我國(guó)上市公司女性高管及其學(xué)歷特征對(duì)公司績(jī)效影響的實(shí)證研究

湯家曄

(中國(guó)財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、研究假設(shè)

1.女性高管與公司績(jī)效

近年來(lái)，越來(lái)越多的女性進(jìn)入各個(gè)行業(yè)的高層管理部門，利用其獨(dú)特的思維方式和處事風(fēng)格，發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用。創(chuàng)新的思維方式以及出眾的溝通能力都使得女性高管能夠在公司決策和領(lǐng)導(dǎo)層面起到正面影響，而且前文所述的一些相關(guān)研究也支持這一觀點(diǎn)，由此，本文建立假設(shè)H1：女性高管對(duì)公司績(jī)效具有正向影響作用。

2.女性高管、學(xué)歷特征與公司績(jī)效

現(xiàn)如今，高知女性依然是女性高管團(tuán)隊(duì)的主要力量。總體而言，更高程度的學(xué)歷所獲公司認(rèn)可度更高。而且，不同水平的學(xué)歷在某種程度上反映了不同程度的學(xué)習(xí)能力與溝通能力，因而也對(duì)公司決策和領(lǐng)導(dǎo)層面起到了重要作用。且基于前文所述相關(guān)文獻(xiàn)研究，本文認(rèn)為，女性高管學(xué)歷特征強(qiáng)化了女性高管參與對(duì)公司績(jī)效的積極作用，由此，本文建立假設(shè)H2：女性高管學(xué)歷特征強(qiáng)化了女性高管和公司績(jī)效之間的正相關(guān)關(guān)系。

二、模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2012-2013年滬深兩市上市公司為研究對(duì)象。研究數(shù)據(jù)主要來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，為了保證實(shí)證結(jié)果的客觀性和準(zhǔn)確性，按以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選整理：

1.本文選取了2010年12月31日前上市的公司作為原始樣本，以保證上市公司具有足夠長(zhǎng)的上市時(shí)間來(lái)去除公司發(fā)行新股股價(jià)波動(dòng)的影響；

2.本文選取至少連續(xù)2年均可獲得完整數(shù)據(jù)的公司，因?yàn)楦吖軐咏Y(jié)構(gòu)特征和屬性特征對(duì)公司績(jī)效的影響存在時(shí)滯性，所以用 2012年的結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)研究2013年的績(jī)效數(shù)據(jù)；

3.剔除在2012-2013年度被ST和PT的公司，避免因?yàn)楣窘?jīng)營(yíng)異常對(duì)結(jié)果準(zhǔn)確性產(chǎn)生不利影響；

4.剔除金融和保險(xiǎn)、證券行業(yè)的上市公司，避免因?yàn)樾袠I(yè)特殊性而使分析結(jié)果產(chǎn)生偏差；

經(jīng)過(guò)篩選，本文最終選定2124家上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。

(二)變量設(shè)計(jì)和度量

1.解釋變量

本文模型中解釋變量是女性高管Female Executive(FE)，根據(jù)有關(guān)女性高管的界定及度量，本文取廣義的女性高管作為研究對(duì)象(廣義的女性高管包括董事、監(jiān)事和高層經(jīng)理人員在內(nèi)的全部女性高管)，并聯(lián)合采用比例法和虛擬變量法對(duì)其進(jìn)行度量。文本分別采用三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量女性高管的參與：為了避免一些公司任命女性高管來(lái)“裝門面”，并且減弱單個(gè)女性高管作用不夠明顯的問(wèn)題，本文參照一些相關(guān)研究，設(shè)置Female1和Female2兩個(gè)虛擬變量，衡量高管層中是否有1名及以上，或2名及以上女性高管；另設(shè)置第三個(gè)指標(biāo)FemalePer，計(jì)算高管層中女性高管的比例，以連續(xù)變量來(lái)進(jìn)行衡量。

2.被解釋變量

本文模型中被解釋變量是公司績(jī)效Firm Performance(FP)，如前文文獻(xiàn)回顧中所探討，衡量公司績(jī)效的指標(biāo)也有很多，本文在參照Carter等(2003)的研究思路基礎(chǔ)上，選取托賓Q值(指資本的市場(chǎng)價(jià)值與其重置成本之比)來(lái)作為公司績(jī)效及價(jià)值的衡量指標(biāo)。

3.調(diào)節(jié)變量

本文模型中設(shè)置了學(xué)歷特征Academic Characteristics(AC)作為調(diào)節(jié)變量，主要是衡量以教育水平體現(xiàn)出來(lái)的特征能如何影響女性高管對(duì)于公司績(jī)效的作用，以此來(lái)驗(yàn)證本文的一個(gè)主要假設(shè)。本文中女性高管的教育水平數(shù)據(jù)是指高管團(tuán)隊(duì)中女性高管的平均受教育水平AverEdu，從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中獲得，將其受教育水平進(jìn)行1到5的編碼，1代表中專及以下，2指代大專，3指代本科，4指代研究生，5指代博士，剔除數(shù)據(jù)不全的樣本。

4.控制變量

為更準(zhǔn)確地評(píng)估女性高管及其學(xué)歷特征對(duì)公司績(jī)效的影響，本文參照Carter et al(2003)及Marinova et al(2010)控制變量Control(Ctr)的設(shè)置方法，在回歸模型中設(shè)置了包括公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員總?cè)藬?shù)(TotalNumb)，董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員平均年齡(AverAge)，董事會(huì)規(guī)模(BoardSize)和公司規(guī)模(FirmSize)等控制變量，來(lái)控制其他可能對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生影響的因素。其中TotalNumb和AverAge分別為年末本公司所有高層管理人員的數(shù)量和年齡的平均值， BoardSize為董事會(huì)理事成員的人數(shù)，公司規(guī)模FirmSize用公司總資產(chǎn)的Ln形式表示，數(shù)據(jù)同樣來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

(三)模型設(shè)計(jì)

本文樣本數(shù)據(jù)屬于橫截面數(shù)據(jù)，為了控制內(nèi)生性問(wèn)題，本文用2012年的解釋變量、調(diào)節(jié)變量，2012年的控制變量與2013年的被解釋變量進(jìn)行了多元回歸，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證分析常用的STATA軟件來(lái)進(jìn)行回歸分析，模型設(shè)計(jì)如下：

基于假設(shè)1檢驗(yàn)的模型I：

基于假設(shè)2檢驗(yàn)的模型II：

三、實(shí)證結(jié)果

(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文對(duì)2013年的上市公司的績(jī)效數(shù)據(jù)，2012年的女性高管數(shù)據(jù)，高管層總?cè)藬?shù)，高管層平均年齡，女性高管平均教育背景，公司規(guī)模，董事會(huì)規(guī)模進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，從未予顯示的結(jié)果表格中可以得知：中國(guó)上市公司女性高管比例較低，平均為16.7%，其中女性高管比例最高為62.5%，最低為0。女性高管的教育水平平均得分為3.397，表明她們的平均受教育程度在本科以上，總體來(lái)說(shuō)，教育背景還算良好。此外，高管層平均年齡為48.43，較為年輕，而且高管層總?cè)藬?shù)平均為18.92，董事會(huì)人數(shù)平均為8.917，規(guī)模適中。

(二)相關(guān)性分析

在對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)之前，首先對(duì)被解釋變量、解釋變量和控制變量進(jìn)行Pearson相關(guān)性分析，分析結(jié)果為：

女性高管衡量指標(biāo)Female2以及FemalePer的相關(guān)系數(shù)分別為0.0268和0.1012，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，初步說(shuō)明女性高管對(duì)公司績(jī)效有正向影響。而女性高管平均教育背景AverEdu雖對(duì)托賓Q值呈現(xiàn)出一定的消極影響，但相關(guān)關(guān)系不是特別顯著，而且學(xué)歷特征作為一個(gè)調(diào)節(jié)變量，更多地應(yīng)該考慮其與解釋變量的交叉項(xiàng)對(duì)被解釋變量的影響。而控制變量中高管層總?cè)藬?shù)、高管層平均年齡、董事會(huì)規(guī)模，公司規(guī)模都與托賓Q值表現(xiàn)出一定的相關(guān)性，而且相關(guān)性系數(shù)都為負(fù)值，說(shuō)明他們對(duì)公司績(jī)效可能存在著消極影響。當(dāng)然，相關(guān)性分析只能初步揭示一些相互關(guān)系，假設(shè)檢驗(yàn)的完成、內(nèi)在關(guān)系的挖掘還需要依靠更為科學(xué)的回歸分析方法。

(三)多元回歸分析

1.女性高管與公司績(jī)效的實(shí)證檢驗(yàn)

本文首先根據(jù)前文假設(shè)H1，對(duì)2013年的公司績(jī)效數(shù)據(jù)與2012年的女性高管(分別用虛擬變量和比例來(lái)衡量)數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，所得結(jié)果如表：

表1女性高管對(duì)公司績(jī)效的影響

首先，從模型整體性而言，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值分別為143.7、143.1、144.5，通過(guò)F檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)意義，模型能夠起到一定的解釋作用。雖然調(diào)整R方分別為0.240、0.214和0.243，擬合優(yōu)度較差，但僅考慮影響符號(hào)的話，可以接受。其次，可以看出由虛擬變量Female1和Female2衡量的女性高管與公司績(jī)效Tobin's Q之間的關(guān)系不顯著，但是由連續(xù)變量女性高管比例FemalePer衡量的女性高管與公司績(jī)效Tobin's Q之間存在較為顯著的正向關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.726**，說(shuō)明女性高管在很大程度上還是對(duì)上市公司存在一定的積極影響。

整體而言，因?yàn)樵诤饬抗究?jī)效的影響因素方面，本文只選擇了高管特征，而且主要聚焦在性別特征這一方面，可能遺漏了一些重要解釋變量，導(dǎo)致模型整體的擬合度不夠高。而且，本文也只是根據(jù)一些相關(guān)研究，選擇用滯后一年的績(jī)效數(shù)據(jù)來(lái)衡量高管特征的影響，并且只是選用了2年的相關(guān)數(shù)據(jù)，可能在模型設(shè)置和數(shù)據(jù)選取上仍存在改進(jìn)空間以提高擬合優(yōu)度。但是，因?yàn)橥ㄟ^(guò)了F檢驗(yàn)，所以回歸分析結(jié)果仍然值得參考：雖然由虛擬變量衡量的女性高管與公司績(jī)效之間的關(guān)系不顯著，其主要原因可能在于以虛擬變量衡量的女性高管不能反映實(shí)際女性高管任職情況，一些公司選擇女性高管可能出于象征性考慮，所以影響了變量測(cè)量；而以連續(xù)變量女性高管比例來(lái)作為衡量比較合理，因?yàn)榕c公司績(jī)效存在較為顯著的正向關(guān)系，符合之前的理論解釋，所以女性高管在很大程度上對(duì)上市公司還是存在一定的積極影響，實(shí)證研究結(jié)果支持假設(shè)H1.

2.學(xué)歷特征調(diào)節(jié)女性高管對(duì)公司績(jī)效影響的實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)前文假設(shè)H2，對(duì)2013年的公司績(jī)效數(shù)據(jù)與2012年的女性高管及其學(xué)歷數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，所得結(jié)果如下表2：

同理，整體性而言，回歸模型均通過(guò)F檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)意義，說(shuō)明模型能夠起到一定的解釋作用，即使擬合優(yōu)度仍舊不高，但是仍可以接受。從上表中看出，在加入調(diào)節(jié)變量學(xué)歷特征后，新的模型中即使衡量女性高管的三個(gè)指標(biāo)都與公司績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)，但是女性高管和學(xué)歷特征的交叉項(xiàng)(Female × AverEdu)卻都與公司績(jī)效Tobin's Q顯著正相關(guān)，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.384***、0.374***、1.772***，所以可以得知女性高管學(xué)歷特征強(qiáng)化了假設(shè)H1中得到的女性高管和公司績(jī)效之間的正相關(guān)關(guān)系，研究結(jié)果也支持假設(shè)H2.

表2學(xué)歷特征調(diào)節(jié)女性高管對(duì)公司績(jī)效的影響

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問(wèn)題

為了控制內(nèi)生性問(wèn)題，本文的研究都基于t-1年的解釋變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量與第t年的被解釋變量進(jìn)行回歸分析，從模型設(shè)置和數(shù)據(jù)選取上盡可能避免內(nèi)生性問(wèn)題。

2.逐年回歸

本文首先收集了2009-2013年共5年的樣本數(shù)據(jù)，并按前文模型設(shè)置篩選數(shù)據(jù)進(jìn)行逐年回歸。針對(duì)模型1，在前文的實(shí)證研究基礎(chǔ)上，用2011年女性高管數(shù)據(jù)與2012年公司績(jī)效數(shù)據(jù)，以及2010年女性高管數(shù)據(jù)與2011年公司績(jī)效數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了回歸分析，在未予披露的結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)：虛擬變量Female2衡量的2010年女性高管數(shù)據(jù)在2011年公司績(jī)效數(shù)據(jù)下顯著正相關(guān)，其他年份用虛擬變量衡量的女性高管數(shù)據(jù)與績(jī)效數(shù)據(jù)基本不相關(guān)，不過(guò)，在2012、2011年公司績(jī)效數(shù)據(jù)下，女性高管比例對(duì)其正向影響仍然都很顯著，假設(shè)H1仍然得到驗(yàn)證；同理，本文在模型2的基礎(chǔ)上進(jìn)行了逐年回歸，結(jié)果顯示在2012、2011年公司績(jī)效數(shù)據(jù)下，女性高管學(xué)歷特征對(duì)女性高管和公司績(jī)效間的正向關(guān)系都進(jìn)行了強(qiáng)化，研究結(jié)果同樣支持假設(shè)H2。

四、研究結(jié)論

現(xiàn)階段，我國(guó)女性雖然越來(lái)越多地在社會(huì)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域扮演重要角色，但受困于傳統(tǒng)文化制度約束，仍與發(fā)達(dá)國(guó)家女性參與經(jīng)濟(jì)水平存在較大差距，總體比例偏低，天花板問(wèn)題也始終存在。如果想要?jiǎng)?chuàng)新高管團(tuán)隊(duì)建設(shè)，構(gòu)建多元化團(tuán)隊(duì)，性別調(diào)整是一個(gè)值得考慮的方面。

本文在相關(guān)文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，參照一些模型設(shè)計(jì)，并結(jié)合我國(guó)具體情況，在近5年滬深兩市上市公司績(jī)效、女性高管及其學(xué)歷特征等數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，實(shí)證分析得出以下結(jié)論：女性高管對(duì)公司績(jī)效有積極影響；女性高管學(xué)歷特征能夠加強(qiáng)其對(duì)公司績(jī)效的積極影響。

五、相關(guān)對(duì)策與建議

雖然相關(guān)議題正吸引更多人關(guān)注，但現(xiàn)階段圍繞公司治理，特別是女性高管方面的研究成果還不夠突出，結(jié)論不夠統(tǒng)一，故希望本文能夠引發(fā)對(duì)此公司治理領(lǐng)域的更多探討，讓更多的學(xué)者關(guān)注中國(guó)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域內(nèi)高層女性的作用及特點(diǎn)，也希望通過(guò)這篇文章給相關(guān)公司構(gòu)建高管團(tuán)隊(duì)和女性提高自身競(jìng)爭(zhēng)力提供相關(guān)對(duì)策及建議。

通過(guò)本文的研究，發(fā)現(xiàn)在一定程度上，女性確實(shí)可以正向影響公司的績(jī)效。所以公司在構(gòu)建高管團(tuán)隊(duì)時(shí)，可以更多地考慮構(gòu)建多元化高管團(tuán)隊(duì)，特別是在性別特征等方面加強(qiáng)平衡，不因傳統(tǒng)觀念而拒絕女性高管，充分發(fā)揮女性高管的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)，將男性高管與女性高管的優(yōu)勢(shì)結(jié)合起來(lái)，提高公司的決策和治理水平，拓寬視野，優(yōu)化決策。

此外，女性高管教育水平能夠加強(qiáng)其對(duì)公司績(jī)效的積極影響，所以女性高管應(yīng)更多地提高自身教育水平，充分利用自身優(yōu)勢(shì)來(lái)為公司決策和治理提供幫助，只有通過(guò)提高自身教育水平來(lái)更多地貢獻(xiàn)于公司，才能逐漸打破“玻璃天花板”，為進(jìn)一步提高女性在社會(huì)經(jīng)濟(jì)中的地位奠定基礎(chǔ)，從而進(jìn)一步擴(kuò)大正面影響，由此良性循環(huán)，改善女性群體的就業(yè)問(wèn)題。

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