女性董事、董事會權力集中度與企業創新投入

嚴若森 朱婉晨

(武漢大學經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

引言

董事會成員的人口統計學特征會影響其行為偏好，并會導致董事會成員各自在應對環境、處理問題等方面存在認知差異，進而會影響企業的戰略決策。其中，作為彰顯董事會人口統計學特征的重要變量，女性董事被視為董事會多元化的關鍵要素，且其會直接影響董事會的決策制定進程以及企業的其他重要業務過程。亦正因如此，董事會開始日益重視并思考女性代表在企業戰略決策中所發揮的作用，而董事會的性別多樣性亦已演變成為公司治理領域的爭議性話題(Huang and Kisgen, 2013;Graham et al., 2013)[11][9]。

作為獲取競爭優勢、搶占市場份額及提升企業績效的關鍵性戰略，創新是企業保持競爭優勢的必要手段，而是否開展創新活動則是董事會戰略決策的重要組成部分。而女性董事通過參與董事會決策過程能夠影響企業戰略決策的制定，進而會影響企業的創新行為及投入。一方面，董事會中加入女性代表能夠改善董事會的性別多樣性，并能夠藉此提升董事會認知層面的異質性以及為董事會決策提供差異化的信息與資源，進而會對企業的創新決策及投入產生有利影響；另一方面，女性董事亦可能基于性別屬性而產生社會類化現象，進而成為降低董事會決策質量與效率的影響因子，與此同時，女性董事尚可能會基于自身的性格特征而傾向于風險規避型戰略決策，而這些均會對企業的創新決策及投入產生不利影響。很顯然，單就女性董事對企業創新投入的影響而言，其不會僅僅只是某種簡單的線性關系。而進一步而言，作為一種組織治理平臺，董事會自身的相關組織特征變量亦會影響女性董事對企業創新投入的影響。

有鑒于此，本文擬基于信息決策理論與社會角色理論，解析女性董事對企業創新投入的影響，并考察董事會權力集中度這一董事會的組織特征變量對此影響的調節作用。

本文的研究貢獻在于，基于較之于Mcleod et al.(1996)[14]、Carter et al.(2010)[6]、Boulouta(2013)[4]等既有相關研究更為全面的理論視角，并基于中國的經驗證據，研究發現了一組存在于女性董事與企業創新投入之間的倒U型非線性關系，且驗證了董事會權力集中度對此倒U型非線性關系的調節效應。藉此，本文豐富與拓展了女性董事與企業創新投入關聯領域的研究。

理論分析與研究假設

一、女性董事對企業創新投入的影響

1. 基于信息決策理論的女性董事對企業創新投入的影響

信息決策理論認為，多樣性程度高的組織會產生不同的觀點與思維，且差異性觀點與思維有助于制定更高質量的決策。很顯然，組織內可見屬性的多元化能夠為組織帶來積極效益，對此，性別屬性亦然。作為企業的決策制定中心，董事會的主要職能在于監督管理層，同時提供戰略性建議。而聚焦于董事會的群體多樣性的研究發現，往往是多元化的董事會更傾向于創新，且其能夠制定出更高水平的戰略決策。

董事會成員所承載的不同社會屬性自然會導致董事會成員具有不同的認知框架，而董事會成員的認知框架差異會對企業的相關決策與行為產生差異化的影響。其中，基于性別等人口統計學特征的異質性引致的信息來源多元化及信息視角多元化有助于企業開展創造性活動與創新行為。對此，Mcleod et al.(1996)[14]認為，董事會成員的性別異質性能夠為董事會在信息甄別與使用方面提供幫助，并能夠藉此提升董事會的決策質量，從而有助于制定出促進企業發展的創新戰略；Miller and Triana(2009)[15]闡明，董事會的性別多樣性能夠提高企業聲譽，并推動企業創新；Tuggle et al.(2010)[24]基于高階理論視角，提出了董事會異質性會影響董事會關于企業創新討論的研究假設，并認為董事會商討制定企業創新決策的能力取決于董事包括性別、種族、年齡等在內的人口統計學特征；Carter et al.(2010)[6]基于信息獲取與信息匹配的視角認為，女性董事有助于企業完善市場及客戶信息；Mahadeo et al.(2012)[13]發現，董事會的女性董事比例正向影響企業績效；周建和李小青(2012)[33]認為，董事會異質性有利于增加董事會成員的思維彈性，并激發任務導向的沖突，從而有利于促進董事會成員之間基于信息多元化視角討論創新問題；Rossi et al. (2017)[20]基于風險規避視角發現，女性董事能夠影響企業決策，同時女性董事能夠降低企業風險，進而促進企業創新投入，且只有當企業聚焦于創新戰略時，女性董事才會通過促進創新提升企業績效。

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的性別異質性程度，亦能夠促使男女董事發現彼此之間的差異進而可能為企業帶來創新性價值，且較之于董事全部為男性的同質性團隊而言，女性董事的存在更容易打破董事會墨守成規及囿于固有商業模式的局面，從而有利于促進董事會敢于突破自我而開展戰略創新行為或投入。

但毋庸置疑的是，董事會的異質性帶來的并非全是對企業創新投入的促進作用。例如，團隊異質性能夠削弱組織成員之間的心理依戀，從而會降低成員之間的相互合作，進而影響組織創新，而且團隊成員異質性程度的不斷增加尚會誘發團隊內部產生分離均衡，并加劇小團體的生成，進而刺激產生群體斷裂帶，而群體斷裂帶不僅不能夠促進組織創新，反而會抑制成員之間的溝通交流，破壞成員之間的信任關系，并影響相互合作，最終將負向影響組織創新(Tuggle et al., 2010)[24]。由此出發，隨著女性董事數量的不斷增加，董事會的性別異質性程度亦將不斷提高，也許當董事會的性別異質性程度僅僅只是中等時，董事會成員的行為決策保持一致的可能性更大，此時，女性董事的角色更多的只是信息提供者，并藉此增加董事會制定戰略決策的信息廣度，然而一旦董事會的性別異質性程度較高或非常之高，則董事會內部很可能即會引發激烈的矛盾沖突并藉此誘發產生群體斷裂帶，在此情形下，女性董事反而會成為抑制企業進行創新投入的角色與力量。就此而言，女性董事與企業創新投入之間并非只會是一種簡單的線性關系。

2. 基于社會角色理論的女性董事對企業創新投入的影響

社會角色理論強調，社會中的勞動分工以性別為區分前提。其中，男性具備個人型行為特征，而女性則具備公共型行為特征(Eagly，2001)[7]。通常而言，社會團體將男性行為定義成冒險型、競爭型及績效導向型，將女性則視為是具備保守型、非競爭型與社會導向型的性格(呂英等，2014)[28]。而無論是行為經濟學，還是組織行為學，都認為決策個體的認知能力是有限的，且決策者往往會將自身的“偏好”帶入到特定的決策中去(劉緒光和李維安，2010)[27]。

在社會角色理論的語境與場域中，女性董事影響董事會決策可能取決于其領導風格(Nielsen and Huse，2010)[17]，往往因其保守、非競爭的性格特征而會抑制企業展開創新活動。其實，在經濟學與心理學的研究領域內，既有研究亦揭示出，較之于男性而言，女性的風險偏好更低(Byrnes et al., 1999; Barber and Odean,2001)[5][2]，其往往傾向于制定風險較小的投資決策。Blake(2005)[3]的研究則揭示，創新活動的參與度會因性別不同而產生差異，其中在這方面，女性明顯要低于男性；Peni and V?h?maa(2010)[18]經研究發現，較之于男性而言，女性更為保守，且厭惡風險，女性董事及女性高管會嚴格控制企業財務報告及內部審計，從而會間接影響企業創新投入；Boulouta(2013)[4]的研究指出，董事會中引入女性代表往往會增加對與企業社會責任相關的“軟”問題的關注，而會減少對企業創新等“硬”實力的關注；王清和周澤將(2015)[29]的實證研究結果亦表明，女性董事會抑制企業的R&D投入；不過Sila et al.(2016)[21]通過動態模型探究董事會的性別多樣性與企業風險之間關系的實證檢驗并未有發現能夠證明女性董事與企業風險負相關的證據，進而未能證明女性董事因厭惡風險而會抑制企業進行創新活動。

事實上，既有相關研究已部分論證了女性董事與企業創新之間可能存在的一些關系。諸如，盡管女性董事會表現出保守、風險厭惡的特征，但在女性董事比例過低的情形下，男性董事處于領導優勢，女性董事的風險規避型戰略建議往往難以被采納(Rose, 2007)[19]；在大多數男性董事處于主導地位的情形下，女性董事的領導風格更多地表現為參與式，女性董事亦難以掌握話語權，董事會較少考慮女性董事的建議(Terjesen，2009)[22]；女性董事擁有區別于男性董事的經驗、閱歷及市場導向能力，能夠促進或刺激企業進行決策創新，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導統治地位的董事會中，女性董事更多的是扮演戰略建議的角色，而此時女性細致、認真的性格特點能夠幫助董事會在進行戰略決策時發現重要而關鍵的細節性問題，進而促進戰略創新(李維安等，2014)[26]。

很顯然，基于社會角色理論視角考察，女性董事與企業創新投入之間同樣不只是一種簡單的線性關系。

而無論是基于信息決策理論視角考察女性董事對企業創新投入的影響，還是基于社會角色理論視角考察女性董事對企業創新投入的影響，均有一點不容忽視，那就是，隨著女性董事在董事會中的數量或比例的不斷增加，女性董事在董事會中的戰略地位亦會隨之發生改變，而此改變則會直接影響到女性董事在董事會決策中的作用及由此而致的效應。事實上，基于臨界質量理論(critical mass theory) (Kanter, 1987)[12]，女性董事若想在影響董事會決策的過程中發揮實質性作用，則其數量往往需要達到一定的臨界值，否則其很難擁有影響決策的話語權。對此，Torchia et al.(2011)[23]實證檢驗了女性董事數量增加對臨界質量進而對企業創新投入的影響，結果表明，三名女性董事使得臨界質量最大化，可以提高企業創新水平。Nguyen et al.(2015)[16]則就董事會性別多樣性與企業價值的相關性關系進行了實證研究，結果表明，女性董事能夠提升企業價值，但當女性董事比例達到約20%的斷點時，女性董事的邊際效用為零，亦即，當董事會中女性董事比例高于20%時，女性董事會抑制企業發展。

鑒于上述分析可知，女性董事對企業創新投入的影響既不只是限于促進作用，亦非僅僅限于抑制效應，而是會基于相關條件例如女性董事的數量及占比的變化而發生變化，其有時會起到促進作用，而有時則會產生抑制效應，抑或，女性董事與企業創新投入之間并非僅限于單純的線性關系，而是可能存在某種倒U型的非線性關系。有鑒于此，本文提出假設1：

假設1：在一定條件下，女性董事與企業創新投入之間呈倒U型的非線性關系。

二、董事會權力集中度的調節作用

Anderson et al.(2011)[1]認為，CEO的權力集中度能夠正向調節女性董事與企業績效之間的正相關關系；姚冰湜等(2014)[31]的研究結果則表明，CEO具備的四種權力能夠影響高管團隊異質性對企業績效的負向作用，CEO的結構權力、所有者權力以及專家權力則會減弱上述負相關，而聲譽權力則會加強上述負相關。同理可以推測，作為董事會集權行為的具體表征，董事會權力集中度亦會對女性董事對企業創新投入的影響起到調節作用。其實，女性董事能夠影響董事會的戰略決策，而董事會權力集中度能夠影響女性董事對董事會決策的影響，據此，董事會權力集中度自然會對女性董事對企業創新投入的影響起到調節作用。

就董事會權力集中度而言，其可以從多個維度或方面影響女性董事對企業創新投入的影響。例如：(1)董事長與CEO“兩職合一”。如果董事長與CEO“兩職合一”，則一方面，董事長與CEO“兩職合一”會加強董事會的權力集中度，進而會擴大董事會特別是董事會“一把手”的控制權與決策權；另一方面，CEO掌握較高的權力會對董事會決策的獨立性、科學性產生一定的威脅，且CEO自身的風險偏好亦會削弱或加強女性董事對企業創新投入的影響。很顯然，在董事長與CEO“兩職合一”的情形下，董事會權力集中度得到了強化，其會影響女性董事參與董事會戰略決策時的個人判斷與決策參與質量及效果，并會藉此影響企業創新投入。而如果董事長與CEO“兩職分離”，則董事會權力集中度則相對較低，因而會營造出較為自由的決策環境，包括女性董事在內的其他董事在制定企業的戰略決策時更加自主，有助于女性董事發揮自身優勢參與董事會決策進程，進而影響企業創新投入決策。(2)董事長任期。董事長的戰略視角會隨著其履職時間的增加而發生變化，作為董事會權力集中度的表征變量，董事長任期的長短能夠影響董事會的決策。張兆國等(2017)研究指出，董事長任期與企業創新績效之間存在非線性的倒U型關系[32]。據此可以同理推測，任期時間不同的董事長對女性董事參與制定企業創新投入決策的看法自然存在差異，就此而言，董事長任期能夠調節女性董事對企業創新投入的影響關系。(3)股權集中度。股權集中度作為企業所有權與董事會權力集中度的具體表征，可以反映大股東對董事會的控制能力。楊建君等(2015)的研究表明，大股東能夠依托其控制權優勢，基于個人的風險偏好評估企業的風險及收益，影響企業的資源配置決策，從而影響企業自主創新行為[30]。事實上，大股東自身的行為特征及心理能夠對董事會決策產生關鍵性影響，并會藉此削弱女性董事對董事會決策進程的影響作用。不同的股權集中度對應不同的董事會權力集中度，不同的董事會權力集中度則會對應不同的對女性董事對企業創新投入影響的調節作用。

有鑒于此，本文認為，董事會權力集中度對女性董事與企業創新投入之間的倒U型關系存在調節作用。為此，本文提出假設2：

假設2：在一定條件下，董事會權力集中度能夠調節女性董事與企業創新投入之間的倒U型關系。

研究設計

一、樣本選擇與數據來源

本文選取2007～2015年中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本，并按照以下順序對這些初始樣本進行全面篩選：(1)剔除金融保險業的上市公司；(2)剔除樣本選擇期間被ST與*ST處理過的上市公司；(3)剔除企業研發投入、財務數據、公司治理數據披露不全的樣本公司。經此篩選后，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-年度樣本觀測值的面板數據。本文所采用的企業研發投入數據源自萬德數據庫(WIND)，女性董事相關數據以及其他數據則源自國泰安數據庫(CSMAR)。

二、變量定義及測量

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量為企業創新投入。本文選取常用指標——企業研發投入作為被解釋變量的代理變量，以衡量企業創新投入的強度，其測量方式則采用企業研發投入的自然對數。而為了剔除女性董事對企業創新投入的內生性影響，本文選擇t+1年的企業研發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個指標來衡量女性董事變量：(1)董事會中女性董事的數量，用以反映女性董事的絕對數量；(2)董事會中女性董事所占的比例，用以反映女性董事的相對占比。

3. 調節變量

本文將董事會權力集中度設為調節變量。本文引用Finkelstein(1992)[8]的結構權力模型，同時借鑒淦未宇等(2015)衡量權力結構的測量方式[25]，采用兩職合一、董事長任期與第一大股東控股比例等三個維度衡量董事會的權力集中度。對此，本文遵循下述設定：(1)若董事長與CEO兩職合一，則取值為1，否則取值為0；(2)董事長任期的長短會影響其所在網絡的關系強度，進而會影響董事長的權力基礎，為此，本文計算出全樣本的董事長任期中值，若董事長任期大于中值，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集中度的指標中，因為第一大股東的持股比例越高，股東大會越會集權，大股東監督董事會的力度亦會越強，董事會的職權范圍自然會越受限，為此，本文設定，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)鑒于單個指標的局限性與單一性，本文采用綜合指標，求出上述三個指標的幾何平均數，并以此作為董事會權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創新投入之關系的相關變量，包括董事會規模(Dsize)、資產負債率(Debt)、凈資產收益率(ROE)、企業成長性(Growth)與企業規模(Size)。此外，本文尚控制了年度變量(Year)與行業變量(Ind)。

本文所涉變量具體如表1所示。

三、模型構建

為了驗證女性董事對企業創新投入的影響，亦即為了驗證本文的假設1，本文構建下述回歸模型(1)。

為了驗證董事會權力集中度對女性董事對企業創新投入的影響的調節作用，亦即為了驗證本文的假設2，本文構建下述回歸模型(2)與(3)。

表1 變量說明

在上述回歸模型中，Innovation代表企業創新投入；Female代表女性董事，采用Fe-dum與Fe-ratio兩個代理變量對其進行衡量，其中，Fe-dum為女性董事數量，Feratio為女性董事比例；Female2為兩個女性董事代理變量的二次項；Power為董事會權力集中度，Female×Power為女性董事一次項代理變量與調節變量的交互項，Female2×Power為女性董事二次項代理變量與調節變量的交互項；i與t分別表示企業與年份；j表示模型中控制變量的數量；下標t+1表示將變量滯后一期；Controls表示所有控制變量；α0、β0、λ0為常數項；α1、β1、γ1為女性董事代理變量二次項的系數，α2、β2、γ2為女性董事代理變量一次項的系數；αj、βj、γj為控制變量的系數；μi表示衡量的固定效應；εi,t表示隨機擾動項。

表2 主要變量的描述性統計結果

實證結果與分析

一、描述性統計

本文主要變量的描述性統計結果如表2所示。表2顯示：(1)樣本中企業創新投入(Innovation)的平均值為17.330，標準差為1.171，中位數為17.339，這說明企業創新投入的強度較高；(2)企業創新投入(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股上市企業中，各企業的創新研發投入存在較大差異；(3)就所選樣本企業而言，董事會中女性董事的數量(Fe-dum)與比例(Fe-ratio)的平均值分別為1.502與0.180，標準差分別為1.351與0.161，這表明在董事會中存在女性代表已經非常普遍，但女性董事的數量與占比依舊較低；(4)董事會權力集中度(Power)的平均值為0.550，中位數為0.667，董事會權力集中度反映了董事會的集權情況，結果表明我國企業董事會的集權現象較為普遍，董事會中的“一把手”依然握有較強的控制權。

二、相關性分析

本文對主要變量進行了相關性分析，以初步驗證各個變量之間的相關關系，具體的相關性分析結果如表3所示。從表3所示的Pearson相關系數矩陣中可以看出：(1)女性董事的數量及比例與企業創新投入之間存在顯著的負相關關系，這初步說明女性董事可能會對企業創新投入產生影響，但兩者之間確切的關系需要回歸結果的進一步檢驗；(2)董事會規模、凈資產收益率、資產負債率、企業成長性、企業規模都與企業創新投入存在顯著的線性關系。

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性，為了排除變量之間的多重共線性對研究結果的干擾，本文進一步做了VIF檢驗，最終發現方差膨脹因子的最大值為1.73，平均值為1.25，遠小于閾值10，由此可以斷定變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

三、回歸分析

本文采用分層回歸分析法，首先檢驗控制變量對企業創新投入的影響，然后在此基礎上，逐步將解釋變量與調節變量納入到回歸模型中，藉此探究女性董事對企業創新投入的影響，并驗證董事會權力集中度對此影響的調節作用。

1. 女性董事對企業創新投入的影響

表3 變量的 Pearson相關系數矩陣

為了驗證假設1，本文依據模型(1)，分3個步驟進行分層回歸分析。首先，只將控制變量納入到回歸模型中，以控制混合因素對被解釋變量的影響；其次，將女性董事的兩個代理變量女性董事數量(Fe-dum)與女性董事比例(Fe-ratio)的線性項加入到回歸模型中，以檢驗女性董事與企業創新投入之間是否存在單一線性關系；最后，在線性解釋變量的基礎之上，在回歸模型中加入女性董事的數量平方項(Fe-dum2)與女性董事的比例平方項(Fe-ratio2)，以檢驗女性董事與企業創新投入之間是否存在復雜的非線性關系。

本文基于普通最小二乘法的經濟學原理，運用統計軟件Stata14.0分析女性董事對企業創新投入的影響效應。本文根據Hausman檢驗的結果斷定回歸時應采取的模型，經過Hausman檢驗，本文最終采用固定效應模型。

模型(1)的分層回歸結果如表4所示。具體結果如下：(1)模型1是只包括控制變量的基準組，從模型1的回歸結果中可以看出，企業凈資產收益率(ROE)的系數顯著為正，這表明在一定條件下，企業凈資產收益率越高，企業在創新研發上的投入越大，此外，企業成長性(Growth)、企業規模(Size)與凈資產收益率對企業創新投入(Innovation)的影響作用相同，均能夠正向影響企業創新投入；(2)在模型2與模型4中，將女性董事數量(Fedum)與女性董事比例(Fe-ratio)的線性項納入到模型中，以檢驗女性董事與企業創新投入之間是否存在顯著的線性相關關系，從回歸結果來看，女性董事數量的估計系數(-0.0319)與女性董事比例的估計系數(-0.2540)均為負，且在1%的顯著性水平上顯著，此回歸結果初步說明女性董事與企業創新投入之間存在線性相關關系，但簡單的線性關系尚并不能夠完全詮釋女性董事對企業創新投入的影響機理；(3)因此，為了進一步探究女性董事與企業創新投入之間是否存在倒U型的非線性關系，本文將女性董事數量與女性董事比例的二次項(Fe-dum2、Feratio2)納入到模型中，模型3與模型5的回歸結果顯示，兩個代理變量的二次項系數分別為-0.0064與-0.5250，且在1%的顯著水平上顯著，通過比較模型2與模型3、模型4與模型5的實證結果，本文發現加入二次項的模型擬合度更高，亦即模型3與模型5的調整后R2高于模型2與模型4的調整后R2(0.147＞0.146)，這表明女性董事與企業創新投入之間存在顯著的倒U型關系。

表4 主效應分層回歸結果

而本文之所以作出存在上述倒U型關系的判斷，是因為基于下述相關分析。根據Hanns et al.(2016)[10]檢驗倒U型關系的方法，若解釋變量與被解釋變量之間存在倒U型關系，則須滿足三個條件：(1)解釋變量的二次項系數顯著為負；(2)當解釋變量取最小值時，曲線的斜率為正，而當解釋變量取最大值時，曲線的斜率則為負；(3)在曲線拐點處，解釋變量在取值范圍內。根據模型3與模型5可知，女性董事數量的二次項系數(α1=-0.0064，p＜0.1)與比例二次項系數(α1=-0.5250，p＜0.05)為負且顯著，因此，滿足第一個條件；假設女性董事(X)對企業創新投入(Y)的回歸方程為：Y=α0+α1X2+α2X，根據模型3可知，α1=-0.0064，α2,=0.0012，曲線的斜率方程為Y’=0.0012-0.0128X，女性董事數量的分布區間為[0,6]，當女性董事數量取最小值時，Y’為正，而當女性董事數量取最大值時，Y’則為負，同理，當解釋變量為女性董事比例時，所得結果同上，因此，滿足第二個條件；解釋變量女性董事數量及女性董事比例的拐點值-α2/(2α1)為0.938與0.592，處于X的取值區間之內，因此，滿足倒U型關系檢驗標準的第三個條件。

很顯然，上文所述回歸結果印證了本文的假設1，亦即，在一定條件下，企業創新投入會隨著女性董事數量或比例的增加而呈現先上升隨后又下降的趨勢。而且，從上述回歸結果中可以窺探出女性董事影響企業創新投入的內在機理。

一方面，女性董事之所以能夠促進企業創新投入，其成因在于董事會中增添一定數量或比例的女性代表可以增加董事會的社會異質性，從而能夠為董事會在制定創新戰略決策時引入多元化的思想與經驗，且與此同時，女性董事的加入亦會增加董事會規避風險的可能，但女性董事依舊能夠促進企業創新投入，其中的原因則可能在于，女性董事的比例過低，企業重要的管理職位由男性掌控，女性董事難以發揮自身的優勢，亦即，董事會性別異質性促進企業創新投入的積極作用強于女性董事風險規避行為特征抑制企業創新投入的消極作用。就此而言，一定數量或比例的女性董事有助于促進企業開展創新活動，抑或，如果董事會中女性董事的數量或比例低于一定的臨界閾值，則其會促進企業創新投入。

另一方面，女性董事過多會抑制企業創新投入。事實上，在多元化的組織內部，組織成員會依據性別、年齡等社會屬性進行自我歸類(self-categorization)，歸類之外的群體均被視為組織內的不利因子，因而組織多元化會引發嚴重的兩極分化現象，形成固化思維與刻板印象，并導致組織焦慮。很顯然，女性董事數量及比例的不斷增加會加大董事會中的異質性程度，而在異質性程度較高的董事會內部，董事性別差異會降低團隊滿意度與團隊凝聚力，減少團隊內部交流，引發矛盾沖突，并最終降低董事會的決策效率與質量。此外，女性的行為特征多為公共型，女性董事的行事風格多以規避風險為主，而隨著女性董事數量及比例的不斷提升，女性董事開始在董事會中掌握主動性，并逐步擁有話語權，而此時考慮到企業的長期穩定發展，女性董事的決策建議會多以風險規避型為主，進而會抑制企業創新投入。就此而言，董事會中女性代表的數量或比例過高不利于企業開展創新活動，抑或，如果董事會中女性董事的數量或比例超出一定的臨界閾值，則其會抑制企業創新投入。

表5 董事會權力集中度對女性董事與企業創新投入之關系的調節效應

2. 董事會權力集中度的調節作用

為了驗證董事會權力集中度在女性董事對企業創新投入影響關系中的調節效應，本文在模型(1)的基礎上增加了董事會權力集中度與女性董事一次項的交互項(Fe-dum×Power、Fe-ratio×Power)以及董事會權力集中度與女性董事二次項的交互項(Fe-dum2×Power、Feratio2×Power)，構建了前文所述模型(2)與模型(3)。對此驗證，本文同樣采用分層回歸的分析方法，具體的回歸結果則如表5所示。

表5揭示了董事會權力集中度對女性董事數量與企業創新投入之關系的調節效應。從表4的回歸結果中可以看出，女性董事數量一次項與董事會權力集中度的交互項(Fe-dum×Power)的回歸系數為-0.0536，且回歸系數在1%的顯著性水平上顯著，女性董事比例一次項與董事會權力集中度的交互項(Fe-ratio×Power)的回歸系數為-0.4777，在1%的顯著性水平上顯著。因此，本文的假設2得到了驗證。事實上，該回歸結果表明，董事會權力集中度能夠線性調節女性董事與企業創新投入之間的倒U型關系。在模型9和模型13中，女性董事數量二次項與董事會權力集中度的交互項(Fe-dum2×Power)及女性董事比例二次項與董事會權力集中度的交互項(Feratio2×Power)的回歸系數為正且不顯著，這表明，董事會權力集中度對女性董事與企業創新投入的倒U型關系的調節作用并非是U型調節。亦即，在董事會權力集中度較強的組織場域中，女性董事與企業創新投入的倒U型關系不會遭到顯著弱化而直至出現U型關系。

一方面，在一定條件下，董事會權力集中度越高，抑或，董事會越集權，女性董事促進企業創新投入的積極效應越低。因為基于風險規避心理，董事會的一把手不愿意將大量資金投入到創新投資活動中，故而在董事會權力集中度較高的情形下，董事會傾向于風險規避型的戰略決策。此時，對于女性董事能夠增加董事會的認知異質性并提高董事會的決策質量，進而影響企業創新投入這一影響路徑而言，董事會權力集中度將產生抑制作用。

另一方面，當女性董事的數量或比例超過某個閾值時，因女性具備保守、厭惡風險的性格特征，董事會中增加女性董事的數量或比例不利于企業開展創新活動。此時，董事會權力集中度會加強女性董事對企業創新投入的消極影響。鑒于創新活動風險高、周期長且投資回報不確定，加之董事會成員多為大股東且持有較多的股份，需要承擔企業進行創新投資的大部分風險。因此，考慮到自身利益以及企業的長遠發展，董事會成員會降低創新投資，進而會加強女性董事對企業創新投入的負向影響。

綜上所述，董事會權力集中度越高，抑或，董事會越集權，女性董事與企業創新投入之間的倒U型非線性關系越顯著。

四、穩健性檢驗

為了檢驗上述實證回歸結果是否穩健，本文增加了控制變量的數量，并且采用企業創新投入的其他衡量指標來進一步驗證女性董事對企業創新投入的影響，以及董事會權力集中度對二者關系的調節作用。

表6 增加控制變量數量的穩健性檢驗結果

本文首先采取增加控制變量數量的方法，即在原有5個控制變量的基礎之上，增加了第一大股東持股比例(Large)與獨立董事比例(Independent)兩個控制變量，以驗證女性董事與企業創新投入之間關系的穩健性。其中，第一大股東持股比例(Large)的測度為第一大股東持股在前十大股東持股總和中的占比；獨立董事比例(Independent)的測度為獨立董事在董事會成員中的數量占比。表6所示的穩健性檢驗結果表明：(1)女性董事數量二次項(Fe-dum2)與比例二次項(Fe-dum2、Fe-ratio2)的回歸系數均在5%的顯著性水平上顯著為負，這驗證了本文的假設1；(2)加入調節變量之后，檢驗結果與前述研究結論一致，表明女性董事與企業創新投入的關系以及董事會權力集中度對二者關系的調節作用穩定存在。

此外，本文采用企業研發投入在企業營業總收入中的占比作為被解釋變量的替代指標，并采用分層回歸分析的研究方法進行穩健性檢驗，回歸結果如表7所示。

模型19的穩健性檢驗結果表明：(1)本文將企業創新投入的代理變量變為企業研發投入在企業營業總收入的占比之后，女性董事與企業創新投入之間依然存在顯著的倒U型關系，且回歸系數在10%的顯著性水平上顯著，這表明本文的假設1得到了進一步的驗證；(2)本文將董事會權力集中度與女性董事數量的一次交互項(Fedum×Power)與二次交互項(Fe-dum2×Power)逐一納入到回歸模型中，回歸結果表明，此一次交互項的回歸系數在1%的顯著性水平上顯著，而此二次交互項(Fedum2×Power)的回歸系數則不顯著，穩健性檢驗結果與前述實證結果相吻合，表明董事會權力集中度能夠線性調節女性董事與企業創新投入之間的倒U型關系，這進一步驗證了本文的假設2。

上述穩健性檢驗實證結果表明，本文的研究結論穩健可靠。

研究結論與管理建議

一、研究結論

表7 采用替代指標的穩健性檢驗結果

本文基于信息決策理論與社會角色理論，以2007～2015年中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本，就女性董事對企業創新投入的影響進行了實證研究，并考察了董事會權力集中度對此影響的調節作用。研究結果表明：(1)女性董事與企業創新投入之間存在倒U型的非線性關系，亦即，女性董事對企業創新投入的影響存在臨界閾值，具體而言，當女性董事在董事會中的數量或比例未達到某個臨界閾值時，女性董事會對企業進行創新投入起到促進作用，而當女性董事在董事會中的數量或比例超過某個臨界閾值時，女性董事則會對企業創新投入產生抑制效應；(2)董事會權力集中度能夠調節女性董事與企業創新投入之間的倒U型關系，亦即，當董事會集權程度較高時，隨著女性董事在董事會中的數量或比例的增加，企業創新投入的增加程度會下降，女性董事對企業創新投入的促進作用會降低；而隨著女性董事在董事會中的的數量或比例的不斷增加，且高于某個臨界閾值時，董事會權力集中度會加強女性董事對企業創新投入的抑制效應，此時董事會中引入女性董事，將更大程度地減少企業創新投入。

二、管理建議

基于上述研究結論，本文提出下述管理建議：(1)企業在引入女性董事而構建董事會的認知異質性關系時，需要考慮其中女性董事的數量或比例的臨界閾值，以免產生因女性董事的數量或比例高出或低于臨界閾值而致的相應效應。例如，結合本文的實證檢驗結果，當董事會中女性代表的數量為3時，企業創新投入的強度往往最高。事實上，這一研究結果誠如Torchia et al.(2011)[23]所認為的那樣，即所謂3名女性代表往往能夠實質性地影響組織的動力。一言蔽之，企業在聘請女性董事時，需要考慮其數量或占比的科學合理性。(2)企業在聘請女性董事時，需要考慮企業自身所處的生命周期階段。一般而言，對于新創型企業與衰退型企業而言，如何保證生存力量與平穩發展往往是企業首要關注的議題，此時，企業的風險承擔能力較低，相較而言，企業應當以引入相對較多的女性董事為佳，以降低董事會決策風險，并盡量減少企業創新行為或企業創新投入；而對于成長型企業與成熟型企業而言，戰略創新與規模擴張往往是企業的重要戰略目標，而且此時，企業承擔風險的能力較高，企業聘請合適數量及占比的女性董事旨在提高董事會的認知異質性，并藉此提升董事會決策質量，進而促進企業創新投入。(3)鑒于董事會權力集中度對女性董事與企業創新投入之倒U型關系的調節效應，企業在引入女性董事時，需要正視董事會集權程度的實際情形，并考慮對企業創新投入的現實需求或潛在預期，以盡可能實現女性董事這一董事會的重要人口統計學特征變量對董事會治理優化與企業創新的雙重改善與促進。