程　銳，倪恒旺，李常青

（1.廈門大學(xué)a.財務(wù)管理與會計研究院；b.管理學(xué)院，福建廈門361005；2.上海證券交易所資本市場研究所，上海200120）

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.04.023

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女性董事的風(fēng)險規(guī)避與董事會保證行為研究——來自滬市的經(jīng)驗證據(jù)

程銳1a，倪恒旺2，李常青1b

（1.廈門大學(xué)a.財務(wù)管理與會計研究院；b.管理學(xué)院，福建廈門361005；2.上海證券交易所資本市場研究所，上海200120）

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.04.023

摘要：文章以我國2009-2013年度滬市發(fā)布社會責(zé)任報告的上市公司為樣本，實證檢驗了女性董事對董事會是否對企業(yè)社會責(zé)任報告內(nèi)容進(jìn)行保證的影響（董事會保證）。研究結(jié)果表明，女性董事的確使得董事會的決策趨于保守，即當(dāng)公司中有女性董事、女性董事的比例越高，董事會保證的可能性越低。文章進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，當(dāng)上市公司處于敏感性行業(yè)、非國有企業(yè)及環(huán)境不確定性程度高的公司時，女性董事對董事會保證的抑制作用顯著增加，表明女性董事的風(fēng)險規(guī)避特征是其影響董事會保證的主要原因。文章的研究結(jié)論不僅豐富了女性董事在公司決策中的作用研究，還有助于加深對我國企業(yè)社會責(zé)任信息披露行為的理解。

關(guān)鍵詞：女性董事；董事會保證；所有權(quán)性質(zhì)；Bootstrap抽樣

一、引言

自改革開放以來，隨著職業(yè)女性的崛起，越來越多的女性從“廚房”走向“廳堂”，并在以男性為主導(dǎo)的商界占有重要的席位，并成為公司決策行為中不可或缺的決定力量?！敦敻弧罚ㄖ形陌妫?011年對中國公司的抽樣調(diào)查發(fā)現(xiàn)，61％的中國公司擁有1位到4位不等的女性董事，這一比率遠(yuǎn)超過新加坡和日本等亞洲發(fā)達(dá)國家①。而且隨著近年來董事會中女性比率的逐年上升，女性董事對公司決策行為的影響也逐漸加強［1-2］。

在決策行為中，女性有著明顯不同男性的內(nèi)在特質(zhì)，特別是對待風(fēng)險的態(tài)度。就生理特征而言，女性體內(nèi)影響風(fēng)險決策的單胺氧化酶水平更高，使得女性更傾向于風(fēng)險規(guī)避［3］。此外，女性承擔(dān)生育和哺乳孩子的角色會使得女性更傾向于風(fēng)險規(guī)避［4］。既然女性在決策行為中呈現(xiàn)出不同男性的風(fēng)險規(guī)避特征，那么董事會性別多元化會給公司的決策行為帶來怎樣的影響呢？當(dāng)前學(xué)術(shù)界對這一問題的研究還沒有取得一致的結(jié)論，究其原因主要在于以往的研究主要通過分析女性高管對公司總體投資效率、經(jīng)營業(yè)績以及公司價值等方面的影響來間接證實女性高管的作用，鮮有文獻(xiàn)直接研究女性董事對公司某個具體決策行為的影響［5-7］。

經(jīng)筆者研究發(fā)現(xiàn)，很多企業(yè)在社會責(zé)任報告的醒目位置披露“本公司董事會及全體董事保證本報告內(nèi)容不存在任何虛假記載、誤導(dǎo)性陳述或重大遺漏，并對其內(nèi)容的真實性、準(zhǔn)確性和完整性承擔(dān)個別及連帶責(zé)任”，（以下簡稱“董事會保證”）。雖然在年報披露中幾乎每個公司董事會都會進(jìn)行報告信息的真實性、準(zhǔn)確性保證，但在社會責(zé)任信息披露中，董事會不進(jìn)行保證的情況卻相當(dāng)普遍。據(jù)筆者統(tǒng)計，在發(fā)布社會責(zé)任報告的滬市A股上市公司中，有四成左右的公司并不披露董事會保證相關(guān)信息。在社會責(zé)任報告中董事會是否披露保證信息為我們研究女性董事對公司具體決策行為的直接影響提供了絕佳的視角。一方面，董事會保證屬于董事會全體董事是否愿意對社會責(zé)任報告內(nèi)容真實性、準(zhǔn)確性進(jìn)行保證的具體決策案例，研究女性董事對董事會保證的影響可以很好地揭示性別因素對公司決策的直接影響。另一方面，董事會保證是全體董事積極承擔(dān)責(zé)任的行為，該決策行為必然與董事個人的風(fēng)險偏好程度有關(guān)，因而性別因素是影響董事會保證與否的關(guān)鍵因素之一。為此，本文以董事會保證為研究對象，分析女性董事謹(jǐn)慎和保守的特質(zhì)如何直接影響董事會的具體決策行為。本文的實證結(jié)果表明，公司中有女性董事、女性董事的比例越高，董事會更不愿意對社會責(zé)任報告進(jìn)行保證。本文分組檢驗還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)上市公司面臨的環(huán)境不確定性高、處在敏感性行業(yè)以及為非國有企業(yè)時，女性董事對董事會保證的抑制作用更加明顯，進(jìn)而證實了女性董事的風(fēng)險規(guī)避特征是其影響董事會保證的主要原因。相比已有的研究，本文的主要研究貢獻(xiàn)如下:第一，董事會保證作為一種具體的董事會決策行為，本文的研究有助于我們更深入地了解董事會性別多元化對決策行為的直接影響。第二，據(jù)我們統(tǒng)計，尚未發(fā)現(xiàn)有關(guān)董事性別影響董事會保證的相關(guān)研究，本文首次將董事性別與董事會決策行為結(jié)合起來，重點探討了性別因素對董事會保證概率的影響。第三，當(dāng)前我國企業(yè)社會責(zé)任信息披露尚處于初級階段，企業(yè)社會責(zé)任報告中存在大量浮夸、自我標(biāo)榜信息，并不能很好地反映企業(yè)社會責(zé)任績效［8-10］。在孱弱的法律環(huán)境下，不排除部分公司董事會利用對不實社會責(zé)任報告進(jìn)行“假保證”，進(jìn)而向市場傳遞積極履行社會責(zé)任的良好信號，“騙取”投資者信任，而女性董事的風(fēng)險規(guī)避特征有效地抑制了這一投機行為。因此，本文的研究具有重要的現(xiàn)實意義，并能為進(jìn)一步完善政策提供借鑒價值。第四，本文的研究結(jié)論證實了女性董事在公司治理中的重要作用，從而為董事會的性別多元化提供了理論依據(jù)，也為《公司法》是否增加強制董事會引入女性董事的相關(guān)條款和企業(yè)提高女性董事比率提供決策依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述、理論分析與研究假設(shè)

董事會保證在向市場傳遞積極履行社會責(zé)任、董事會誠信負(fù)責(zé)的良好信號的同時，也增加了董事會成員的法律風(fēng)險和聲譽風(fēng)險。董事會的公開保證具有法律效應(yīng)，一旦企業(yè)社會責(zé)任報告被發(fā)現(xiàn)信息披露不實，董事個人也將承擔(dān)保證的法律后果。另外，如果董事會保證的社會責(zé)任報告被發(fā)現(xiàn)信息失真，那么公眾會認(rèn)為“董事們惡意欺騙公眾”進(jìn)而使其遭受更大的聲譽損失。因此，對于董事個人而言，董事會對企業(yè)社會責(zé)任報告信息真實性和準(zhǔn)確性承擔(dān)連帶責(zé)任的保證意味著董事個人承擔(dān)更多的風(fēng)險和責(zé)任。然而，已有大量研究證實，女性比男性的風(fēng)險偏好程度低，更不愿意承擔(dān)風(fēng)險，在決策行為中呈現(xiàn)風(fēng)險規(guī)避的特征。如，Stinerock et al.（1991）研究發(fā)現(xiàn)，女性在決策中更傾向于選擇風(fēng)險小的項目，并且常常在決策行為中表現(xiàn)出焦慮情緒，更喜歡采納財務(wù)顧問的建議［11］。Barber and Odean（2001）也表明，相比男性而言，女性在決策行為中表現(xiàn)更謹(jǐn)慎、更保守［12］。Watson and McNaughton（2007）以及Charness and Gneezy（2007）的研究都證實，女性的投資更少，更傾向于風(fēng)險規(guī)避［13-14］。國內(nèi)學(xué)者祝繼高等（2012）、李世剛（2013）等人的研究也得出了幾乎一致的結(jié)論［2,15］。由于女性董事的風(fēng)險偏好程度更低，因此，我們認(rèn)為董事會中有女性董事的、女性董事比例越高，董事會保證的概率越低。基于此，本文提出假設(shè)1。

H1：控制其他因素不變，女性董事降低董事會保證的概率。

性別因素對董事會保證行為的影響，在很大程度上與公司所處的行業(yè)特征有關(guān)。當(dāng)公司處于社會責(zé)任敏感性行業(yè)時，一旦發(fā)生銷售有毒食品、環(huán)境污染等行為，其危害往往較大，社會公眾的關(guān)注程度也更高，輿論的壓力也更大［16-17］。社會公眾的高度關(guān)注、輿論的壓力最終會導(dǎo)致政府執(zhí)法部門的嚴(yán)厲處罰、消費者對涉事公司產(chǎn)品的強烈抵制。對社會責(zé)任敏感性企業(yè)而言，其社會責(zé)任表現(xiàn)除受成本因素的制約外，還受到公司經(jīng)營方式的影響，而這些經(jīng)營方式與公司的經(jīng)營效益乃至生存息息相關(guān)。短期內(nèi)社會責(zé)任敏感性企業(yè)難以通過改變經(jīng)營方式來降低對環(huán)境和社會的負(fù)面影響，因此，這些公司發(fā)生環(huán)境污染等社會責(zé)任違規(guī)事件的風(fēng)險較高。另外，合法性理論的相關(guān)研究證實，處于社會責(zé)任敏感性行業(yè)的公司本身有著強烈的動機發(fā)布社會責(zé)任信息，向市場傳遞企業(yè)主動履行社會責(zé)任、誠信負(fù)責(zé)的積極信號，進(jìn)而獲得利益相關(guān)者特別是社會公眾的理解和支持，達(dá)到提升公司合法性地位的目的［18-19］。然而，特別需要指出的是，社會責(zé)任信息披露質(zhì)量本身不等于企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)，既然社會公眾對社會責(zé)任敏感性公司的社會責(zé)任信息需求較高，而這些公司本身難以通過改變自身的經(jīng)營狀況，實現(xiàn)社會責(zé)任績效的提升，那么在孱弱的法律環(huán)境下，不少社會責(zé)任敏感性公司選擇不實披露，夸大社會責(zé)任來維持自身的合法性地位［9-10］。以上分析表明，對于女性董事而言，對處于社會責(zé)任敏感性行業(yè)的企業(yè)社會責(zé)任報告進(jìn)行保證的風(fēng)險也更高。由此，本文提出假設(shè)2。

H2：較之社會責(zé)任低敏感性行業(yè)，女性董事對董事會保證的抑制作用在社會責(zé)任高敏感性行業(yè)更加明顯。

性別因素對董事會保證行為的影響，還會受到公司所有權(quán)性質(zhì)的影響。一方面，相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)在追求經(jīng)濟(jì)效益的同時必然承擔(dān)著促進(jìn)就業(yè)、保障民生及維護(hù)社會穩(wěn)定等多重社會目標(biāo)，從而使得國有企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)更好，這也降低了公司進(jìn)行不實社會責(zé)任信息披露的動機［20］。因此，對女性董事而言，對國有企業(yè)董事會進(jìn)行保證的風(fēng)險顯著低于民營企業(yè)。另一方面，較之民營企業(yè)，國有企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)會幫助公司建立政治聯(lián)系、與政府特別是地方政府建立利益共同體。如賀建剛等（2008）對五糧液案例分析就曾發(fā)現(xiàn)，五糧液大股東違規(guī)利益輸送行為被媒體連續(xù)曝光數(shù)年仍得不到改善的主要原因在于宜賓市政府的有意袒護(hù)［21］。類似地，國有企業(yè)發(fā)生環(huán)境污染、產(chǎn)品安全事件后，地方政府往往會采取一定措施降低社會責(zé)任違規(guī)事件對企業(yè)的影響。因此，對于女性董事而言，對國有企業(yè)社會責(zé)任報告進(jìn)行保證的風(fēng)險顯然低于對民營企業(yè)社會責(zé)任報告的保證?；诖?，本文提出假設(shè)3。

H3：較之國有企業(yè)，女性董事對董事會保證的抑制作用在民營企業(yè)更加明顯。

性別因素對董事會保證行為的影響，還與公司處于的環(huán)境不確定性程度相關(guān)。環(huán)境不確定性至少在三個方面增強女性董事對董事會保證的抑制作用。首先，環(huán)境不確定性削弱了董事會精確預(yù)測公司特有信息的能力［22］，使得董事會在決策時會變得更謹(jǐn)慎［23］。其次，在環(huán)境不確定程度高的公司，由于環(huán)境變化而帶來的風(fēng)險較高，而女性的風(fēng)險規(guī)避特征，使得女性在這類公司的決策行為中更保守。最后，環(huán)境不確定增加了董事會監(jiān)督管理層的難度［24］，提升了女性董事對公司的社會責(zé)任績效及其信息披露的真實性、準(zhǔn)確性誤判的可能性?；谝陨戏治?，我們提出假設(shè)4。

H4：較之環(huán)境不確定性低的公司，女性董事對董事會保證的抑制作用在環(huán)境不確定性高的公司更加明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2009-2013年間發(fā)布社會責(zé)任報告的滬市A股上市公司作為研究樣本②。為力求數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和可靠性，我們還執(zhí)行了以下樣本篩選程序：①剔除金融行業(yè)上市公司；②剔除獨立審計師對企業(yè)社會責(zé)任報告出具審計意見的樣本；③剔除上市時間不滿一年的公司，避免公司可能存在IPO效應(yīng)；④剔除ST、PT等非正常交易的上市公司；⑤為了控制極端值對回歸結(jié)果的影響，我們對解釋變量和控制變量中的連續(xù)變量在1％以下和99％的水平上進(jìn)行Win?sorize縮尾處理。本文的財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于Wind資訊金融終端系統(tǒng)以及CSMAR數(shù)據(jù)庫。企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平數(shù)據(jù)主要來源于潤靈環(huán)球責(zé)任評級公司。

（二）變量定義與度量

（1）因變量：董事會承諾。本文中，我們采用虛擬變量PROMISE來衡量上市公司的董事會全體成員是否對企業(yè)社會責(zé)任報告內(nèi)容的真實性、準(zhǔn)確性進(jìn)行保證，并愿意承擔(dān)相應(yīng)的連帶責(zé)任。其中，當(dāng)董事會全體成員愿意保證時PROMISE取1，否則取0。

（2）解釋變量。本文中女性董事的度量采用虛擬變量法和比例法。前者主要參考Gul et al.（2011）、Felton (2003)等人的研究，當(dāng)樣本公司的董事會存在女性董事（female）時取值為1，否則取0［25-26］。后者主要包括兩種，其一參考Rose(2007)、Gul et al.（2011）等、祝繼高等（2012）等人的研究，采用女性董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比值作為女性董事的代理變量（WOMAN）［2,7,25］；其二參考Blau（1977）、Harrison and Klein (2007)及其Jia and Zhang(2011)等人的研究，構(gòu)建了反映男女比例在公司高管中的離散程度的Blau指數(shù)［27-29］。其指數(shù)的計算公式為：BLAU=1-女性董事比例2-(1-女性董事比例)2

（3）控制變量。本文控制了如下變量：披露意愿（DWISH）為虛擬變量，若為應(yīng)規(guī)性披露則為1，否則為0；披露水平（SCORES）該指標(biāo)取值等于潤靈環(huán)球責(zé)任評級公司的評級；資產(chǎn)規(guī)模（SIZE）等于公司總資產(chǎn)的取對數(shù)；負(fù)債水平（LEV），等于公司的總負(fù)債除以總資產(chǎn)；盈利能力（ROA），總資產(chǎn)收益率；FIN表示公司的再融資需求，借鑒Shyam-sunder and Myers （1999）的研究，我們用（長期投資的增加+固定資產(chǎn)投資的增加+營運資本的增加+股利-經(jīng)營活動現(xiàn)金流量+當(dāng)前財務(wù)費用）/期末總資產(chǎn)來衡量［30］；TOBINQ衡量公司的成長性，其值等于市場價值除以總資產(chǎn)；HHI表示公司所處行業(yè)的競爭程度，用基于銷售收入的赫芬達(dá)爾指數(shù)來衡量；LIQUIDITY為公司的股票流動性，用公司年度換手率來衡量；CG為公司治理水平的代理變量，借鑒白重恩等（2005）的方法，由以下8個指標(biāo)通過主成分分析法構(gòu)建的綜合指標(biāo)：①董事長是否兼任總經(jīng)理；②獨立董事比例；③高管的持股比例；④第一大股東的持股比率；⑤第二至第十大股東持股比率的平方和；⑥第一大股東的持股比率；⑦是否同時發(fā)行B股或H股，是則為1，否則為0；⑧是否國有控股［31］。本文變量定義詳見表1。

表1　主要變量定義

（三）模型構(gòu)建

考慮到企業(yè)社會責(zé)任信息披露制度除了強制規(guī)定某些公司必須定期披露社會責(zé)任報告外，還鼓勵有條件的公司自愿披露社會責(zé)任信息，為此我們控制了披露意愿（DWISH），同時，企業(yè)的公司治理水平也可能會對董事會保證產(chǎn)生影響，本文還控制了公司治理指標(biāo)（CG）。此外，本文主要參考Dhaliwal et al.（2011）的研究控制了公司規(guī)模、盈利能力、再融資需求等公司層面變量［32］。本因變量為董事會保證的二元變量（PROMISE），本文將采用LOGIT模型進(jìn)行估計，為此，本文分別構(gòu)建了如下回歸模型：

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示：①董事會保證（PROMISE）的均值為0.653，說明大部分滬市上市公司董事會對企業(yè)社會責(zé)任報告內(nèi)容真實性、準(zhǔn)確性進(jìn)行了保證；②女性董事變量（FE?MALE）的均值為0.602，表明大部分滬市上市公司董事會中有女性董事，與財富中文網(wǎng)的調(diào)查結(jié)論一致；③女性董事變量（WOMAN和BLAU）的均值為0.094 和0.150，表明雖然大部分滬市上市公司董事會中有女性董事，但女性董事占比卻處于較低水平；④社會責(zé)任報告披露意愿均值為0.802，說明絕大部分滬市上市公司披露社會責(zé)任報告出于應(yīng)規(guī)性目的；⑤其他變量取值也屬于正常范圍，其中資產(chǎn)負(fù)債率均值為53.2％，TOBINQ均值為1.610，總資產(chǎn)對數(shù)值的均值為23.018，資產(chǎn)回報率均值為4.2％。值得注意的是再融資需求的均值為0.3％，表明滬市發(fā)布社會責(zé)任報告的上市公司再融資需求較低。

表2　主要變量的描述性統(tǒng)計

表3報告了各變量的Pearson相關(guān)分析矩陣。表3顯示，女性董事（FEMALE、WOMAN和BLAU）與董事會保證之間均呈顯著負(fù)相關(guān)，這與假設(shè)1相一致。

表3　主要變量的Pearson分析

（二）多元回歸分析

（1）女性董事與董事會保證：假設(shè)1的檢驗。董事會對企業(yè)社會責(zé)任報告內(nèi)容的真實性、準(zhǔn)確性進(jìn)行保證的可能性是否會因女性董事的存在而不同？有女性董事的董事會進(jìn)行保證的可能性是否更低？我們對此進(jìn)行了實證分析，結(jié)果見表4。從實證結(jié)果來看，女性董事變量（FEMALE）在1％的水平上顯著，表明董事會有女性董事時，上市公司董事會對企業(yè)社會責(zé)任報告進(jìn)行保證的概率降低。同時，女性董事變量（WOMAN和BLAU）也在1％的水平上顯著，說明董事會中女性董事的比率越高，上市公司董事會保證的概率越低。三個回歸的結(jié)果均支持假設(shè)1。

（2）女性董事與董事會保證：假設(shè)2的檢驗。本文根據(jù)不同公司對企業(yè)社會責(zé)任的敏感程度不同，將樣本分成社會責(zé)任敏感組和非敏感組兩類。具體參考Chen et al.(2012)、Clarkson et al.(2008)等人的做法，將處于“采掘業(yè)(B)”、“造紙，印刷業(yè)(C3)”、“石油、化學(xué)、塑膠、塑料業(yè)(C4)”、“金屬、非金屬業(yè)(C6)”、“電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)（D）”等行業(yè)的公司列為環(huán)境敏感組，余下樣本則為非敏感組［33-34］。

表4　女性董事與董事會保證

分組檢驗的結(jié)果如表5所示，從表5女性董事變量（FEMALE、WOMAN和BLAU）的估計系數(shù)可以看出，當(dāng)行業(yè)特征作為分組依據(jù)時，敏感組和非敏感組的系數(shù)都顯著為負(fù)，但相比于非敏感組，敏感組的女性董事變量（FEMALE、WOMAN和BLAU）系數(shù)絕對值明顯較高。為了檢驗假設(shè)H2關(guān)于女性董事變量系數(shù)組間差異顯著性，通過Bootstrap法所得到的經(jīng)驗P值對上述差異進(jìn)行統(tǒng)計檢驗：在三種分組情況下對應(yīng)的經(jīng)驗P值分別為0.000、0.091和0.000，均通過了顯著檢驗。三個系數(shù)差異的顯著性檢驗結(jié)果支持假設(shè)2，且非常穩(wěn)健。

表5　行業(yè)特征、女性董事與董事會保證

（3）所有權(quán)性質(zhì)、女性董事與董事會保證：假設(shè)3的檢驗。表6報告了假設(shè)3的檢驗結(jié)果。由表6可知，女性董事變量（FEMALE、WOMAN和BLAU）的估計系數(shù)在國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本均顯著為負(fù)，但相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的女性董事變量（FEMALE、WOMAN和BLAU）系數(shù)絕對值明顯較高，說明女性董事在非國有企業(yè)中更加謹(jǐn)慎。進(jìn)一步采用Bootstrap法得到女性董事變量系數(shù)組間差異顯著性的經(jīng)驗P值，其結(jié)果也說明，相比國有企業(yè)，女性董事的風(fēng)險規(guī)避作用在非國有企業(yè)表現(xiàn)更明顯。這些結(jié)果與本文的假設(shè)3是一致的，即女性董事的風(fēng)險規(guī)避作用受公司所有權(quán)性質(zhì)的影響。

表6　所有權(quán)性質(zhì)、女性董事與董事會保證

（4）環(huán)境不確定性、女性董事與董事會保證：假設(shè)4的檢驗。環(huán)境不確定性的度量，我們參考Bergh and Lawless（1998）、Ghosh and Olsen (2009)以及申慧慧等（2012）［24,35-36］的研究，首先采用最小二乘法計算出每個公司過去5年非正常銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差，再除以過去5年銷售收入的平均值，從而得到未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性；同一年度同一行業(yè)內(nèi)所有公司的未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性的中位數(shù)，即為行業(yè)環(huán)境不確定性。如果公司的環(huán)境不確定性大于行業(yè)環(huán)境不確定性，那么將其列入高環(huán)境不確定性組（高EU組；反之，將其列入低環(huán)境不確定性組（低EU組）。

分組檢驗的結(jié)果見表7所列，從表7女性董事變量（FEMALE、WOMAN和BLAU）的估計系數(shù)可以看出，當(dāng)環(huán)境不確定性程度作為分組依據(jù)時，高EU組和低EU組的系數(shù)都顯著為負(fù)，但相比于低EU組，高EU組的女性董事變量（FEMALE、WOMAN和BLAU）系數(shù)絕對值明顯較高，說明女性董事在高EU組公司的決策中表現(xiàn)更加謹(jǐn)慎。而且經(jīng)Bootstrap法檢驗的女性董事變量系數(shù)組間差異均在1％水平上顯著，假設(shè)4得到回歸結(jié)果的支持。

表7　環(huán)境不確定性、女性董事與董事會保證

（三）穩(wěn)健性分析

為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗：①采用包括是否存在女性高管（包括女性董事、女性監(jiān)事和女性高管）、女性高管的比例及其BLAU指數(shù)重復(fù)假設(shè)1到假設(shè)3的檢驗，其回歸結(jié)果基本一致。②考慮到近年來，我國食品安全事故頻發(fā)，故將食品行業(yè)列入敏感組，重復(fù)檢驗假設(shè)2，其結(jié)論一致。③將非國有企業(yè)進(jìn)一步分為政治關(guān)聯(lián)組和非政治關(guān)聯(lián)組，進(jìn)而檢驗女性董事對董事會保證的影響在兩組中的差異。實證發(fā)現(xiàn)，相比政治關(guān)聯(lián)組，女性董事的風(fēng)險規(guī)避作用在非政治關(guān)聯(lián)的樣本中表現(xiàn)的更明顯。

五、研究結(jié)論與啟示

女性董事在董事會決策行為中扮演了極其重要的角色。本文以2009-2013年滬市發(fā)布社會責(zé)任報告的A股上市公司為研究樣本，實證分析女性董事是否會導(dǎo)致董事會保證概率的降低。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，女性董事對公司董事會保證產(chǎn)生顯著的抑制作用，而在上市公司處于敏感性行業(yè)、非國有企業(yè)及環(huán)境不確定性程度高時，女性董事對董事會保證的抑制作用更加明顯，進(jìn)而證實了女性董事的風(fēng)險規(guī)避行為。本文研究為董事會決策行為的影響因素提供了增量的經(jīng)驗證據(jù)，拓展了女性董事經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究。

本文研究結(jié)果的政策含義在于：當(dāng)前，我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，對于非財務(wù)信息披露的法律監(jiān)管制度建設(shè)仍處于起步階段，上市公司社會責(zé)任報告中存在大量浮夸乃至不實信息。女性董事能有效抑制公司利用董事會對不實社會責(zé)任報告進(jìn)行“假保證”來“騙取”投資者及社會公眾信任的行為，提高董事會保證的價值，使其更好地為投資者決策服務(wù)。此外，本文的研究結(jié)論也為監(jiān)管部門抑制董事會假保證、完善社會責(zé)任信息披露制度提供了經(jīng)驗證據(jù)。

注釋：

①資料來源于財富中文網(wǎng)（http://www.forbeschina.com）。

②本文之所以將樣本區(qū)間設(shè)定在2009-2013年，主要是因為本文的重要控制變量企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平（SCORES），該變量取值為潤靈環(huán)球責(zé)任評級公司（以下簡稱“潤靈環(huán)球”）專家對企業(yè)社會責(zé)任報告的評級。截至本文校稿（2016年2月），潤靈環(huán)球尚未對外銷售2014年的專家評級數(shù)據(jù)，而潤靈環(huán)球首次公開出售企業(yè)社會責(zé)任報告評級數(shù)據(jù)對應(yīng)的報告年份為2009年。

參考文獻(xiàn)：

［1］Adams S M，F(xiàn)lynn P M.Local Knowledge Advances Wom?en's Access to Corporate Boards［J］.Corporate Governance：An International Review，2005，13（6）：836-846.

［2］祝繼高，葉康濤，嚴(yán)冬.女性董事的風(fēng)險規(guī)避與企業(yè)投資行為研究［J］.財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012（4）：50-58.

［3］Zuckerman M.Behavioral Expressions and Biosocial Bases of Sensation Seeking［M］.New York：Cambridge University Press，1994.

［4］Laborde W J.The gendered division of Labor in Parental Caregiving: Biology or Socialization［J］.Journal of Women and Aging，1994，6（2）：65-89.

［5］Carter D A，Simpkins B J，Simpson W G.Corporate Gover?nance，Board Diversity and Firm Value［J］.Financial Re?view，2003，38（1）：33-53.

［6］Adams B R，F(xiàn)erreira D.Women in the Boardroom and Their Impact on Governance and Performance［J］.Journal of Financial Economics，2009，94（2）：291-309.

［7］Rose C.Does Female Board Representation Influence Firm Performance［J］.Corporate Governance：An International Re?view，2007，15（2）：404-413.

［8］孟曉俊，肖作平，曲佳莉.企業(yè)社會責(zé)任信息披露與資本成本的互動關(guān)系——基于信息不對稱視角的一個分析框架［J］.會計研究，2010，31（9）：25-29.

［9］沈洪濤.公司特征與公司社會責(zé)任信息披露——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］.會計研究，2007，28（3）：9-16.

［10］張正勇，吉利，毛洪濤.公司社會責(zé)任信息披露與經(jīng)濟(jì)動機研究——來自中國上市公司社會責(zé)任報告的經(jīng)驗證據(jù)［J］.證券市場導(dǎo)報，2012（7）：16-23.

［11］Stinerocka R N，Sternb B B，Solomon M R.Gender Differ?ences in the Use of Surrogate Consumers for Financial De?cision-Making［J］.Journal of Professional Services Market?ing，1991，7（2）：167-182.

［12］Barber M B，Odean T.Boys Will be Boys：:Gender，Over?confidence，and Common Stock Investment［J］.Quarterly Journal of Economics，2001，116（1）：261-292.

［13］Watson J，McNaughton M.Gender Differences in Risk Aversion and Expected Retirement Benefits［J］.Financial Analysts Journal，2007，63（4）：52-62.

［14］Charness G，Gneezy U.Strong Evidence for Gender Differ?ences in Investment［EB/OL］.［2015-07-20］.SSRN：http:// ssrn.com/abstract=648735http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.64 8735.

［15］李世剛.女性高管、過度投資與企業(yè)價值——來自中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2013，35（7）：74-84.

［16］Clarkson P，Li Y，Richardson G，et al.Revisiting the Rela?tion Between Environmental Performance and Environmen?tal Disclosure：An Empirical Analysis［J］.Accounting，Or?ganizations and Society，2008，33（4）：303-327.

［17］Heflin F，Wallace D.The BP Oil Spill：Shareholder Wealth Effects and Environmental Disclosures［EB/OL］.［2015-07-20］.SSRN：http://ssrn.com/abstract=1933531 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1933531.

［18］Deegan C.The Legitimizing Effect of Social and Environ?mental Disclosures：A Theoretical Foundation［J］.Account?ing，Auditing and Accountability Journal，2002，15（3）：282-311.

［19］Patten D M.The Relation between Environmental Perfor?mance and Environmental Disclosure：A Research Note［J］.Accounting，Organizations and Society，2002，27（8）：763-773.

［20］Chang E C，Sonia M L.Governance with Multiple Objec?tives：Evidence from Top Executive Turnover in China［J］.Journal of Corporate Finance，2009，15（2）：230-244.

［21］賀建剛，魏明海，劉峰.利益輸送、媒體監(jiān)督與公司治理：五糧液案例研究［J］.管理世界，2008，24（10）：141-164.

［22］Baum C F，Caglayan M，Ozkan N，et al.The Impact of Macroeconomic Uncertainty on Non-financial Firms' De?mand for Liquidity［J］.Review of Financial Economics，2006，15（1）：289-304.

［23］Bloom N，Bond S，Reenen J V.Uncertainty and Investment Dynamics［J］.Review of Economics Studies，2007，74（2）：391-415.

［24］申慧慧，于鵬，吳聯(lián)生.國有股權(quán)、環(huán)境不確定性與投資效率［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012（7）：113-126.

［25］Gul F A.Does Board Gender Diversity Improve the Infor?mativeness of stock price?［J］.Journal of Accounting and Economics，2011，51（3）：314-338.

［26］Felton J，Gibson B，Sanbonmatsu D M.Preference for Risk in Investing as a Function of Trait Optimism and Gender［J］.Journal of Behavioral Finance，2003，4（1）：33-40.

［27］Blau，P M.Inequality and Heterogeneity［M］.New York：Free Press，1977.

［28］Harrison D A，Klein K J.What's the Difference? Diversity Constructs as Separation，Variety，or Disparity in Organiza?tions［J］.Academy of Management Review，2007，33（4）：1199-1228.

［29］Jia M，Zhang Z.Agency Costs and Corporate Philanthrop?ic Disaster Response：the Moderating Role of Women on Two-tier Boards：Evidence from People's Republic of Chi?na［J］.The International Journal of Human Resource Man?agement，2011，22（9）：2011-2031.

［30］Shyam-Sunder L，Myers S.Testing Static Tradeoff Against Pecking Order Models of Capital Structure［J］.Journal of Financial and Economics，1999，51（2）：219-244.

［31］白重恩，劉俏，陸洲，等.中國上市公司治理結(jié)構(gòu)的實證研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005，51（2）：81-91.

［32］Dhaliwal D S，Li O Z，Tsang A，et al.Voluntary Nonfinan?cial Disclosure and the Cost of Equity Capital：The Initia?tion of Corporate Social Responsibility Reporting［J］.The Accounting Review，2011，86（1）：59-100.

［33］Chen L，Srinidhi B，Tsang A，et al.Corporate Social Re?sponsibility，Audit Fee，and Audit Opinion［J］.Social Sci?once Edetronic Publishing，2012，31（8）：82-95.

［34］Clarkson P，Li Y，Richardson G，et al.Revisiting the Rela?tion Between Environmental Performance and Environmen?tal Disclosure：An Empirical Analysis［J］.Accounting，Or?ganizations and Society，2008，33（4）：303-327.

［35］Bergh D D，Lawless M W.Portfolio Restructuring and Lim?its to Hierarchical Governance：The Effects of Environmen?tal Uncertainty and Diversification Strategy［J］.Organiza?tion Science，1998，9（1）：87-102.

［36］Ghosh D，Olsen L.Environmental Uncertainty and Manag?ers' Use of Discretionary Accruals［J］.Accounting，Organi?zations and Society，2009，34（2）：188-205.

［責(zé)任編輯：程靖］

A Study on the Behavior of Risk-avoidance of Women Directors and Board’s Promise —Evidence from Shanghai Stock Market

CHENG Rui1a，NI Heng-wang2，LI Chang-qing1b
（1.a.Institute for Financial & Accounting Studies；b.School of Management，Xiamen University，Xiamen 361005，China; 2.Capital Market Research Institute，Shanghai Stock Exchange，Shanghai 200120，China）

Abstract:The paper，taking social responsibility reports released by the listed companies in Shanghai Stock Exchange from 2009 to 2013 as the sample，empirically tests the impact of female directors on whether the board is willing to ensure the truthfulness of social responsibility reports (board’s promise).The results indicate that female directors have a significant nega?tive impact on board’s promise，namely the existence of female directors and the ratio of female directors in the board are sig?nificantly negatively correlated with board’s promise.The further analysis finds that the negative impact of female directors on board’s promise is stronger for the listed companies which are in industries with high CSR concern，non state-owned enterpris?es and high environment uncertainty，which indicates that the characteristics of risk-avoidance of female directors are the main reason that affects board’s promise.The conclusions of this study not only enrich the related literature on the role of fe?male directors in corporate decision-making，but also help to deepen the understanding of the behavior of corporate social re?sponsibility information disclosure.

Keywords:female directors；board’s promise；ownership structure；Bootstrap sampling

作者簡介：程銳（1988-），女，河南內(nèi)鄉(xiāng)人，博士研究生，研究方向：公司財務(wù)，公司治理；倪恒旺（1985-），男，安徽桐城人，博士研究生，研究方向：公司財務(wù)，公司行為；李常青（1968-），男，安徽太湖人，教授，博士生導(dǎo)師，財務(wù)學(xué)系主任，研究方向：公司財務(wù)，公司治理。

基金項目：國家自然科學(xué)基金重點項目（71532012）；國家自然科學(xué)基金項目（71102058；71102059）

收稿日期：2015-08-27

中圖分類號：F272.9；F272-05

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號：1007-5097（2016）04-0132-08