分層回歸結(jié)果

而本文之所以作出存在上述倒U型關(guān)系的判斷，是因?yàn)榛谙率鱿嚓P(guān)分析。根據(jù)Hanns et al.(2016)[10]檢驗(yàn)倒U型關(guān)系的方法，若解釋變量與被解釋變量之間存在倒U型關(guān)系，則須滿足三個(gè)條件：(1)解釋變量的二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)；(2)當(dāng)解釋變量取最小值時(shí)，曲線的斜率為正，而當(dāng)解釋變量取最大值時(shí)，曲線的斜率則為負(fù)；(3)在曲線拐點(diǎn)處，解釋變量在取值范圍內(nèi)。根據(jù)模型3與模型5可知，女性董事數(shù)量的二次項(xiàng)系數(shù)(α1=-0.0064，p＜0.1)與比例二次項(xiàng)系數(shù)(α1=-0.5250，p＜0.05)為負(fù)且顯著，因此，滿足第一個(gè)條件；假設(shè)女性董事(X)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入(Y)的回歸方程為：Y=α0+α1X2+α2X，根據(jù)模型3可知，α1=-0.0064，α2,=0.0012，曲線的斜率方程為Y’=0.0012-0.0128X，女性董事數(shù)量的分布區(qū)間為[0,6]，當(dāng)女性董事數(shù)量取最小值時(shí)，Y’為正，而當(dāng)女性董事數(shù)量取最大值時(shí)，Y’則為負(fù)，同理，當(dāng)解釋變量為女性董事比例時(shí)，所得結(jié)果同上，因此，滿足第二個(gè)條件；解釋變量女性董事數(shù)量及女性董事比例的拐點(diǎn)值-α2/(2α1)為0.938與0.592，處于X的取值區(qū)間之內(nèi)，因此，滿足倒U型關(guān)系檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)的第三個(gè)條件。

很顯然，上文所述回歸結(jié)果印證了本文的假設(shè)1，亦即，在一定條件下，企業(yè)創(chuàng)新投入會(huì)隨著女性董事數(shù)量或比例的增加而呈現(xiàn)先上升隨后又下降的趨勢(shì)。而且，從上述回歸結(jié)果中可以窺探出女性董事影響企業(yè)創(chuàng)新投入的內(nèi)在機(jī)理。

一方面，女性董事之所以能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，其成因在于董事會(huì)中增添一定數(shù)量或比例的女性代表可以增加董事會(huì)的社會(huì)異質(zhì)性，從而能夠?yàn)槎聲?huì)在制定創(chuàng)新戰(zhàn)略決策時(shí)引入多元化的思想與經(jīng)驗(yàn)，且與此同時(shí)，女性董事的加入亦會(huì)增加董事會(huì)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的可能，但女性董事依舊能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，其中的原因則可能在于，女性董事的比例過(guò)低，企業(yè)重要的管理職位由男性掌控，女性董事難以發(fā)揮自身的優(yōu)勢(shì)，亦即，董事會(huì)性別異質(zhì)性促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的積極作用強(qiáng)于女性董事風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為特征抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的消極作用。就此而言，一定數(shù)量或比例的女性董事有助于促進(jìn)企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)，抑或，如果董事會(huì)中女性董事的數(shù)量或比例低于一定的臨界閾值，則其會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。

另一方面，女性董事過(guò)多會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。事實(shí)上，在多元化的組織內(nèi)部，組織成員會(huì)依據(jù)性別、年齡等社會(huì)屬性進(jìn)行自我歸類(self-categorization)，歸類之外的群體均被視為組織內(nèi)的不利因子，因而組織多元化會(huì)引發(fā)嚴(yán)重的兩極分化現(xiàn)象，形成固化思維與刻板印象，并導(dǎo)致組織焦慮。很顯然，女性董事數(shù)量及比例的不斷增加會(huì)加大董事會(huì)中的異質(zhì)性程度，而在異質(zhì)性程度較高的董事會(huì)內(nèi)部，董事性別差異會(huì)降低團(tuán)隊(duì)滿意度與團(tuán)隊(duì)凝聚力，減少團(tuán)隊(duì)內(nèi)部交流，引發(fā)矛盾沖突，并最終降低董事會(huì)的決策效率與質(zhì)量。此外，女性的行為特征多為公共型，女性董事的行事風(fēng)格多以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)為主，而隨著女性董事數(shù)量及比例的不斷提升，女性董事開(kāi)始在董事會(huì)中掌握主動(dòng)性，并逐步擁有話語(yǔ)權(quán)，而此時(shí)考慮到企業(yè)的長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展，女性董事的決策建議會(huì)多以風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型為主，進(jìn)而會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。就此而言，董事會(huì)中女性代表的數(shù)量或比例過(guò)高不利于企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)，抑或，如果董事會(huì)中女性董事的數(shù)量或比例超出一定的臨界閾值，則其會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。

表5 董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

2. 董事會(huì)權(quán)力集中度的調(diào)節(jié)作用

為了驗(yàn)證董事會(huì)權(quán)力集中度在女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入影響關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上增加了董事會(huì)權(quán)力集中度與女性董事一次項(xiàng)的交互項(xiàng)(Fe-dum×Power、Fe-ratio×Power)以及董事會(huì)權(quán)力集中度與女性董事二次項(xiàng)的交互項(xiàng)(Fe-dum2×Power、Feratio2×Power)，構(gòu)建了前文所述模型(2)與模型(3)。對(duì)此驗(yàn)證，本文同樣采用分層回歸的分析方法，具體的回歸結(jié)果則如表5所示。

表5揭示了董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)女性董事數(shù)量與企業(yè)創(chuàng)新投入之關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從表4的回歸結(jié)果中可以看出，女性董事數(shù)量一次項(xiàng)與董事會(huì)權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Fe-dum×Power)的回歸系數(shù)為-0.0536，且回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，女性董事比例一次項(xiàng)與董事會(huì)權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Fe-ratio×Power)的回歸系數(shù)為-0.4777，在1%的顯著性水平上顯著。因此，本文的假設(shè)2得到了驗(yàn)證。事實(shí)上，該回歸結(jié)果表明，董事會(huì)權(quán)力集中度能夠線性調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系。在模型9和模型13中，女性董事數(shù)量二次項(xiàng)與董事會(huì)權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Fe-dum2×Power)及女性董事比例二次項(xiàng)與董事會(huì)權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Feratio2×Power)的回歸系數(shù)為正且不顯著，這表明，董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入的倒U型關(guān)系的調(diào)節(jié)作用并非是U型調(diào)節(jié)。亦即，在董事會(huì)權(quán)力集中度較強(qiáng)的組織場(chǎng)域中，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入的倒U型關(guān)系不會(huì)遭到顯著弱化而直至出現(xiàn)U型關(guān)系。

一方面，在一定條件下，董事會(huì)權(quán)力集中度越高，抑或，董事會(huì)越集權(quán)，女性董事促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的積極效應(yīng)越低。因?yàn)榛陲L(fēng)險(xiǎn)規(guī)避心理，董事會(huì)的一把手不愿意將大量資金投入到創(chuàng)新投資活動(dòng)中，故而在董事會(huì)權(quán)力集中度較高的情形下，董事會(huì)傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型的戰(zhàn)略決策。此時(shí)，對(duì)于女性董事能夠增加董事會(huì)的認(rèn)知異質(zhì)性并提高董事會(huì)的決策質(zhì)量，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新投入這一影響路徑而言，董事會(huì)權(quán)力集中度將產(chǎn)生抑制作用。

另一方面，當(dāng)女性董事的數(shù)量或比例超過(guò)某個(gè)閾值時(shí)，因女性具備保守、厭惡風(fēng)險(xiǎn)的性格特征，董事會(huì)中增加女性董事的數(shù)量或比例不利于企業(yè)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)。此時(shí)，董事會(huì)權(quán)力集中度會(huì)加強(qiáng)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的消極影響。鑒于創(chuàng)新活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)高、周期長(zhǎng)且投資回報(bào)不確定，加之董事會(huì)成員多為大股東且持有較多的股份，需要承擔(dān)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資的大部分風(fēng)險(xiǎn)。因此，考慮到自身利益以及企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，董事會(huì)成員會(huì)降低創(chuàng)新投資，進(jìn)而會(huì)加強(qiáng)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的負(fù)向影響。

綜上所述，董事會(huì)權(quán)力集中度越高，抑或，董事會(huì)越集權(quán)，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型非線性關(guān)系越顯著。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述實(shí)證回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，本文增加了控制變量的數(shù)量，并且采用企業(yè)創(chuàng)新投入的其他衡量指標(biāo)來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，以及董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

表6 增加控制變量數(shù)量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

本文首先采取增加控制變量數(shù)量的方法，即在原有5個(gè)控制變量的基礎(chǔ)之上，增加了第一大股東持股比例(Large)與獨(dú)立董事比例(Independent)兩個(gè)控制變量，以驗(yàn)證女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間關(guān)系的穩(wěn)健性。其中，第一大股東持股比例(Large)的測(cè)度為第一大股東持股在前十大股東持股總和中的占比；獨(dú)立董事比例(Independent)的測(cè)度為獨(dú)立董事在董事會(huì)成員中的數(shù)量占比。表6所示的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明：(1)女性董事數(shù)量二次項(xiàng)(Fe-dum2)與比例二次項(xiàng)(Fe-dum2、Fe-ratio2)的回歸系數(shù)均在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，這驗(yàn)證了本文的假設(shè)1；(2)加入調(diào)節(jié)變量之后，檢驗(yàn)結(jié)果與前述研究結(jié)論一致，表明女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系以及董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用穩(wěn)定存在。

此外，本文采用企業(yè)研發(fā)投入在企業(yè)營(yíng)業(yè)總收入中的占比作為被解釋變量的替代指標(biāo)，并采用分層回歸分析的研究方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表7所示。

模型19的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明：(1)本文將企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量變?yōu)槠髽I(yè)研發(fā)投入在企業(yè)營(yíng)業(yè)總收入的占比之后，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間依然存在顯著的倒U型關(guān)系，且回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著，這表明本文的假設(shè)1得到了進(jìn)一步的驗(yàn)證；(2)本文將董事會(huì)權(quán)力集中度與女性董事數(shù)量的一次交互項(xiàng)(Fedum×Power)與二次交互項(xiàng)(Fe-dum2×Power)逐一納入到回歸模型中，回歸結(jié)果表明，此一次交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，而此二次交互項(xiàng)(Fedum2×Power)的回歸系數(shù)則不顯著，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前述實(shí)證結(jié)果相吻合，表明董事會(huì)權(quán)力集中度能夠線性調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的假設(shè)2。

上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果表明，本文的研究結(jié)論穩(wěn)健可靠。

研究結(jié)論與管理建議

一、研究結(jié)論

表7 采用替代指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

本文基于信息決策理論與社會(huì)角色理論，以2007～2015年中國(guó)滬深兩市A股上市公司為研究樣本，就女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，并考察了董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)此影響的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：(1)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在倒U型的非線性關(guān)系，亦即，女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在臨界閾值，具體而言，當(dāng)女性董事在董事會(huì)中的數(shù)量或比例未達(dá)到某個(gè)臨界閾值時(shí)，女性董事會(huì)對(duì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入起到促進(jìn)作用，而當(dāng)女性董事在董事會(huì)中的數(shù)量或比例超過(guò)某個(gè)臨界閾值時(shí)，女性董事則會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制效應(yīng)；(2)董事會(huì)權(quán)力集中度能夠調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系，亦即，當(dāng)董事會(huì)集權(quán)程度較高時(shí)，隨著女性董事在董事會(huì)中的數(shù)量或比例的增加，企業(yè)創(chuàng)新投入的增加程度會(huì)下降，女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用會(huì)降低；而隨著女性董事在董事會(huì)中的的數(shù)量或比例的不斷增加，且高于某個(gè)臨界閾值時(shí)，董事會(huì)權(quán)力集中度會(huì)加強(qiáng)女性董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制效應(yīng)，此時(shí)董事會(huì)中引入女性董事，將更大程度地減少企業(yè)創(chuàng)新投入。

二、管理建議

基于上述研究結(jié)論，本文提出下述管理建議：(1)企業(yè)在引入女性董事而構(gòu)建董事會(huì)的認(rèn)知異質(zhì)性關(guān)系時(shí)，需要考慮其中女性董事的數(shù)量或比例的臨界閾值，以免產(chǎn)生因女性董事的數(shù)量或比例高出或低于臨界閾值而致的相應(yīng)效應(yīng)。例如，結(jié)合本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)董事會(huì)中女性代表的數(shù)量為3時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新投入的強(qiáng)度往往最高。事實(shí)上，這一研究結(jié)果誠(chéng)如Torchia et al.(2011)[23]所認(rèn)為的那樣，即所謂3名女性代表往往能夠?qū)嵸|(zhì)性地影響組織的動(dòng)力。一言蔽之，企業(yè)在聘請(qǐng)女性董事時(shí)，需要考慮其數(shù)量或占比的科學(xué)合理性。(2)企業(yè)在聘請(qǐng)女性董事時(shí)，需要考慮企業(yè)自身所處的生命周期階段。一般而言，對(duì)于新創(chuàng)型企業(yè)與衰退型企業(yè)而言，如何保證生存力量與平穩(wěn)發(fā)展往往是企業(yè)首要關(guān)注的議題，此時(shí)，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較低，相較而言，企業(yè)應(yīng)當(dāng)以引入相對(duì)較多的女性董事為佳，以降低董事會(huì)決策風(fēng)險(xiǎn)，并盡量減少企業(yè)創(chuàng)新行為或企業(yè)創(chuàng)新投入；而對(duì)于成長(zhǎng)型企業(yè)與成熟型企業(yè)而言，戰(zhàn)略創(chuàng)新與規(guī)模擴(kuò)張往往是企業(yè)的重要戰(zhàn)略目標(biāo)，而且此時(shí)，企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的能力較高，企業(yè)聘請(qǐng)合適數(shù)量及占比的女性董事旨在提高董事會(huì)的認(rèn)知異質(zhì)性，并藉此提升董事會(huì)決策質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。(3)鑒于董事會(huì)權(quán)力集中度對(duì)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之倒U型關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，企業(yè)在引入女性董事時(shí)，需要正視董事會(huì)集權(quán)程度的實(shí)際情形，并考慮對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的現(xiàn)實(shí)需求或潛在預(yù)期，以盡可能實(shí)現(xiàn)女性董事這一董事會(huì)的重要人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量對(duì)董事會(huì)治理優(yōu)化與企業(yè)創(chuàng)新的雙重改善與促進(jìn)。