“她力量”崛起：女性高管参与对企业创新战略的影响

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“她力量”崛起：女性高管参与对企业创新战略的影响*
刘 婷 杨琦芳
[提 要] 如今，越来越多的女性参与到高管团队中，她们逐渐成为推动企业创新的重要力量。本文采用混合最小二乘方法，探讨企业中女性高管参与对企业创新战略的影响及两者之间关系的调节机制，并利用工具变量处理了可能存在的内生性问题。结果显示：第一，女性高管参与比例提升，有助于企业提出创新战略，即能提高企业创新投入；第二，女性高管拥有的权力对两者之间关系起到正向调节作用；第三，相比国有企业，非国有企业中女性高管比例的增加更有利于企业创新，但是这种调节效应在高科技行业和非高科技行业中未能得到体现；第四，机制分析发现，女性高管参与程度对企业创新的积极影响，部分是通过企业信息披露质量实现的。研究结论充分说明女性高管的选聘和培育是企业不容忽视的一环，突破当下女性就业中存在“性别壁垒”和职业发展中遭遇“玻璃天花板”的现状，有赖于政府、企业和女性自身的共同努力。
[关键词] 女性高管；创新战略；她力量；国有企业
一、引言
世界经济论坛(World Economic Forum)创始人Schwab强调：“我们正处在一个人才为王的时代，国家或企业的竞争力将极大地取决于创新能力，只有懂得接纳女性并助其发挥潜能的领导者才能成为真正的赢家。”[注]资料来源：https：//cn.weforum.org/press/2017/11/GGGR17。面对第四次科技革命的契机，党的十九大明确指出创新是引领发展的第一动力，并把“加快建设创新型国家”纳入“建设现代化经济体系”的组成部分，[注]资料来源：http：//www.xinhuanet.com/politics/19cpcnc/2017-10/27/c_1121867529.htm。创新成为国家和社会的共同行动。企业作为创新的微观经济主体，是助推国家发展创新的重要力量，怎样充分发挥企业创新过程中女性的潜能和智慧，是实务界和学术界亟待解决的关键问题。自挪威2003年制定董事会性别配额制之后，法国、冰岛、意大利等国也实行类似的配额制，2015年德国出台《劳动者性别平等法》，纳入监管的企业必须包含30%以上的女性高管。然而，当前国内女性职业发展现状不容乐观，管理岗位上宁请“武大郎”不请“穆桂英”的“玻璃天花板”效应依然是不可回避的事实。2017年《全球性别差距报告》中，中国在教育和健康方面得分优于世界平均水平，但女性政治参与和女性高管比例得分不尽如人意。[注]根据百度百科词条，全球性别差距报告是一份展示男女在健康、教育、政治参与和经济平等四个方面差距的报告，目的是提倡男女平等，收窄男女间的差距，涵盖了全球144个国家的指标和数据。如果一个国家男女所得机会的差距越小，则得分越高，排名越靠前。2016年中国排名第99位，2017年第100位。数据和排名来自2017年世界经济论坛《全球性别差距报告》，https：//www.weforum.org/reports/the-global-gender-gap-report-2017。
目前针对企业创新的研究大多从网络嵌入、高管团队、组织学习/知识获取、员工满意/幸福感、顾客参与、政府政策等出发，而少有关注企业内部重要的决策单元——女性高管的作用。Hambrick & Mason(1984)认为，高层管理团队的年龄、职业背景、教育背景、财务状况等可以反映其认知基础，而认知影响着企业战略的选择和绩效，此后的学者沿着这一思路进行拓展，研究了高层管理团队特征异质性对企业创业绩效(程江，2017)和并购关系(杨林和杨倩，2012)等的影响，其中性别是高管团队异质性的一个表现。也有学者专门探讨女性高管群体与企业绩效(Dezsö & Ross，2008；任颋和王峥，2010)、研发投入(刘运国和刘雯，2007)、慈善捐赠(杜兴强和冯文滔，2012)和社会责任披露(Fernandez-Feijoo et al.，2012)之间的关系。Post & Byron(2015)通过Meta分析总结发现，女性董事与董事会两个主要职责正相关：监督和战略决策参与。国内对于女性高管是否有助于企业制定创新战略和提高R&D投入的问题目前没有得出一致的结论。本文结合高阶理论和资源依赖理论及相关理论，探讨在女性高管权力、行业性质和企业所有制的调节作用下，女性高管参与比例对企业创新战略的影响。
本文的贡献在于：首先，补充了当前女性高管参与对企业创新战略影响方面的研究，并探讨了女性高管影响企业创新的内在机制，强调企业管理人才是推动创新至关重要的因素，但目前针对劳动大军中女性这一群体对创新战略的影响研究还很匮乏(Post & Byron，2015)。其次，完善了关于女性管理者方面的研究，以往相关研究大多集中于女性董事，没有考虑不同职位的女性高管，不能完全反映除董事外的女性高管对企业创新战略的影响。本文的女性高管不仅包含女性董事还包括公司年报中披露的CEO、经理、董秘等职位的女性管理者。再次，解析了权力的构成和影响因素，认为权力是多种因素共同影响的结果，但现有研究对不同职位、不同特征的女性高管在推动企业创新中的作用一视同仁。最后，探讨了行业性质和企业所有制的调节作用，加深了人们对女性高管与企业创新之间关系的认识，本文从企业自身所处的环境出发，考虑到行业性质和企业所有制结构也会影响女性高管与创新的关系。
本文余下部分的安排是：第二部分是根据现有理论推导出四个待检验的假说；第三部分是数据来源、变量说明和模型设计；第四部分是实证分析，包括描述性统计分析、Pearson相关性分析、回归分析、机制分析和稳健性检验；第五部分是研究结论和建议。
二、理论假设
(一)女性高管参与和企业创新战略
高阶梯队理论(upper echelon perspective)认为，管理者个人特征影响其认知模式和个人价值观，继而一定程度上决定了企业的战略选择和绩效变化(Hambrick & Mason，1984)。基于高阶梯队理论，本文认为性别多样化是高管团队异质性的重要体现，是影响企业创新战略选择的关键因素。从管理者角度看，创新意味着开发新产品、应用新技术和开拓新市场，因此其结果体现出不确定性和不及时性(Lee & O’neill，2003)。相比其他项目，投资创新项目风险更大、更具挑战性。以往人们普遍认为，女性高管的柔性特质、被动、服从、谨慎的态度使得她们趋于规避风险、追求稳定，不愿意采取冒险行为，抑制了企业创新战略的制定(王清和周泽将，2015)。
随着研究的不断深入，越来越多的学者发现倾向于“刚性”特质的男性管理者在群体决策过程中易产生冲突，而女性管理者更有耐心、更细心，也擅长表达情感，她们的参与，可以改善团队的“火药味”气氛，促进团队人员有效沟通、和谐相处，重要的是还能为决策过程带来女性视角的新思想和新观点。进入到高管层的女性或多或少带有男性的一些典型特征，例如做事果断、较强的商业嗅觉和敢于冒险的精神，这些特征使女性既有“刚之魅”，又有“柔之美”。事实上，女性高管与企业创新关系之间存在另一个重要理论即性别助长理论(金盛华和张杰，2001)。[注]性别助长：性别助长作为一种特殊的社会助长现象，是金盛华于1989年最先提出的。性别助长是指对于性意识发展成熟的人，异性比同性更能对自身特别行为产生促进作用(金盛华和张杰，2001)。男性在印象动机的驱动下，为获得异性对自己正面的评价，会寻求表现的机会，促进企业创新战略方案的提出(李长娥和谢永珍，2016)。基于以上分析，本文提出以下假说：
假说1 女性高管参与比例与企业创新战略之间存在正相关关系，即女性高管参与比例的提高有利于企业选择创新战略。
(二)女性高管权力的调节作用
女性高管参与比例与企业创新战略之间的关系可能还受制于各种条件和因素。依照《公司法》，上市公司设有董事会、高级管理层和监事会，各岗位的话语权和决策权不同，权力越大意味着资源越多而约束力越少。权力影响着管理者的心理进程和履行职责的自身意愿(Finkelstein，1992)。研究发现权力越大越容易激发“行为接近系统”，权力小则容易触发“行为抑制系统”，前者主要关注行为的积极结果，后者的注意力转移到避免消极结果方面(Keltner et al.，2003)。可见，管理者承担风险的态度因权力而异。权力较大的高管自认为能够更准确地评估和控制投资项目，对外部投资环境较为乐观，在进行项目投资时他们会表现出更强的风险偏好。此外，基于资源依赖理论，女性参与高管团队能为企业带来独特的资源(Hillman et al.，2007)。当女性高管团队整体权力较大时，女性高管比例增加，她们就能充分利用自身网络资源，跨越组织中的阻力，按照自己的意愿去投资风险较大的创新项目，促进创新战略的提出。如果权力有限，女性高管主动运用自身网络资源以改变组织目前战略的意愿大大降低。很多企业中的女性担任的是没有实际决策权的职务，比如独立董事、监事等。大部分独立董事与企业没有直接利益关系，仅仅扮演着“花瓶”的角色(杜兴强和冯文滔，2012)。进一步，根据群体决策理论，当女性管理者的权力较小时，其他拥有高权的管理者制衡作用会很大，此时即使女性高管人数增加，对企业创新战略的积极影响也极其微弱甚至无法体现。
Finkelstein(1992)根据企业关键内外资源的不确定性，将权力分为四类，即结构权力、所有者权力、专家权力和声誉权力。在现实企业中，上述四类权力主要通过管理者的职位、学历、任期、持股比例、是否在其他企业兼职、独立董事与上市公司上班地点是否一致等来体现。结构权力是基于组织结构控制下属和资源的权力，高结构权力可以防止因团队异质带来的决策时间拉长、效率低下问题(姚冰湜等，2015)。管理者在委托代理中的关系决定了其所有者权力，如果管理者同时持股，则与股东利益一致，能激励管理者与企业共享利润、共担风险，对董事会的决策影响也会增强(李竞等，2017)。专家权力是从以往的关键战略性职能中获得的，一般而言，具有较高教育背景和较长任期的管理者专家权力较大。拥有高专家权力的管理者通过工作积累，掌握了大量运营管理实战经验，对于创新战略决策能进行准确地预期。声誉权力是基于他人(内部和外部)对自己精英地位或威望的感知并对他人产生影响的能力。较高声誉权力的管理者往往在企业外单位有兼职，方便获取行业经营信息，有利于企业做出正确的创新战略决策。管理者的权力由上述四种权力构成，据此，本文提出如下假说：
假说2 女性高管权力在女性高管参与比例与企业创新战略之间起调节作用。即女性高管权力越大，女性高管参与比例与企业创新战略的正向关系越强。
(三)行业性质的调节作用
企业所处行业性质不同，对创新的需求也不同，创新战略的选择必然也存在很大差异。制造行业中的企业占到所有行业总企业数的一半以上，在“中国制造2025”和制造业服务化转型的战略趋势下，探讨企业是否处于高科技制造行业对企业具有重大意义。高科技制造行业相比非高科技制造行业，其产品和技术更迭更频繁，知识高密度聚集。该行业中的企业技术可行性已经得到市场的认可，创新成功的关键是产品能否被市场中的顾客所接受(薛镭等，2011)。为此，高科技制造企业创新过程中允许出现不同意见，鼓励多元化，而女性更了解市场和消费者的需求，能为公司的产品创新提供更加准确的战略性建议(金盛华和张杰，2001)。新时代背景下，制造业企业提高创新能力、实现价值增值的有效途径是制造业服务化。服务业转型和制造业升级为女性职业发展带来了更多机遇，制造业企业不再只为顾客提供实物产品，还要提供以服务为主导地位的更加完整的产品服务包，服务成为价值增值的主要来源。在提供服务方面，显然女性比男性更有优势，她们更有耐心，更有亲和力，更善于表达，能拉近企业与顾客、供应商、商业伙伴的关系。
在高科技制造行业中，企业面对激烈的市场竞争，为了保持竞争优势，就要加快制造业服务化转型，让女性参与管理层战略决策。当企业中女性高管参与比例较大时，“群体效应”和“从众心理”减小，她们逐渐表现出风险偏好倾向，促进企业进行服务转型的话语权加强，从而提高企业选择创新战略的可能性。在非高科技制造行业中，企业加大研发投入，采用先进的技术就能显著降低供给成本，提高顾客体验(薛镭等，2011)。传统产业中顾客的需求较为成熟，市场中所有的竞争者通过跟踪顾客就能获得同样的信息。因此，试图通过增加女性高管获得顾客信息的努力并不能带来额外的收益，相反，非高科技企业更乐于增加研发人员，女性高管在高科技行业中显示出的优势在非高科技行业中体现得并不是很明显。基于以上分析，本文提出以下假说：
假说3 行业性质在女性高管参与比例与企业创新战略之间起调节作用。相比非高科技制造业企业，高科技制造业企业中的女性高管参与比例增加，对企业创新战略的正向影响更强。
(四)企业所有制的调节作用
鉴于国有企业制度环境的特殊性，企业所有制结构常常被分为国企和非国企两大类进行讨论。国有企业即国家控制或者控股的企业，与政府有着天然的“血缘关系”，享受着国家资源和政策的最大支持，但制度不灵活。首先，国有企业高管多是由政府直接委派，大部分国有企业选聘女性管理者更像是为了“装点门面”，实现某种政治目的或宣传目的；或者利用女性柔性性格和倾向服从的特点，要求其按部就班地汇报工作，从而更方便管理和控制企业。其次，国有企业除了承担经济功能，还要承担政治和社会责任，如解决就业问题、解决公共产品问题、控制新兴产业、出于政治动机而任命管理者等(Clarke，2003)。换言之，国有企业可能会牺牲自身的经营目标和利益，而偏向追求其他非营利性的社会目标，所以对组织现状很少被允许有重大的战略调整，对于投资必然会有风险的创新项目自然也很谨慎。最后，国有上市公司一般都处于该行业中的垄断地位，而垄断就缺少竞争(科斯和王宁，2013)，加之国有企业“产权主体”虚拟化和所有者“缺位”问题并存，以致国企天生就缺乏创新的精神和动力。因此，在国有企业制度背景下，即使女性参与了高管团队，甚至提高了比例，也很难有发挥潜能的机会。
与之相反，一方面，非国有企业以市场为导向，追求经济效益最大化，但受到资源和市场竞争的约束，所以有较强的动机选贤任能，挖掘管理人才，推动企业创新，优秀的女性高管对于它们而言绝非是无用的摆设。任颋和王峥(2010)研究发现女性高管参与比例与民营企业绩效正相关。另一方面，非国有企业尤其是家族企业，女性高管的任命往往是为了继承家业，豪门家属的身份成为她们攀登高管职位的捷径，也使得她们在家族企业中有很大的话语权，能够充分利用自身才智和性别优势助推企业创新。娃哈哈集团宗庆后之女、宏胜饮料集团总裁宗馥莉就属于这一种情况。对此，本文提出以下假说：
假说4 企业所有制在女性高管参与比例与企业创新战略之间起调节作用。相比国有企业，非国有企业中的女性高管参与比例增加，对企业创新战略的正向影响更强。
基于假说1～假说4，本文的理论模型如图1。

图1 理论与假设模型
三、数据来源与变量描述
(一)数据来源与样本筛选
本文选取2012—2015年沪深两市A股全部上市企业为研究对象。样本筛选按照以下原则进行：(1)剔除样本期间内曾出现过ST与*ST的上市公司；(2)剔除未界定企业产权和绝大多数关键变量数据缺失的公司；(3)剔除金融行业的公司。本文在进行相关性分析和回归分析时，对所有连续变量在1%和99%的分位数进行了缩尾处理，以减轻离群值(outlier)对估计结果的影响。最后得到1 485家公司，4 669个观测值。
(二)变量测量
各变量指标的测度和数据来源见表1。本文以公司年报中披露的管理者信息为基础，采用姜付秀等对高管的界定，高层管理者具体包括：董事会成员、首席执行官、总裁、常务副总裁、总经理、财务总监(财务负责人)、技术总监、党委书记、纪委书记等高级管理人员(姜付秀等，2009)。
表1 变量指标和数据来源

说明：文中以比值形式度量的变量无单位，如企业创新战略、女性高管参与比例、营业收入增长率、企业盈利能力、企业资产负债率、第一大股东持股率，均是小数而非百分比；主成分构造的变量和取对数的变量也无单位，如女性高管权力、企业规模；虚拟变量无单位，如行业属性、企业所有制、行业虚拟变量、地区虚拟变量和年度虚拟变量。
1.被解释变量——创新战略。创新战略的选择通过创新投入体现，所以本文将创新投入作为创新战略的代理变量。参考李长娥和谢永珍(2016)的研究，本文采用研发支出与营业收入的比值来衡量。
2.解释变量——女性高管比例。一般有两种测量方式，一是设置二分虚拟变量，企业有女性高管时取1，否则取0。二是用高管团队中女性占比，即女性高管人数除以高管总人数(任颋和王峥，2010)，由于笔者发现绝大多数的公司都或多或少地拥有女性高管，所以本文选择第二种方式。
3.调节变量。
(1)女性高管权力。本文综合Finkelstein(1992)权力分类的思想，利用主成分分析法，从八个方面反映高管的权力。1)学历：1=中专及中专以下，2=大专，3=本科，4=硕士，5=博士，6=其他。学历越高，专家权力和声望权力可能越大。2)任期：用女性高管任期的平均数表示。任期越长，高管积累的个人威信越高，专家权力越大。3)持股比例：用女性高管的平均持股比例表示。持有公司股权的女性高管既是公司的管理者又是股东，双重身份的聚合使其有更大的话语权。4)高级职称：女性高管是否同时具有高级职称。5)是否兼职：女性高管是否同时在其他公司兼职。高管在其他单位兼职时拥有更多的社会资本，而社会资本影响其在企业中的决策权。6)独立董事住址与公司地点是否一致：一致时取1，否则取0。住址和工作地点一致时，独立董事就能更方便地掌握公司总体情况，实施监督，从而对高管权力形成约束。7)职位：借鉴卫旭华等的做法，女性高管兼任董事长和CEO取3，担任董事长或CEO取2，否则取1(卫旭华等，2015)。高管的职位体现了其结构权力，董事长和CEO对公司有最大的实际控制权。8)薪酬：薪酬与权力高度相关，采用女性高管薪酬占总高管团队的薪酬比例来衡量。
(2)行业属性。高科技制造业取1，非高科技制造业取0。[注]根据2013年国家统计局《高科技技术产业(制造业)分类》标准划分，科技产业(制造业)包括医药制造业，航空、航天器及设备制造业，电子及通信设备制造业，计算机及办公设备制造业和医疗仪器设备及仪器仪表制造业。
(3)企业所有制。国有企业取1，非国有企业取0，具体按照国泰安数据库中公司控制人的性质进行划分。
4.控制变量。(1)营业收入增长率。(2)盈利能力。企业的盈利能力会影响企业的创新投入，盈利能力强时，企业有动力进行创新；盈利能力差时，企业会将主要精力放在维持日常经营活动上，创新意愿降低。(3)企业资产负债率。企业的负债水平会影响企业的创新积极性，高负债会给企业造成财务压力，减少研发投入，低负债时进行研发投入还能起到避税的作用。(4)企业寿命。定义为从企业成立年份到统计当年的时间。(5)高管团队规模。高管团队规模影响着高管团队决策效率。(6)企业规模。(7)第一大股东持股率，持股率越高，股东控制力度越大，不利于企业创新。(8)地区。设置虚拟变量，分别对应东部、中部、西部和东北地区。[注]将全国划分为东部、中部、西部和东北地区。东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南10个省份；中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南6个省；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省份；东北地区包括辽宁、吉林、黑龙江3个省。(9)年度虚拟变量。
(三)综合得分计算
在做主成分分析之前，应对指标变量进行KMO和Bartlett检验(见表2)。KMO用来检测变量间的偏相关性，取值在0～1之间，越接近于1，越适合做主成分分析，所选样本的KMO值为0.583，大于0.5，说明适合做主成分因子分析。KMO值通过了Bartlett检验，显著性水平为0.000，强烈拒绝原假设，说明各指标间具有相关性，满足主成分因子分析的条件。
表2 KMO和Bartlett检验

从表3可以看出，前4个主成分的特征值大于1，但前四个主成分仅能解释63.8%。为避免丢失太多信息，进一步做碎石图发现，从第7个变量开始特征值变化的趋势已经趋于平稳，故取前7个成分比较合适。方差贡献率分别为22.9%，15.6%，12.7%，12.6%，11.5%，10.2%和7.6%，累计比重占到93%。
表3 特征根与方差贡献率

将F1，F2，F3和F4四个主成分对应的方差贡献率作为综合得分的权数，进行加权评分，计算出女性高管的权力综合得分Z。计算方式为：
Z=0.229F1+0.156F2+0.127F3+0.126F4
+0.115F5+0.102F6+0.076F7
(1)
(四)模型设计
为了实证检验女性高管对公司创新战略所产生的影响及其两者关系的调节机制，本文待检验的主要回归模型为：
rdrati=β0+β1earnrati+β2roai+β3levi
+β4lifei+β5tsizei+β6lnasseti
+β7larati+β8fratioi+∑ind
+∑region+∑year+εi
(2)
式中，因变量rdrat表示研发投入占营业总收入的比重；核心解释变量fratio为女性高管占高管团队总人数的比例；∑ind，∑region和∑year分别表示行业、地区和年份固定效应；β8表示女性高管参与比例对企业创新投入的边际影响；εi为随机扰动项。
根据方杰等(2015)对于调节效应(moderation)的解释，如果因变量Y和自变量X的关系(回归斜率的大小和方向)随第三个变量M的变化而变化，则称M在X和Y之间起调节作用，此时称M为调节变量(见图2(a))。调节效应可以按照式(3)进行(图2(b)是相应的路径图)，回归系数c显著则表示调节效应显著：
Y=i+aX+bM+cXM+ε
(3)

图2(a)概念图

图2(b)路径图
根据以上分析，式(4)即为女性高管权力调节变量的回归模型，为避免可能的多重共线性问题，交互项中的fratio和power交互项均已去中心化：
rdrati=β0+β1earnrati+β2roai+β3levi
+β4lifei+β5tsizei+β6lnasseti
+β7larati+β8fratioi+β9poweri
+β10(fratioi-fratio)
×(poweri-power)+∑ind
+∑region+∑year+εit
(4)
由于中心化的本质是将变量减去各自全样本均值，Wooldridge(2015)指出，β7表示女性高管权力在均值处时，女性高管参与比例对企业创新投入的偏效应，εi为随机扰动项。
为进一步分析女性高管参与对企业创新之间关系的影响机制，本文采用Baron & Kenny(1986)提出的“中介作用”检验模型，通过以下三个公式来判断是否存在“中介作用”：
Y=φ1+θ1X+ε1
(5)
M=φ2+θ2X+ε2
(6)
Y=φ3+θ3X+θ4M+ε3
(7)
式中，X是自变量；M是中介变量；Y是因变量；φ是常数项；ε表示模型的误差项；θ1，θ2，θ3和θ4表示回归系数。若上述公式中的回归系数同时满足下列三个条件，则可以认为中介作用存在：(1)若式(5)中的回归系数θ1显著，则可表明自变量X与因变量Y之间存在线性关系；(2)若式(6)中的回归系数θ2显著，则可表明自变量与中介变量M之间存在线性关系；(3)若式(7)中的θ4显著，且θ3与θ1相比，数值显著变小，则意味着中介变量M有助于预测因变量Y。如果上述三个条件同时满足，说明X对Y的影响部分是直接的，部分是间接通过M这一中介实现的；如果θ3不显著，则说明X与Y之间的关系存在一种完全的中介作用，即X对Y的影响全部是通过M这一中介间接实现的。对于中介效应的检验，Sobel(1982)提出的方法是检验中介效应中的系数乘积是否显著，即检验是否显著，其中sθ2是θ2的标准误，sθ4是θ4的标准误。系数乘积项检验法的原假说是H0：θ2θ4=0，即“不存在中介效应”，若拒绝原假说，则中介效应显著。
四、实证分析
(一)样本分布、描述性统计和Pearson相关性分析
表4列出了各主要变量的均值、标准差、中位数和最大最小值。从全样本来看，女性高管参与比例整体偏低。通过主成分分析法得到的权力平均值为-0.001，最小值-1.16，最大值0.865。初步证明企业中存在“玻璃天花板”效应。然后将全样本按照女性高管参与比例是否高于中位数分为高低两组[注]限于篇幅，按照女性高管参与比例高低分组的描述性结果未列示。，观测值分别为2 305和2 364，发现在参比较高的组别中创新投入较高(均值为0.049 1)，而在参比较低的组别中，创新投入较低(均值为0.044 9)，并且t检验结果显著异于0，初步说明女性高管参与比例较高时，企业的创新投入越大。具体来说，高科技行业比非高科技行业平均创新投入要高很多，女性高管占比没有太大差别。非国有企业相比国有企业在创新投入上更大，平均创新投入分别是0.051和0.033，说明国有企业创新投入不足，而提高创新能力就必须加大创新投入。非国有企业女性高管参与比例较高，平均比例是0.195，中位数是0.182，国有企业平均女性高管参与比例是0.145，中位数是0.133。
表5是Pearson相关检验的结果，各变量之间的相关系数值均处于0～0.584之间，直观上这些变量间不存在明显的多重共线性问题，也不存在冗余变量。并且，女性高管参与比例和女性高管权力均与企业创新投入显著正相关，初步符合假说1和假说2。相关关系只能粗略地反映两两变量之间的关系，并不能排除其他因素的影响，因此本文在控制其他因素的情况下，进行严格的回归分析。此外，本文还对除地区、行业和年份虚拟变量之外的变量进行方差膨胀因素检验，所有VIF均低于5，均值为1.32，故不存在多重共线性。
检验思路如下：首先，检验主效应，即女性高管参与比例对企业创新投入的影响。其次，分析女性高管权力、行业属性和企业所有制性质对二者关系的调节效应，由于行业属性和企业所有制性质为分类变量，按照二值分类的调节变量把样本分为高科技行业和非高科技行业，国有企业和非国有企业(Baron & Kenny，1986)。
(二)回归分析
表6中，模型(1)为基准模型，只对控制变量进行回归，这些变量在各个模型中的影响结果基本一致。营业收入增长率和盈利能力与创新投入负相关，这和本文的预期相反，究其原因可能是企业在成长过程中，为了规避创新风险和创新失败，会选择加大对新产品的宣传力度，或者进行低价促销以获取利润。企业生命周期与创新投入负相关，生命周期越长，企业在行业中的地位越稳固，容易产生慵懒懈怠。高管团队规模与企业创新投入正相关，群体决策时，责任和风险被更多的人分担，减少了个人的担忧，创新战略更容易被提出。
本文假说1提出，女性加入高管团队中，能促进高管团队人员交流，提高沟通效率，促进创新方案的提出。更进一步，由于女性比男性在投资方面更谨慎，对于创新中的风险有更好的把控和衡量，可以减少过度风险投资，保持企业的创新投资在合理可控范围内，进而取得积极的投资回报。模型(2)加入女性高管参与比例，其系数显著为正(β=0.012，p<0.05)，表明女性高管参与比例与企业创新投入正相关。当女性高管占比增加时，话语权随之增加，进而受到充分尊重和鼓励，敢于发表自己的意见，利用自身的资源和知识为企业创新献计献策，促进创新方案的提出，假说1得到支持。
表4 描述性统计

B：按照行业性质

C：按照企业所有制

表5 Pearson相关性分析

说明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1。为节省篇幅，本文未报告行业地区和年度结果。
根据式(4)，模型(3)在模型(2)的基础上，加入女性高管权力及其与女性参比的交互项，其中β9和β10系数为正且在0.01的水平上显著。说明权力对于女性高管参与与企业创新投入之间的关系有明显的调节效应，假说2得到支持。为了直观地表示女性高管权力的调节作用，本文根据模型(3)的回归结果绘制了图3的调节效应图。从图中可以看出，当女性高管权力较大时，高管团队中的女性比例增加有利于企业增加创新投入。笔者代入女性高管权力的均值得到女性高管参与比例对因变量的偏效应，样本中power的均值为-0.001，所以在power的均值上，女性高管参与比例对企业创新投入的影响是0.008。由于女性高管参与比例是以小数度量的，所以它意味着女性高管参与比例提高0.1，使得创新投入占营业收入的平均比例增加0.000 8，即0.08%。
假说3指出高科技制造行业中女性可以充分发挥自身才能，因此得到更多关注和尊重，成为推动创新不可缺少的力量。模型(4)和(5)检验了企业所在行业性质的调节作用，但是在高科技制造行业中，女性高管参与比例与企业创新投入之间的积极关系不显著，故假设3未得到验证。这个结论与Dezsö & Ross(2008)的结论相反，他们认为，“创新密集型”行业中有女性担任高管的企业会更有竞争优势，企业的绩效会得到增强。原因可能是无论是否是高科技制造行业，企业在高管的选用上并不看重性别，而是任贤为能。
模型(6)和模型(7)检验了企业所有制性质的调节作用，在非国有企业中，女性高管参与比例与企业创新投入显著正相关，但是在国有企业中这种积极作用不显著，支持了假说4。似无相关SUR检验显示两组系数差异在10%水平上显著。笔者认为原因可能是，国有企业选聘女性高管并不是基于其能力，而是为了维护企业公平的社会形象。另外，很多国企本身规模庞大，女性高管占比较低，话语权受限，导致对创新战略的选择可能性较小。

图3 女性高管权力的调节作用图
表6 女性高管参与比例与企业创新投入回归结果

说明：*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平上显著，括号中为t值，未报告的标准误为稳健标准误。下同。
(三)机制分析
由于女性相比男性来说更富有责任感，更加敏锐和细致，同时女性能更好地实现与投资者的沟通，使信息得到有效传递，因此女性参与高管团队能提升企业信息披露质量(林长泉等，2016)。而企业若进行高质量信息披露可以降低信息不对称性，加强与其他利益相关者的联系，对创新活动产生重要的影响。随着投资者与企业之间信息不对称水平的降低，资源配置的效率和投资者的投资意愿得到提高，投资者能够了解到企业真实的经营绩效，因此企业为获取更大的市场会加快产品创新更替的速度，从而带动企业整体研发创新的进度(张文菲和金祥义，2018)。为了说明女性参与高管团队是通过影响企业信息披露质量进而影响企业创新，本文引入信息披露质量等级作为衡量信息披露质量的指标。[注]参考张文菲和金祥义(2018)的做法，采取深圳证券交易所对上市公司的信息披露质量评级来度量企业的信息披露质量。深圳证券交易所从2001年开始定期对上市公司信息披露进行考评，考评内容包括披露及时性、准确性、完整性、合法性四个方面，考评结果具体分为“A”“B”“C”“D”四个等级，也即“优秀”“良好”“合格”与“不合格”四个等级，本文将不合格取0，合格取1，良好取2，优秀取3。
表7第(1)列为公式(5)的回归结果，第(2)列表示女性高管参与对企业信息披露质量(dj)的影响，第(3)列则是公式(7)的回归结果，同时加入女性高管参与比例与信息披露质量两个变量，第(3)列相较于第(1)列中的结果，女性高管参与对企业创新的影响降低了0.001，但是依然存在直接影响，且信息披露质量对企业创新的影响正向显著。这表明女性高管参与确实是通过影响信息披露质量进而影响企业创新投入。进一步依据Sobel(1982)的Z检验，Z=1.73所对应的单侧概率为P=0.083 54[注]θ2=0.268 458，Sθ2=0.144 908 3，θ4=0.002 751 4，Sθ4=0.000 567 7。，在10%的显著水平上可以拒绝原假说“不存在中介效应”，说明女性高管参与对企业创新的积极影响部分是通过提高企业信息披露质量实现的。
表7 全样本女性高管参与比例与企业创新投入影响的机制分析

(四)内生性检验
本文选择与公司同行业同年度其他公司平均女性高管参与比例作为自变量“女性高管参与比例”的工具变量，以处理女性高管参与公司治理与创新投入之间可能由反向因果引起的内生性问题，工具变量回归结果如表8所示。本文首先进行异方差稳健的Durbin-Wu-Hausman检验(以下简称DWH检验)，由于P值为0.000 3，则在1%水平上拒绝了不存在内生性的原假设，即女性高管参与比例存在内生性问题。其次，在两阶段工具变量估计中，Kleibergen-Paap rk Wald F统计量为53.479，大于弱工具变量检验10%上限值16.38，表示不存在弱工具变量问题，因此采用同行业同年其他公司女性高管参与比例平均值作为公司当年的女性高管参与比例的工具变量是合适的。作为对比，表8第(2)列和第(3)列分别报告了更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)和比2SLS更有效率的GMM回归结果，女性高管参与比例系数和显著性完全一样，其他变量的系数也无较大变化，证明内生性检验结果可靠，且工具变量合适。
表8 女性高管参与比例与企业创新投入影响的工具变量回归估计结果

说明：*，**，***分别表示在10%，5%，1%水平上显著，括号中为z值。
(五)稳健性检验
(1)替换解释变量，基于Blau指数的稳健性检验。Blau指数度量了男女比例在公司高管层的离散情况(Blau，1977)，计算公式是：1-fratio-(1-fratio)2。用Blau指数代替女性高管绝对占比，回归结果表明Blau指数与企业创新投入呈现正相关关系(β=0.018，p<0.1)。女性管理者的权力大小对两者之间关系的调节效应也得到显著性检验。同时，是否为高科技制造行业对两者关系的调节作用不太明显。但非国有企业相比国有企业，女性高管参与比例对企业创新投入有显著的积极影响。假说1、假说2和假说4进一步获得经验证据的支持。(2)重新界定“高管”定义。按照2017版《公司法》第216条对高级管理人员的解释，笔者将高级管理人员界定为公司经理、副经理、财务负责人及董事会秘书。女性高管比例与企业创新战略在10%的水平上显著正相关，支持假说1；女性高管权力在自变量和因变量之间起到正向调节作用，支持假说2；两者关系在企业性质上存在异质性，支持假说4。(3)更换因变量创新战略的衡量方式。专利是衡量创新战略成果最常见的方式，本文选择公司(含子公司)专利授权总数和专利授权最大值作为因变量，由于专利是非连续型计数形式的数据，故采用负二项回归，结果显示，假说1和假说4进一步得到支持。综合以上稳健性分析可以认为，本文的实证估计结果是稳健的。
五、结语
本文考察了女性高管权力、行业性质以及企业所有制对二者关系的调节作用，并探讨了其作用机制，得到以下主要结论：第一，女性高管参与比例对企业做出创新战略决策有促进作用。少数群体可能受到多数群体决策的影响，形成“羊群效应”也称“从众心理”，难以发挥女性高管真正的作用。而当女性高管人数增加之后，她们有了更大的发挥空间和机会，可以改善企业团队建设，进而提高企业整体的创新能力。第二，女性高管权力调节了女性高管参与和企业创新战略之间的关系。权力直接决定着话语权和决策权，如果高管团队中的女性担任的是有实际职权的经理、董事或其他管理人员，就能充分利用社会资源和自身能力，发挥其对企业创新的积极影响。第三，是否是高科技制造行业对女性高管参与和企业创新战略的关系影响不大。第四，相比国有企业，非国有企业中增加女性高管可以显著促进企业提出创新战略。原因是非国企面临资源约束和市场竞争挑战，唯才是用，女性有更大的可能提升到高管层，社会认同可以激发女性高管的能力，进而促进企业创新。
本文提出以下建议：第一，完善社会福利制度，缓解女性工作压力，增加女性晋升为高管的机会。相比男性，职业女性在事业和家庭上要付出更多代价，平衡工作和生活是女性工作者的“两难”问题，对于工作压力较大的女性管理者来说，这一问题体现得更加明显。政府可以在社区建立“儿童托管中心”“老年人日托服务站”和“育儿管理中心”等，向双职工家庭开放，提供有偿服务，缓解女性工作者的压力，给予女性更多的选择空间，也减少企业“性别亏损”的担忧，增加企业任用和提拔女性高管的可能性。[注]根据当前社会对女性职工的讨论，本文将“性别亏损”含义总结为：处于婚育阶段的女性，会因为结婚、怀孕、生育等影响工作状态，尤其请假造成的缺勤会给企业造成一定的损失。第二，上市公司应制定完备的女性职业晋升计划，以有实际职权的女性高管助力企业创新。尽管我国已经将“男女平等”列为一项基本国策，但是鲜有企业将女性职业发展纳入战略议程中。如今硅谷的许多科技公司开始将性别平等、包容多元化看作雇主“标配”和基本“人设”，已经制定了各自的多元化和包容性举措。例如，2016年，Facebook在科技领域增加了2%的女性管理者，占据了管理团队的27%。Google也类似。[注]李广宇、林琳：《多元化和包容性：创造历史，创造价值》，2018，http：//www.mckinsey.com.cn/。中国企业同样应在董事会和高管层中倡导性别均衡，打破女性晋升中的“性别壁垒”，制定各个层级的性别多元化人才培养战略，提拔有实际话语权的女高管和女性非独立董事，鼓励女性参与决策。只有充分挖掘精英管理人才，不以性别为分界线，才能真正助推企业实现创新。第三，选拔女性管理人才应充分考虑企业性质。企业选聘女性高管应充分考虑企业所有制，企业所处环境不同，女性对企业创新影响不同。在非国有企业中，应该大力提拔女性高管，充分利用女性异于男性的特质，发挥其在人际沟通、市场导向和顾客服务方面的优势，促进企业创新战略的提出。企业的竞争归根结底是人才的竞争。国有企业选择女性担任高管也需要考虑到女性自身能力和岗位的匹配性，减少甚至消除“花瓶”女高管。民营企业受利润驱动，政府管制较少，可以任人唯才，充分挖掘受传统观念限制而被忽视的女性劳动群体。
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THE RISE OF “FEMALE STRENGTH”: THE IMPACT OF FEMALE EXECUTIVE PARTICIPATION ON CORPORATE INNOVATION STRATEGY
LIU Ting YANG Qi-fang
(School of Business, Xiangtan University of China)
Abstract:Nowadays, more and more women are participating in the executive team, and they are becoming an important force to promote enterprise innovation. Using pooled OLS method of controlling area, industry and year, this paper explores the impact of female executives’ participation on enterprise innovation strategy and the moderating mechanism of the relationship between them, and then uses instrumental variables to deal with the possible endogenous problem. The results show as follows: Firstly, the proportion of female executives helps enterprises to put forward innovative strategies. Secondly, the power of female executives plays a positive moderating role in the relationship between them. Thirdly, compared with state-owned enterprises, the increase of the proportion of female executives in non-state-owned enterprises is more conducive to enterprise innovation, but the effect has not been reflected in high-tech and non-high-tech industries. Fourth, further mechanism testing found that the positive impact of female executives’ participation on corporate innovation is partly achieved through the quality of corporate information disclosure. The conclusion fully shows that the female executives can give full play to their own gender advantages, and “female strength” will have a positive effect. The research conclusions have a certain inspiration for the configuration and construction of the enterprise management team, and provide reference for the government to formulate women’s development policy. We hope to break the “glass ceiling” and provide help for the development of women.
Key words:female executives;innovation strategy;female strength;state-owned Enterprises
*刘婷、杨琦芳(通讯作者)，湘潭大学商学院，邮政编码：411105，电子信箱：liutingzz@126.com。本文得到国家社会科学基金项目(19BGL009)、湖南省社会科学评审委项目(XSP17YBZZ112)、湖南省社会科学基金项目(15WTC05)的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：杨万东)