女性CFO與智力資本信息披露
——基于我國金融類A股上市公司的實證研究

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[福州大學 福州 350116]

引言

在知識經濟社會，隨著作為知識型生產要素聚合體的智力資本成為價值締造的戰略性資源，企業對外披露企業文化、制度流程、員工培訓、研發創新、專有技術、品牌聲譽、客戶關系以及供應鏈等各類智力資本信息的行為也日益得到學術界與業界的廣泛關注[1]。智力資本信息披露能夠改善企業的信息透明度，增進外界對企業核心經營活動與未來前景的了解，進而吸引更多分析師關注[2]，獲得更高的投資評級[3]，降低融資成本[4]，提升企業市場價值[5]。顯然，智力資本信息披露是一項能為企業帶來多維度正向經濟后果的重要戰略決策。盡管國內外學者利用內容分析法測度了各國上市公司的智力資本信息披露水平，然而，卻鮮有研究就金融類上市公司的智力資本信息披露行為予以考察。這種看似“意外”的遺漏實際上緣于金融類公司研發投入相對較少而被長期“誤歸類”為資金密集型的傳統行業，因而未能進入智力資本研究者的分析視野。事實上，金融行業擁有相對一般行業更專業的人才資源、更系統嚴謹的管理體系、更忠誠的客戶與更具市場號召力的品牌聲譽。隨著信息技術的不斷成熟，金融類公司越發重視諸如區塊鏈、大數據、云計算、“互聯網+”等金融科技投入。顯然，金融類公司是典型的“輕實體資產”的智力資本密集型企業。那么，擁有諸多智力資本要素的金融類公司是否對外披露了智力資本信息以及披露水平究竟如何呢?這無疑是一個亟待回答的現實問題。

與此同時，女性高管代表的“她力量”在各行各業的經營活動中扮演著愈發舉足輕重的角色。以我國金融類A股上市公司為例（見圖1），在2003～2018年①，女性擔任高管的人數占全部高管人數的比例一直在15%以上，平均占比約為17.5%。就作為公司財務決策直接負責人的CFO而言，女性的占比相對一般高管職務更高，平均值約為25.5%，其中比例最高的年份將近36%，最低的年份也在20%以上。與男性相比，女性擁有對風險更加厭惡、道德標準更高的性格特質。新近研究還發現，女性CFO的財務行為較男性同行更為謹慎，具體表現為女性擔任CFO的企業的財務重述較少[6]、盈余管理水平較低[7～8]、會計穩健性更強[9～10]。智力資本在企業價值創造過程中的關鍵作用，使與之相關的各類信息成為外部投資者賴以評估企業內在價值與未來成長前景的重要信息。資本市場要求上市公司提高智力資本信息透明度的呼聲日趨高漲。那么，女性CFO們會如何影響所在企業的智力資本信息披露行為呢?

圖1 我國金融類上市公司女性高管比例（2003～2018年）注：原始數據來自CSMAR，自行整理計算。

遺憾的是，目前尚未有中外文獻就女性CFO與智力資本信息披露間的關系予以考察。盡管相關方面的新近文獻開始關注女性高管在環境與社會責任信息披露決策中的作用，但并未形成一致明確的結論。張國清和肖華[11]發現，女性董事長、女性CEO與高管中的女性比例都與環境信息披露水平顯著負相關。Muttakin等[12]發現女性高管存在對社會責任信息披露的消極影響。然而，也有研究持相反觀點。如Fernandez-Feijoo等[13]、Ibrahim等[14]、孟曉華等[15]、黃荷暑等[16]、王士紅[17]的研究表明女性高管能夠提高企業的社會責任信息披露水平。特別地，傅傳銳等[18]以我國高科技A股上市公司為樣本，首次檢驗了高管背景特征與智力資本信息披露行為間的關系，發現女性高管比例與智力資本信息披露水平間的關系并不顯著。

從高管職責分工來看，擁有會計過程管轄權的CFO對信息披露的影響力無疑遠大于其他高管。CFO可以在其正常職權范圍內，決定智力資本信息對外披露的范圍與程度。顯然，從作為公司會計報告決策人的CFO的視角出發，能夠更直接地探究智力資本信息披露的發生機制。此外，正如已有文獻所指出的，不同產權性質下企業有著差異化的社會責任的擔當意識[19～20]，競爭強度不同的環境也會給企業帶來異質性的風險壓力[21～22]。那么，這些企業內外部特征是否會與女性CFO的風險偏好與道德觀念產生共振，進而放大或減弱女性CFO對智力資本信息披露行為的影響嗎?抑或是相比專注于利潤目標的非國有控股企業、競爭水平較低的環境，身處強調社會責任的國有控股企業與激烈市場競爭環境中的女性CFO的智力資本信息披露決策會有怎樣的不同呢?

本文嘗試以2011～2016年我國金融類A股上市公司為研究對象，通過手工采集原始數據，構建了我國金融類公司的智力資本信息披露指數（ICDI），并利用該指數實證檢驗女性CFO與智力資本信息披露行為間的關系以及在不同的產權性質、產品市場競爭環境下這一關系的異質性特征。

本文可能的主要創新在于三個方面。（1）有別于既有的國內外文獻僅聚焦于高科技公司或其他非金融類公司的智力資本信息披露行為，本文首次構建并測度了金融類公司的智力資本信息披露指數，彌補了以往智力資本信息披露研究的視野局限。（2）首次研究了女性CFO與智力資本信息披露行為間的關系，并在此基礎上進一步考察了產權性質、產品市場競爭環境對這一關系的調節效應。不僅豐富了智力資本信息披露影響因素文獻，彌補了現有文獻少有基于高管背景特征視角分析智力資本信息披露發生機制的不足；而且從智力資本信息披露的新視角拓展了女性CFO的經濟后果研究，為女性高管的積極作用增添了新的證據。（3）本文以我國金融類上市公司為樣本，率先揭示了我國金融類上市公司的智力資本信息披露現狀、發展態勢及其與女性CFO、市場價值、信息不對稱間的內在聯系，不僅對我國金融監管部門與企業選聘高管、制定信息披露政策具有實踐指導意義，而且為國外今后智力資本領域的同類研究提供了新興加轉軌資本市場的借鑒與參考。

一、理論分析與假設

（一）女性CFO與智力資本信息披露行為

盡管智力資本是唯一同時滿足價值性、稀缺性、難以模仿與不易替代等戰略資源屬性的生產要素[23]，然而，智力資本自身的無形性及其形成過程的復雜性、因果模糊性與對特定環境與歷史背景的依賴性，使其成本收益難以度量，缺乏行之有效的公允價值計量工具。因此，大多數的智力資本要素目前無法進入各國關于企業強制性信息披露的制度范疇。披露哪些智力資本要素以及披露的詳盡程度如何，在很大程度上由企業管理層自由裁量決定。從信息需求方看，智力資本信息是與企業核心經營活動密切相關的重要信息。智力資本信息透明度的提高，有利于外部市場更全面、深入地分析企業的真實運行狀態與未來發展前景，甄別潛在風險，挖掘內在價值。因此，包括投資者、債權人、分析師與監管者在內的各類市場參與者都迫切要求企業對外披露更多的智力資本信息。事實上，新近文獻也陸續發現，智力資本信息披露能夠為企業帶來更高的市場價值、更多的分析師關注、更積極的薦股評級與更低的股權資本成本、IPO抑價率[2，5，24～25]。從信息供給方看，雖然智力資本信息披露能產生利好企業的經濟后果，但也可能增加“曝光”高管在智力資本投資開發活動中“偷懶”“怠工”的概率。智力資本投入產出的高度不確定性，使高管不得不面臨投資失敗或未達預期而被“問責”、降薪的個人職業風險。因此，減少或延遲智力資本開發項目就成為高管的理性選擇，而這損害了企業的長期可持續發展。更多的智力資本信息披露，無疑有助于外界更加準確、客觀地評價高管在智力資本投資活動中的工作成效。這樣，較低的智力資本信息透明度便順理成章地成為掩蓋高管在智力資本開發過程中“不作為”“慢作為”的一塊遮羞布。

CFO作為企業會計行為的負責人，如何披露智力資本信息是其權衡風險與收益的結果。高層梯隊理論認為，企業行為受制于決策者的個人信念、偏好與認知，而后者又由個人的背景特征演化而成[26]。性別是一項影響個體風險偏好與道德觀念的重要特征。與男性相比，女性更加厭惡風險[27～28]。在女性地位較弱的環境中，CFO幾乎是財會背景出身的女性能夠達到的職業“頂峰”[29]。一旦因為自身過失而被離職，損失的不僅是可觀的薪酬收入，還有體現個人價值的社會地位。因此，女性CFO較男性同行有著更為強烈的職業安全感。同時，女性的道德遵從程度更高，在道德兩難的抉擇困境中表現出更堅定的立場[30]，難以容忍不道德行為或機會主義行為[31]。盡管大部分的智力資本信息屬于企業自愿披露范疇，然而，知情卻不披露的做法無疑游走于披露規則的邊緣。低水平的智力資本信息披露非但無法滿足外界對智力資本信息的大量需求，而且還可能被視為掩護高管在智力資本開發中“敗德”行為的幫兇②。這會令CFO背負資本市場的譴責，引發監管部門的問詢與檢查，進而危及CFO的職位安全，造成其行為污點。顯然，這些都是有著更強的風險厭惡與道德準繩的女性CFO所不能接受的。對女性CFO而言，披露更多的智力資本信息，不但能滿足市場的信息需求，避免被貼上在智力資本開發活動中合謀偷懶的不道德標簽，而且還能幫助企業提高市場價值、降低股權成本，從而進一步鞏固自身的職位。因此，女性CFO傾向于提高智力資本信息透明度。于是，我們提出如下假設：

H1：女性CFO與智力資本信息披露行為顯著正相關。

（二）不同產權性質下女性CFO與智力資本信息披露行為關系的異質性

最終控制人產權性質的差異使國有控股企業的經營目標范疇大于非國有控股企業，不僅需要實現既定的利潤增長目標，而且必須履行社會責任，承擔引導社會正能量的政治使命。與非國有控股企業相比，社會公眾對國有控股企業所肩負的社會責任的期望較高，進而強化了國企對自身社會責任的認知[19]。同時，在部分國企中，包括CEO、CFO在內的高管并非經由完全市場化的職業經理人選聘渠道獲任，而是通常由上級國有資產監管部門直接委派或在任命前必須取得政府部門的首肯，他們往往擁有“準官員”的特殊身份。尋求仕途上的升遷是國企高管個人效用函數的重要組成部分[32～33]。為此，他們必須確保在任期內順利完成上級下達的各項任務，并盡可能令企業行為符合社會公眾期望，以獲得外部市場對企業的美譽以及上級對高管工作能力的認同。一旦遭遇外界的質疑、譴責甚至是監管部門的調查與處罰，將直接影響國企高管的未來。因此，當面對外部利益相關者日益高漲的智力資本信息需求時，國企高管的理性選擇是增加相關信息的披露，這樣有利于建立、維系企業與利益相關者間的友好關系，增進外界的信任，幫助國企樹立負責任、有擔當、公開透明的公眾形象，進而為高管自身贏得上級主管部門的贊賞，增加政治晉升的機會。來自相關領域的研究也發現，國有控股企業能夠更積極地披露社會責任信息、環境信息以迎合市場需求[17，34]。顯然，這種關注各類市場參與者切身利益的國企制度土壤與女性CFO高道德標準的性別特質相契合，有助于女性CFO更無后顧之憂地披露各類智力資本信息。因此，我們提出如下假設：

H2：相比非國有控股企業，國有控股企業中的女性CFO對智力資本信息披露的促進作用更強。

（三）不同市場競爭環境中女性CFO與智力資本信息披露行為關系的異質性

產品市場競爭對女性CFO與智力資本信息披露間關系的影響存在兩面性。一方面，激烈的市場競爭不僅能夠通過同行標桿效應，增強投資者對高管工作努力程度的甄別，進而抑制高管減少或延遲智力資本投資的機會主義行為，增加企業智力資本投資開發活動[35]，從而有利于CFO披露更多的智力資本投資運營信息；更為重要的是，其增加了企業因經營不善而資金流中斷、資不抵債，最終破產清算的風險[22，36]。企業破產勢必導致高管失業，不僅令其損失豐厚的薪酬、職業聲譽，而且還面臨著再就業的困難。在女性相對弱勢的環境中，女性較弱的社會關系與對家庭的責任使女性CFO下崗后再到其他公司擔任高管或異地任職的概率低于男性CFO[28]。因此，風險厭惡的女性CFO較男性CFO對破產威脅更加敏感，其有更強的動力采取于己有利的措施以降低企業破產風險，保障自身職業安全。新近文獻發現，智力資本信息披露能夠顯著降低股權資本成本，提升市場價值與投資評級[4～5]。顯然，智力資本信息透明度的提高，有利于企業以較低成本通過股權融資方式獲得外部資金支持，進而避免企業因資金鏈一時無法維續而破產。因此，激烈的市場競爭可能促使女性CFO披露更多的智力資本信息。

另一方面，產品市場競爭越激烈，智力資本信息披露的專有成本越高[18]。智力資本要素作為企業的戰略性資源，其相關信息一旦披露，無疑會受到同行的高度關注甚至模仿。盡管智力資本要素形成過程的社會復雜性、因果模糊性、歷史特定性使之具有難以模仿的特質，但難以模仿是相對而言的，只是一個時間問題[37]。隨著時間的推移，競爭對手能夠根據同行企業披露的智力資本要素的細節，通過逆向工程、兼并收購等方式逐漸開發或具備與披露企業的特定智力資本功能相似的替代性要素，進而使披露企業的競爭優勢受損。市場競爭越激烈，智力資本信息披露越會招致同行關注與模仿，進而推高經營風險?；谶@種考慮，風險厭惡的女性CFO在市場競爭激烈的情形下可能減少智力資本信息披露。

顯然，產品市場競爭究竟在女性CFO與智力資本信息披露關系中發揮正向還是負向的調節效應，更多是一個經驗性的問題。于是，我們提出如下假設：

H3a：相比處于競爭水平低環境中的企業，處于激烈競爭環境中的企業的女性CFO對智力資本信息披露的促進作用更強。

H3b：相比處于競爭水平低環境中的企業，處于激烈競爭環境中的企業的女性CFO對智力資本信息披露的促進作用減弱。

二、研究設計

（一）樣本選擇

本文以2011～2016年間我國A股金融類上市公司為研究樣本。根據證監會2012年頒布的行業分類標準，金融行業包括銀行業、證券業、保險業與其他金融業（含信托、典當、金融租賃、私募股權投資管理、互聯網金融等）四個具體行業。由于當前我國金融類公司對于CFO的稱呼尚不統一，因此，借鑒已有研究的做法[28]，將年報中披露的財務負責人、財務總監、首席財務官、首席財務執行官、首席財務總監、總會計師均確定為CFO。智力資本信息披露數據手工采集自金融類上市公司樣本期間發布的各年年報。其他數據取自CSMAR數據庫，當CSMAR數據庫相關變量數據缺失時，我們通過查詢年報予以補充。最終樣本包括273個公司/年度觀察值。為控制極端值的影響，我們對連續變量進行前后1%位置上的縮尾處理。

（二）變量定義

1. 智力資本信息披露（ICDI）

借鑒已有文獻[38～40]的做法，我們使用內容分析法對金融類上市公司年報中披露的各類智力資本信息進行人工提取，并進一步結合我國金融類上市公司信息披露的實際情況，設置了41個智力資本信息要素，具體包括員工數量、員工年齡、員工專業構成、管理層基本情況、人事變動、員工學歷、員工的工作經歷、員工培訓、員工職業資格與職稱、員工的生產效率、員工團隊、員工的激勵約束、員工工作態度、企業家精神、企業文化、組織制度、管理方法、業務流程、信息與網絡系統、客戶開發、經營發展戰略、專利、著作權、特許權、商標權、專有技術、研發投入、品牌、市場份額、客戶忠誠度、營銷方式、分銷渠道、企業所獲榮譽、企業間業務合作、企業與大學和科研機構的關系、對企業有影響的大合同、企業與政府關系、企業與股東、債權人及其他投資者間的關系、主要客戶、企業與所在社區的關系、企業與職工的關系。在原始數據提取的基礎上，我們使用五點打分法進行編碼。首先判斷特定的智力資本信息要素是否在當年年報中予以披露，若未披露，則計0分；若有披露，進一步判斷其具體的披露形式。當披露形式分別為純文字、非貨幣型數字、貨幣型數字、圖表時，分別計1分、2分、3分與4分。每個樣本公司當年的智力資本信息披露指數（ICDI）為其當年實際獲得的所有智力資本信息要素的得分和與最高可能得分的比值，具體公式如下：

公式（1）中，Di表示第i個智力資本信息要素的實際得分；分母為所有智力資本信息要素的最高可能得分和，由于總共有41個要素，每個要素的最高得分為4分，所以最高得分為4×41。ICDI指數值在0～1之間，數值越大，表明智力資本信息披露水平越高。

2. 女性CFO

若當年年報中披露的CFO為女性，則CFO取值1；否則，取值0。

3. 分組變量

產權性質（Property）：當金融類公司的實際控制人為國有性質時，取值1，否則取值0。產品市場競爭：我們借鑒已有研究[41～42]，使用熵指數（EI）來度量市場競爭水平。其中Si為金融類公司i的當年主營業務收入占所在行業當年全部主營業務收入的比重，n為行業內公司個數。EI指數是反映市場競爭程度的正向指標，數值越大，表明市場競爭越激烈。出于穩健性的考慮，我們在后文還進一步使用赫芬達爾-赫希曼指數（HHI）、主營業務利潤率（OPR）來度量產品市場競爭程度。

4. 控制變量

為控制其他因素對智力資本信息披露的潛在影響，我們參考相關文獻[43～44]，在回歸中放入以下控制變量：企業規模（Size，年末總資產賬面價值的自然對數）、財務杠桿（Lev，年末負債與總資產賬面值之比）、盈利能力（ROA，凈利潤與總資產賬面值的比值）、股權制衡度（DR，第二到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值）、上市時間（List，當年末距離上市日的年數）以及行業、年份虛擬變量。

（三）模型設計

為檢驗假設H1，我們構建了如下回歸方程：

方程（2）中，i、t分別表示公司、年份。 β0為截距項， β1、 γ為估計系數。 ε為誤差項。Control為控制變量向量，包括企業規模（Size）、財務杠桿（Lev）、盈利能力（ROA）、股權制衡度（DR）、上市時間（List）。Ind、year為行業、年份虛擬變量。我們使用多維固定效應面板模型估計方程（2）。根據假設H1，我們預期系數 β1顯著為正。

為檢驗假設H2，我們根據產權性質的不同，將全樣本劃分為國有控股金融類公司組、非國有控股金融類公司組；對于假設H3，我們根據熵指數的中位數將全樣本劃分為產品市場競爭水平高組（熵指數大于等于樣本中位數）、產品市場競爭水平低組（熵指數小于樣本中位數）。分組進行方程（2）回歸，比較不同組間的系數 β1差異。我們預期，在國有控股金融公司組、市場競爭水平高組中的系數 β1不僅顯著為正，而且要明顯大于非國有控股金融公司組、市場競爭水平低組中的對應 β1系數值。

三、實證分析

（一）描述性統計

圖2（a）（b）分別展示了研究期間（2011～2016）整體金融業與細分金融行業上市公司智力資本信息披露的逐年平均水平變動。由圖2（a）可以看到，2011～2014年，我國整體金融業上市公司的ICDI指數呈現較為明顯的上升趨勢，ICDI指數值從2011年的0.38提高到2014年的0.416，年均提高幅度約3%。2014年后，金融類公司的ICDI指數水平保持基本穩定，2015年、2016年的ICDI指數值與2014年相近。可見，近年來我國金融類公司越來越重視智力資本信息對外披露，其披露水平逐年提高并已經基本穩定在0.4以上。由圖2（b）可以看到，雖然各細分金融業的ICDI指數在樣本期間也表現出上升的基本態勢，但不同細分金融業間的ICDI指數水平存在較為明顯的差異。其中，保險業的ICDI指數水平最高，其各年的ICDI指數值基本穩定在0.42～0.46；證券業次之，其ICDI指數值在0.39～0.44；其后是銀行業，其ICDI指數值在0.37～0.41；包括信托、典當、金融租賃、互聯網金融等在內的其他金融類公司的ICDI指數相對最低，其在0.28～0.36。

圖2 我國金融類上市公司智力資本信息披露水平（2011～2016年）

表1報告了主要變量的全樣本描述性統計結果。ICDI的均值為0.406，最小值為0.159，最大值為0.561，這意味著現階段我國金融類公司平均披露了約40%的智力資本信息，披露程度最低的公司披露了大約16%的智力資本信息，披露程度最高的公司則披露了超過55%的智力資本信息。顯然，我國金融類公司的智力資本信息披露意愿絲毫不遜色于其他行業公司，如Orens等[45]以法國、德國、比利時、荷蘭四個歐洲國家的267家非金融上市公司樣本計算的智力資本信息披露平均水平約為0.19；蔣艷輝[46]、傅傳銳[3]報告的我國高科技公司的智力資本信息披露平均水平為0.365、0.417。CFO的均值為0.209，表明金融類公司中約21%的CFO由女性擔任。劉笑霞[28]、曾愛民[29]報告的我國非金融類上市公司女性CFO的比例分別為0.279、0.269。與之相比，我國金融類公司女性CFO的比例略低。可見，女性CFO比例在我國金融類公司中仍有較大的提升空間。

表1 全樣本描述性統計

表2報告了分樣本下的變量描述性統計結果。如表2所示，在產權性質分組下，國有控股金融公司的ICDI指數均值為0.396，非國有控股金融公司的ICDI均值為0.423，且兩者間的均值T統計量在1%水平上顯著。因此，非國有控股金融公司比國有控股金融公司披露相對更多的智力資本信息。國有控股金融公司中女性CFO的比例為0.173，非國有控股金融公司中這一比例達0.27，且均值T檢驗在10%水平上統計顯著，顯然，非國有控股金融公司中有更多的女性擔任CFO。在產品市場競爭分組下，競爭程度高組的ICDI均值為0.412，競爭程度低組的ICDI均值為0.385，組間均值T統計量也在5%水平上顯著。因此，身處激烈市場競爭環境中的金融公司相對處于競爭水平低環境中的同行披露了更多的智力資本信息。競爭程度高環境中的女性CFO比例為0.21，略高于競爭程度低環境中的女性CFO比例（0.206），但兩者間的均值T統計量不顯著。從其他變量在組間的差異來看，國有控股金融公司組的企業規模（Size）顯著高于非國有控股金融公司組，但其盈利能力（ROA）、股權制衡度（DR）與上市時間（List）顯著低于非國有控股金融公司組。競爭程度高組的企業規模（Size）、財務杠桿（Lev）、股權制衡度（DR）高于競爭程度低組，盈利能力（ROA）與上市時間（List）低于競爭程度低組。

表2 分組描述性統計

（二）回歸結果

表3報告了回歸方程（2）在全樣本與分樣本下的估計結果。從全樣本結果來看，CFO的估計系數為0.023且在5%水平上統計顯著，這表明與男性擔任CFO的金融類公司相比，女性擔任CFO的金融類公司的智力資本信息披露指數顯著高出0.023個單位。因此，女性CFO有助于增加金融類公司智力資本信息披露。假設H1得到證實。在控制變量方面，Size的估計系數為0.011，Lev的估計系數為-0.104，且分別在1%、5%水平上統計顯著。這表明，金融類公司的資產規模越大，智力資本信息披露水平越高；而財務杠桿越高，越不利于智力資本信息披露。

表3 回歸結果

從產權性質分組回歸結果來看，CFO在非國有控股金融公司組中的估計系數為-0.002且缺乏統計顯著性。CFO在國有控股金融公司組中的估計系數為0.036，且在1%水平上高度顯著。在系數相對大小方面，CFO在國有控股金融公司組中的系數估計值也明顯大于在非國有控股組中系數值。結果意味著，在國有控股金融公司中女性擔任CFO能夠有效促進智力資本信息披露行為，但在非國有控股金融公司中，卻難以發揮這一作用。因此，假設H2得到證實。

從產品市場競爭分組回歸結果來看，CFO在低競爭程度組中的估計系數為-0.042，且未能在10%水平上顯著；CFO在高競爭程度組中的估計系數為0.031，且在5%水平上高度顯著。這說明，相對于身處競爭水平較低的環境的企業而言，處于激烈市場競爭環境的企業的女性CFO能夠發揮對智力資本信息披露積極有效的影響。因此，假設H3a得到支持，假設H3b未獲支持。

四、傾向得分匹配分析

正如Kumar[47]在分析師性別差異研究中所指出的，在男性居多且競爭激烈的分析師行業中，女性分析師雖然只是少數，但是她們能夠脫穎而出并且勝任工作，說明女性分析師可能擁有超出男性同行的能力。換言之，她們不是一般的女性，而是能力超常的特殊群體。Huang和Kisgen[48]、李小榮等[49]也同樣認為，CFO選拔過程中的性別歧視，使得只有那些較之于男性競爭者工作能力更強的女性才能獲聘。從信息披露角度看，披露更多的智力資本信息無疑要求CFO具備相對同行更強的信息處理與決策能力。那么，智力資本信息披露水平高的企業是否會產生對能力超群的女性CFO的“自選擇”問題呢？即那些越需要披露更多智力資本信息的企業，越傾向于讓女性擔任CFO嗎？基于這種考慮，我們借鑒已有文獻[50～52]的做法，使用傾向得分匹配（PSM）來控制這種潛在的樣本自選擇問題。

我們借鑒已有文獻[28～29，53]，首先建立一個由公司規模（Size，年末總資產自然對數）、財務杠桿（Lev，年末負債與總資產之比）、盈利能力（ROE，凈利潤與股東權益之比）、股票收益率（RET，個股年度平均日收益率）、兩職狀態（Duality，董事長兼任總經理時，取值1，否則取值0）、股權制衡（DR，第二到第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值）以及行業、年份虛擬變量構建的Logistic模型以估計金融類公司聘請女性擔任CFO的可能性，而后根據傾向得分值對男性擔任CFO的金融公司（控制組）與女性擔任CFO的金融公司（實驗組）進行一對一的最近鄰匹配。表4報告了匹配效果的平衡性檢驗。表4結果顯示，在匹配前，ROE、RET、Duality和DR在控制組與實驗組間的偏差絕對值都在10%以上，匹配后所有變量的偏差絕對值都在10%的范圍內，并且所有t檢驗也都無法拒絕控制組與實驗組間無顯著差異的原假設。

表4 平衡性檢驗

圖3為匹配前后實驗組和控制組公司傾向得分值的核密度曲線。圖3顯示，在匹配前，男性CFO金融公司組和女性CFO金融公司組的傾向得分值的概率分布差異較大；在匹配后，兩組樣本的傾向得分值的概率密度分布差異明顯減少，呈現出較好的趨近態勢。因此，不論是傾向得分值概率密度分布比較還是匹配變量平衡性檢驗，都表明PSM匹配效果良好。

圖3 匹配前后傾向得分值核密度曲線

表5報告了利用PSM匹配后的樣本的方程（2）回歸結果。表5顯示，CFO在全樣本、國有控股金融公司組、產品市場競爭程度高組中的估計系數依然顯著為正，而其在非國有控股金融公司組、市場競爭程度低組中的估計系數雖然為正卻不顯著。這再次說明，在使用PSM控制了樣本自選擇問題后，金融類公司中的女性CFO仍然能夠促進智力資本信息披露，而且這一作用在國有控股金融公司、激烈市場競爭環境下相對更有效。因此，前文的研究結論是可靠的。

表5 匹配后樣本回歸結果

五、穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，我們進一步從三個方面進行穩健性測試。

（一）等級評價法重新度量ICDI指數

借鑒MSCI的“環境、社會與公司治理指數（ESG）”、廈門大學內控課題組的“中國上市公司內部控制指數”[54]的評級做法，我們使用等級評價法重新度量金融類公司智力資本信息披露水平，即以前文的ICDI指數為基礎，構建區間打分下的智力資本信息披露指數（ICDI'）。具體而言，當0≤ICDI＜0.1時，ICDI'賦值1；當0.1≤ICDI＜0.2時，ICDI'賦值2；以此類推，將ICDI的取值范圍[0，1]由小到大十等分組，ICDI'在對應區間上分別賦值1到10。這樣，將數值相近的ICDI指數賦予相同的分值，不僅能夠減少因主觀偏差導致的智力資本信息披露水平相同而披露指數卻不相等的問題，而且能夠更清晰地區分出企業智力資本信息披露水平的等級差異。使用由等級評價法度量的ICDI'指數作為因變量，重復前文的回歸過程，研究結論未發生改變。表6報告了相應的估計結果。

表6 等級評價法度量ICDI的穩健性檢驗

（二）替換產品市場競爭變量

使用分別反映行業內競爭態勢的主營業務利潤率（OPR）以及反映行業間競爭結構的赫芬達爾-赫希曼指數（HHI）替代熵指數（EI）衡量產品市場競爭強度[55～57]。主營業務利潤率（OPR）是各個企業主營業務利潤與主營業務收入之比。OPR數值越高，表明企業盈利能力越強，其在所處行業內競爭地位越高，進而面對的競爭強度相對較低。因此，OPR是產品市場競爭程度的反向指標。赫芬達爾—赫希曼指數（HHI）是各細分金融行業內所有企業的主營業務收入占行業主營業務收入總和的比重的平方和。HHI指數也是產品市場競爭的反向指標，其值越低，表明市場競爭越激烈。分別根據OPR、HHI的中位數進行重新分組，并重復前文的市場競爭分組回歸過程。表7報告了相應的估計結果，且顯示與前文結論無實質性差異。

表7 重新度量產品市場競爭的穩健性檢驗

（三）增加控制變量

在原有回歸方程的基礎上，增加高管薪酬（Wage，高管前三名薪酬總額的自然對數）、董事會規模（Boardsize，董事總人數的自然對數）、獨立董事比例（IDP，獨立董事人數與董事成員總數之比）作為控制變量。重新進行全樣本與分組回歸，表8報告了相應的回歸結果，且顯示與前文結論基本一致。

表8 增加控制變量的穩健性檢驗

六、進一步拓展

（一）智力資本信息披露與企業市場價值

前文指出，智力資本信息披露能夠幫助披露企業增進市場價值、降低股權融資成本。這恰恰是CFO在制定智力資本信息披露方案時一個重要的考慮基點。并且，來自非金融業的經驗研究也證實了這些正向經濟后果的存在[5，58]。那么，對于金融類公司而言，智力資本信息透明度的提高是否能夠顯著提升披露企業的市場價值呢?過往文獻尚未就這一問題予以考察。倘若金融類公司的智力資本信息披露與市場價值間存在顯著為正的相關性，那么無疑從經濟后果的視角再次說明，風險厭惡的女性CFO有動力考慮采取披露更多的智力資本信息的策略以提高市場價值，進而以相對更“便宜”的資金價格進行股權融資，緩解企業面臨的資金鏈壓力，降低企業破產風險，保住自己的位置及其薪酬、社會地位?；谏鲜隹紤]，我們構建了如下的回歸模型：

方程（3）中，以TobinQ作為企業市場價值的代理變量。TobinQ是企業總資產的市場價值與重置成本之比。由于當年年報在次年的1月～4月底間公布，所以，我們對TobinQ滯后一期處理以控制同期市場價值與智力資本信息披露間可能存在的內生性，即包括I C D I在內的自變量使用t年值，TobinQ使用t+1年值。出于穩健性考慮，我們同時使用四種不同計算口徑下的TobinQ指標放入回歸，具體為TobinQ1（（非流通股股數×每股凈資產+流通股股數×每股股價+凈債務市值）/總資產賬面價值）、TobinQ2（（非流通股股數×每股凈資產+流通股股數×每股股價+凈債務市值）/（總資產賬面價值-無形資產凈額-商譽凈額））、TobinQ3（（非流通股股數×每股股價+流通股股數×每股股價+凈債務市值）/總資產賬面價值）、TobinQ4（（非流通股股數×每股股價+流通股股數×每股股價+凈債務市值）/（總資產賬面價值-無形資產凈額-商譽凈額））。此外，回歸中還控制了其他影響企業價值的因素（Control），包括公司規模（Size，年末總資產自然對數）、財務杠桿（Lev，年末負債總額與資產總額比）、盈利能力（ROA，凈利潤與總資產賬面值的比值）、獨立董事比例（IDP，獨立董事人數與董事總人數之比）、董事會規模（Boardsize，董事總人數的自然對數值）以及行業（Ind）與年份（Year）固定效應。

表9報告了方程（3）的回歸結果。表9顯示，不論以何種口徑計算TobinQ，ICDI的估計系數都在1%水平上統計顯著為正。結果意味著，披露更多智力資本信息的金融類公司，能夠獲得更高市場估值的資本回報。因此，女性CFO確實有借助智力資本信息披露以提高公司市值，降低融資成本，進而降低企業風險、鞏固自身職位的動機。

表9 智力資本信息披露與企業市場價值的回歸結果

此外，為了進一步控制可能的內生性問題，我們使用工具變量法對上述回歸方程（3）再次估計。借鑒已有文獻的做法[29]，我們使用公司所屬行業中其他公司的平均智力資本信息披露（ICDI）水平作為方程（3）中ICDI的工具變量。考慮到上市公司的智力資本信息披露行為會受到同行其他企業披露行為的影響，而同行其他企業的信息披露行為不會影響公司的市場價值，因此，符合工具變量的選取條件。方程（3）的工具變量法估計結果如表10所示。由表10可知，所有回歸中的工具變量F檢驗與Kleibergen-Paap rk LM檢驗都在1%水平上顯著拒絕了弱工具變量的原假設，因此，選取的工具變量是合理的?；貧w結果顯示：不論以何種口徑計算TobinQ，ICDI都存在對企業市場價值顯著為正的影響。因此，再次支持了表9的結論。

表10 智力資本信息披露與企業市場價值的工具變量法估計結果

（二）智力資本信息披露與信息不對稱

智力資本信息能增進企業價值等積極的經濟后果可能使之成為自利導向的管理者用以夸大其實的標榜。那么，金融類公司披露智力資本信息究竟是向資本市場輸出了有用的特質信息還是作為自我夸大的工具呢？從前者來看，更多的智力資本信息披露能夠幫助投資者更加深入、全面地了解披露公司的內部運營狀況，進而降低企業管理層與外界的信息不對稱，而后者則可能向市場傳遞了誤導信息，進而加大企業內外部間的信息不對稱程度。因此，智力資本信息披露能否降低企業信息不對稱，是判斷智力資本信息扮演何種角色的關鍵。基于這種考慮，我們首先估計了金融類公司的信息不對稱性。Kim和Verrecchia[59]提出的KV指數來度量上市公司信息不對稱程度。KV指數的估計方程如下：

其中，Pt和Volt分別是第t日的個股收盤價和交易股數，Vol0是個股年均日交易量。估計系數 η越大，表示投資者對交易量信息的依賴程度越大，上市公司的信息不對稱越嚴重。 K V=η×106（不考慮η為負的情況）。這樣，KV指數值越大，上市公司信息不對稱程度越高。

接著，我們構建了如下方程（5）對智力資本信息披露與信息不對稱間的關系予以檢驗。

上述方程中，Control為控制變量，包括公司規模（Size，年末總資產自然對數）、財務杠桿（Lev，年末負債總額與資產總額之比）、盈利能力（ROA，凈利潤與總資產賬面值的比值）、兩職狀態（Duality，董事長兼任總經理時，取值1，否則取值0）、獨立董事比例（IDP，獨立董事人數與董事總人數之比）、董事會規模（Boardsize，董事總人數的自然對數值）、機構投資者持股比例（Institution，機構投資者持股數占流通股本的比例）。Ind、Year表示行業與年份固定效應。為避免同期智力資本信息披露與信息不對稱間互為因果的內生性問題，我們在回歸中使用t年的智力資本信息披露，t+1年的信息不對稱性值。此外，為了進一步增強研究的穩健性，我們也以公司所屬行業中其他公司的ICDI平均值作為方程（5）中ICDI的工具變量，利用工具變量法再次估計方程（5）。方程（5）的估計結果如表11所示。

表11 智力資本信息披露與信息不對稱性的回歸結果

表11顯示，ICDI在第（1）列的估計系數為-0.341，在5%水平上統計顯著；使用工具變量法估計的系數值為-0.455 7，也在5%水平上顯著。這意味著，金融類公司智力資本信息披露存在對信息不對稱性顯著為負的作用，即能夠緩解上市公司的信息不對稱。因此，智力資本信息披露起到了向資本市場傳遞有用信息的功能，而非自我標榜的工具。

七、結論與啟示

有別于已有文獻主要關注非金融類企業的智力資本信息披露行為，本文首次立足于金融行業，構建并測度了我國金融類A股上市公司的智力資本信息披露指數（ICDI），考察了金融類公司女性CFO與智力資本信息披露行為間的關系以及產權性質、產品市場競爭強度對這一關系的調節效應。研究結果表明：（1）近年來我國金融類上市公司越來越重視智力資本信息披露，不僅披露水平呈現出明顯的上升趨勢，而且不遜色于非金融類公司。從細分金融行業看，保險業智力資本信息披露水平最高，證券業次之，隨后是銀行業，包括信托、典當、金融租賃、互聯網金融等在內的其他金融類公司的披露水平相對最低。（2）女性CFO顯著提高了智力資本信息披露水平，即相比男性CFO，更加厭惡風險且道德觀念更強的女性CFO能夠對外披露更多的智力資本信息。（3）產權性質與產品市場競爭在女性CFO與智力資本信息披露關系中發揮顯著的正向調節效應，即相比在非國有控股金融公司、競爭水平較低的環境中，在國有控股金融公司與激烈市場競爭環境中的女性CFO能夠更有效地增加智力資本信息披露。進一步研究還顯示，金融類上市公司的智力資本信息披露能夠顯著提升企業市場價值，并降低信息不對稱程度，表明智力資本信息披露確實向資本市場傳遞了有用信息。

多維度的研究結論為我們提供了重要啟示。首先，金融監管部門應當盡快牽頭制定適合于我國金融企業特點的智力資本信息披露規范?？梢詴瑫嫓蕜t制定部門，在總結、歸納我國現階段各類金融企業智力資本信息披露行為特征的基礎上，吸納歐盟、日本等發達經濟體頒布的智力資本指南的有益經驗，就金融企業的主要智力資本要素進行界定、分類，制定相應智力資本要素的公允價值定價標準與信息披露格式，進而規范、引導金融企業的智力資本信息披露行為。其次，金融企業應充分認識并重視女性CFO的積極作用。在男性主導的金融業中，應當加強女性高管隊伍的培養，建立對女性更具包容性的選聘、晉升機制，在職位安排上盡可能增加女性角色，實現男女間的分工合作、優勢互補。尤其是國有控股或處于競爭水平相對較低環境中的金融公司，可以適度提高以女性CFO為代表的女性財務人員的比例，賦予女性CFO更多的自主決策空間，借助女性風險規避、道德觀念更強的性格特質來增強企業會計行為的穩健性與合規性，提高信息透明度，進而增進企業市場價值。其三，政府相關部門還應當制定針對各類公司的女性高管比例的適當性條例。法國、西班牙、挪威等歐洲國家已經頒布法令明確要求女性董事比例達到40%以上。顯然，我國金融業的女性高管比例與這一水平還存在較大差距。我國可以借鑒其他國家的現行做法，根據各個行業的實際情況與特點，通過具有官方權威的行政或法律條例，避免性別歧視下的女性職場“玻璃天花板”現象，增加董事會中女性成員比例及其話語權，激發女性高管的積極性，充分發揮她們謹慎、細致、高道德要求的作用。

注釋

① 從2003年開始統計，是因為CSMAR數據庫從2003年開始記錄上市公司高管成員信息。

② 雖然披露更多的智力資本信息可能曝光企業在智力資本投資運作方面的“不作為”“慢作為”，但這些智力資本培育開發活動屬于生產、運營、人事、營銷等其他職能部門的工作范疇，并非CFO的職責范疇。作為理性經濟人，CFO沒有必要為掩飾其他職能部門的失職而去承擔隱瞞信息的風險。對于職位來之不易的女性CFO而言，其更不愿意自身受到其他人工作失職的“牽連”，不愿意為其他部門去承擔不必要的個人風險。