李 彬， 郭菊娥， 蘇 坤

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院,陜西 西安 710061； 2.西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西 西安 710061; 3.西北工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院,陜西 西安 710072)

?

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)：女兒不如男嗎?
——基于CEO性別的分析

李 彬1,2， 郭菊娥1， 蘇 坤3

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院,陜西 西安 710061； 2.西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西 西安 710061; 3.西北工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院,陜西 西安 710072)

已有文獻(xiàn)側(cè)重于從性別認(rèn)同理論研究高管性別與公司決策的關(guān)系，忽視了性別角色理論的內(nèi)容。本文對男性CEO與女性CEO在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)上的差異進(jìn)行了理論分析，并以中國A股上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗，探討了性別認(rèn)同理論與性別角色理論對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在性別差異上的適用性。研究發(fā)現(xiàn)：女性CEO企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著高于男性CEO企業(yè)；在非國有性質(zhì)的企業(yè)中，女性CEO對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的正向影響更加顯著。上述研究結(jié)論不僅說明性別角色理論在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)研究中更具適用性，而且為揭示CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系提供了有益的思考和啟示。

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)；CEO性別；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；調(diào)節(jié)效應(yīng)

1 引言

從花木蘭到宋慶齡，中國從古至今都有女性成為出色的“政治家”，塑造了杰出政治女性的典范。不僅如此，越來越多的女性縱橫馳騁于商界，不斷演繹著巾幗不讓須眉的佳話。但是不容忽視的現(xiàn)象是，中國女性在高層管理職位上的比例顯著低于男性，職位晉升中普遍存在著性別歧視問題[1,2]。例如，2015年中國上市公司中女性CEO的比例僅為7.151%。中國性別歧視嚴(yán)重的原因有二：其一，中國女性解放的時間落后于西方國家。18世紀(jì)的工業(yè)革命標(biāo)志著歐洲女性解放思潮的出現(xiàn)，中國女性社會地位的改善則是在20世紀(jì)五四運動才開始的。其二，儒家文化對中國社會的影響根深蒂固，諸如“男尊女卑”，“女子無才便是德”等觀念都體現(xiàn)了對女性的嚴(yán)重偏見。中國的女性CEO需要付出比男性更多的艱辛和努力，才能打破職位晉升的“玻璃天花板”，脫穎而出成為商界的鏗鏘玫瑰。盡管許多女性CEO不喜歡“女強(qiáng)人”的稱呼，但是也側(cè)面反映了其性格剛毅、勇于承擔(dān)的“鐵娘子”形象。

基于性別認(rèn)同理論，很多研究認(rèn)為性別差異導(dǎo)致了女性行為較為謹(jǐn)慎和保守、更傾向風(fēng)險規(guī)避[3～6]；然而性別角色理論認(rèn)為，一個人可能同時擁有男性氣質(zhì)和女性氣質(zhì)，與生理性別沒有必然的聯(lián)系，女性管理者的性別角色模式往往具有男性特質(zhì)[7,8]。女性CEO作為企業(yè)的高層管理人員，其行為模式將直接影響到企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。由于女性CEO與普通女性具有不一樣的特質(zhì)和經(jīng)歷，那么女性CEO的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平與男性CEO是否存在差異？也就是說，在CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系中，是趨于性別認(rèn)同理論還是性別角色理論？此外，在我國公有制為主體的背景下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上述關(guān)系是否產(chǎn)生影響？遺憾的是，鮮有文獻(xiàn)涉及上述問題。鑒于此，本文分析和檢驗了男性CEO與女性CEO在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)上的差異，探討了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上述差異的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)如下：(1)為性別認(rèn)同理論與性別角色理論在管理學(xué)領(lǐng)域的適用性提供了證據(jù)。本文發(fā)現(xiàn)CEO為女性的企業(yè)，其風(fēng)險承擔(dān)水平顯著高于CEO為男性的企業(yè)。這不僅說明女性CEO有著更高程度的風(fēng)險承擔(dān)意識和能力，而且意味著在揭示高管性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系時，性別角色理論更具解釋能力。(2)驗證了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異對CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文發(fā)現(xiàn)相對于國有性質(zhì)的上市公司而言，在非國有性質(zhì)的上市公司中，女性CEO對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的正向影響更為顯著。這不僅表明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，而且為現(xiàn)代企業(yè)的產(chǎn)權(quán)范式如何影響企業(yè)運行機(jī)制和財務(wù)決策提供了新的證據(jù)。

2 理論分析與研究假設(shè)

性別認(rèn)同是在生物學(xué)特征上對一個人屬于男性或女性的認(rèn)知和接受，即理解性別和男女生理的差異。基于性別認(rèn)同理論而發(fā)展的自我性別感知理論和男女成就動機(jī)理論被廣泛應(yīng)用在女性與男性行為差異的理論分析中，逐步形成了女性行為更為保守和謹(jǐn)慎的結(jié)論。自我性別感知理論傾向于從生理差異角度解釋女性風(fēng)險規(guī)避現(xiàn)象。Zuckerman指出女性體內(nèi)的單胺氧化酶濃度水平顯著高于男性水平，而高濃度的單胺氧化酶更易激發(fā)風(fēng)險規(guī)避意識[3]；男女成就動機(jī)理論則傾向于從自我定位和自我激勵動機(jī)等社會因素角度解釋男性與女性的風(fēng)險規(guī)避差異[9]；LaBorde認(rèn)為女性承擔(dān)了生育和哺乳孩子的角色，決定了女性不適合擔(dān)任富有挑戰(zhàn)性的工作[10]；Slovic指出社會文化對男性和女性的責(zé)任與義務(wù)的定位和期望不同，決定了男性需要承擔(dān)更多的風(fēng)險[11]?；谛詣e認(rèn)同理論，已有文獻(xiàn)表明，女性在決策過程中的風(fēng)險規(guī)避程度更高。例如，Watson和McNaughton研究了澳大利亞大學(xué)員工的性別差異對退休金風(fēng)險投資的影響，在控制了年齡、收入和教育水平等因素的影響后，發(fā)現(xiàn)女性員工的投資策略更為保守[12]。

綜上所述，女性在決策過程中更為保守和謹(jǐn)慎，其風(fēng)險規(guī)避程度要低于男性。而CEO是在一個企業(yè)中負(fù)責(zé)日常事務(wù)的最高行政官員，在企業(yè)或組織內(nèi)部擁有最終的執(zhí)行權(quán)力，其風(fēng)險規(guī)避意識將影響到企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1 CEO為女性的企業(yè)，其風(fēng)險承擔(dān)水平低于CEO為男性的企業(yè)。

無論是自我性別感知理論還是男女成就動機(jī)理論，兩者都是基于性別認(rèn)同理論而提出的，并試圖說明同一個問題——性別差異促成了風(fēng)險規(guī)避的不同。在傳統(tǒng)的企業(yè)管理中，領(lǐng)導(dǎo)能力的評價標(biāo)準(zhǔn)是以男性為主導(dǎo)的。但是隨著越來越多的女性攀登到了職業(yè)金字塔的頂端，女性領(lǐng)導(dǎo)者的卓越實力和不懈努力獲得了商業(yè)世界的認(rèn)可，女性領(lǐng)導(dǎo)者角色與性別認(rèn)同出現(xiàn)了雙重沖突。上述沖突現(xiàn)象已經(jīng)超出了性別認(rèn)同理論的解釋范圍。20世紀(jì)70年代，性別認(rèn)同研究領(lǐng)域里發(fā)生了一場革命。Constantinople率先從理論層面對兩極的男性或女性的心理學(xué)建構(gòu)產(chǎn)生了質(zhì)疑，提出了性別角色理論，即一個人可能同時擁有男性氣質(zhì)和女性氣質(zhì)，它是社會文化環(huán)境的結(jié)果，與生理性別特征沒有必然的聯(lián)系。性別角色理論對女性領(lǐng)導(dǎo)者角色與性別認(rèn)同的沖突給予了很好的解釋，并得到了相關(guān)研究的支持[13]。例如，Schein通過對300位中層管理者的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，成功的管理者更多的是具備與男性氣質(zhì)相接近的個人特質(zhì)，即使女性管理者也是如此[14]。上述研究表明，女性管理者存在著生理性別和社會性別角色的不一致性，女性管理者的性別角色模式往往具有男性特質(zhì)。

盡管女性管理者與男性管理者在性別角色上差異并不明顯，但是在社會文化等因素的影響下，職位晉升中的性別歧視現(xiàn)象廣泛存在。例如，Pekkarinen和Vartiainen以芬蘭金屬制造行業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)女性職位晉升的要求要顯著高于男性[15]。中國傳統(tǒng)社會的“男尊女卑”、“三綱五常”、“三從四德”等性別歧視觀念造就了東方女性管理者晉升難度要高于西方國家。經(jīng)過艱苦打拼、“過五關(guān)斬六將”闖入企業(yè)最高管理層的女性CEO需要付出比男性更多的辛苦和努力，其男性氣質(zhì)較為明顯，更具堅韌和剛毅的性格以及較強(qiáng)的風(fēng)險承擔(dān)意識和能力?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2 CEO為女性的企業(yè)，其風(fēng)險承擔(dān)水平并不低于CEO為男性的企業(yè)。

產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為，國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)具有天然的效率劣勢，剩余索取權(quán)難以向國有企業(yè)經(jīng)營者讓渡[16]。在剩余索取權(quán)與經(jīng)營控制權(quán)的分離程度上，國有企業(yè)的分離程度明顯高于非國有企業(yè)的對應(yīng)水平，這不僅造成國有企業(yè)經(jīng)營者代理問題更為嚴(yán)重，而且其代理成本往往處于更高水平。委托代理理論指出，國有企業(yè)剩余索取權(quán)與經(jīng)營控制權(quán)的過分分離將導(dǎo)致國有企業(yè)經(jīng)營者缺乏產(chǎn)權(quán)激勵機(jī)制的刺激，其結(jié)果是國有企業(yè)經(jīng)營者往往強(qiáng)調(diào)眼前的地位和短期績效、規(guī)避不確定性所帶來的潛在風(fēng)險，其經(jīng)營行為的短期化傾向和風(fēng)險承擔(dān)弱化現(xiàn)象更為明顯。此外，相對于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)的“共同代理”問題則意味著其受到的政府干預(yù)程度更為強(qiáng)烈。政府干預(yù)行為抑制了企業(yè)家精神的激發(fā)，例如Powell通過研究愛爾蘭不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)自由對企業(yè)家精神具有促進(jìn)作用，而政府干預(yù)則會造成企業(yè)家精神的衰弱[17]。國有企業(yè)的企業(yè)家精神弱化導(dǎo)致其管理者的冒險和挑戰(zhàn)意識相對較低，風(fēng)險承擔(dān)和創(chuàng)新意識薄弱，造成國有企業(yè)經(jīng)營者的風(fēng)險承擔(dān)水平往往低于非國有企業(yè)。上述理論分析表明，企業(yè)經(jīng)營者的風(fēng)險承擔(dān)意識和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中存在著差異，也就是說企業(yè)經(jīng)營者性別差異所造成的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的不同將受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響和作用?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3 CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系中，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)與樣本

本文以1998～2015年中國滬深交易所A股上市公司為初始樣本。根據(jù)中國證券監(jiān)督管理委員會發(fā)布的上市公司行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)劃分行業(yè)。數(shù)據(jù)來源于2016CSMAR研究數(shù)據(jù)庫和2016RESSET數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析采用STATA 12.0軟件。初始樣本經(jīng)過了以下篩選程序：(1)基于會計持續(xù)經(jīng)營假設(shè)，剔除所有者權(quán)益為負(fù)、營業(yè)收入為零或為負(fù)的樣本；(2)鑒于金融保險業(yè)的行業(yè)特殊性，予以剔除；(3)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。此外，在度量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)時，需要連續(xù)5期數(shù)據(jù)，上述處理將損失1998年度的樣本和其它非連續(xù)樣本。經(jīng)過上述程序最終得到包含1256家上市公司12588個觀測樣本，年度區(qū)間為2003～2015年。

3.2 研究變量

3.2.1 CEO性別(CEOg)

如果總裁、總經(jīng)理或首席執(zhí)行官為女性，CEOg取值為1，否則為0。

3.2.2 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk)

(1)參考已有研究[18～20]，采用資產(chǎn)收益率波動情況反映企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk1)。

首先，基于模型(1)計算經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后的資產(chǎn)收益率(PAijt)

(1)

其次，以5年期為一個觀測階段(T=5)，滾動計算經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后的資產(chǎn)收益率(PAijt)在觀測階段內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差，該標(biāo)準(zhǔn)差即為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk1)，具體計算如模型(2)所示

(2)

其中EBIT表示息稅前利潤，A表示資產(chǎn)總額，下標(biāo)i、j和t分別表示公司、所屬行業(yè)和年度，n表示在第t年度j行業(yè)中的公司總數(shù)。

(2)借鑒已有研究[19]，采用凈資產(chǎn)收益率波動情況反映企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk2)。在模型(1)中，運用所有者權(quán)益(E)替代資產(chǎn)總額(A)，計算經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后的凈資產(chǎn)收益率(PEijt)，在模型(2)中，運用PEijt替代PAijt，計算企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk2)。

(3)參考已有文獻(xiàn)[19]，計算在觀測階段內(nèi)(T=5)，經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后的資產(chǎn)收益率(PAijt)最大值與最小值的差額反映企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk3)，具體計算如模型(3)所示

Risk3=max(Pijt,Pijt+1,…,Pijt+T)- min(Pijt,Pijt+1,…,Pijt+T)

(3)

在計算企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(Risk)時，觀測階段采用的是年度滾動方法，例如第1階段為1999～2003年，計算2003年風(fēng)險承擔(dān)水平；第2階段為2000～2004年，計算2004年風(fēng)險承擔(dān)水平；第3階段為2001～2005年，計算2005年風(fēng)險承擔(dān)水平；……；以此類推。

3.2.3 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)

若樣本公司的實際控制人性質(zhì)為國有企業(yè)、政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位等，則將產(chǎn)權(quán)性質(zhì)認(rèn)定為國有性質(zhì)，State取值為1，其它則為0。

3.2.4 控制變量(向量Z)

控制變量通過向量Z匯總表示。為了控制公司特征和行業(yè)、年度等因素的影響，借鑒已有研究，本文選擇如下控制變量：債務(wù)水平(Liab)，以長期債務(wù)與資產(chǎn)總額的比值反映公司債務(wù)水平[21]；公司收益狀況(Profit)，以息稅前利潤與資產(chǎn)總額的比值反映收益狀況[22]；公司規(guī)模(Size)，使用資產(chǎn)總額的自然對數(shù)反映公司規(guī)模；股權(quán)集中度(Share)，使用第一大流通股股東持股比例反映公司的股權(quán)集中程度[20]；成長狀況(Bmp)，采用賬面市值比來衡量(在計算市場價值時，運用凈資產(chǎn)度量非流通股權(quán)市值)[20]；上市年齡(Age)，在對上市時間加1的基礎(chǔ)上，取自然對數(shù)來度量；資產(chǎn)周轉(zhuǎn)狀況(Tar)，使用主營業(yè)務(wù)收入凈額與平均資產(chǎn)總額的比值來反映；財務(wù)報告質(zhì)量(Oa)，財務(wù)報告的審計意見為無保留審計意見時取值為1，其它則為0[23]；審計質(zhì)量(Big4), 會計師事務(wù)所為四大(或五大)國際會計師事務(wù)所時取值為1，其它則為0[23]；行業(yè)和年度層面因素，采用年度(Year)和行業(yè)(Indu)虛擬變量來衡量。

3.3 模型設(shè)定

在控制公司特征、年度和行業(yè)等因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型(4)，檢驗假設(shè)1和假設(shè)2的成立性。Riskit=α+βCEOgit+γStateit+ηZit+εit

(4)

構(gòu)建模型(5)，考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，檢驗假設(shè)3的成立性。

Riskit=α+βCEOgit+λCEOgit×Stateit+γStateit+ηZit+εit

(5)

其中變量Risk表示企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，依次包括Risk1、Risk2和Risk3；變量CEOg表示CEO的性別；變量State表示產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；向量Z表示控制變量集合，反映控制因素的影響；ε表示隨機(jī)擾動項。如果模型(4)中，β的符號顯著為負(fù)，說明CEO為女性的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平低于CEO為男性的對應(yīng)水平，假設(shè)1成立；如果β的符號顯著為正，則說明CEO為女性的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平高于CEO為男性的承擔(dān)水平，假設(shè)2成立；如果模型(5)中，λ的符號顯著為正，說明國有性質(zhì)對女性CEO與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；如果λ的符號顯著為負(fù)，則說明國有性質(zhì)負(fù)向調(diào)節(jié)女性CEO與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系。模型中的研究變量界定與計算如表1所示。

表1 變量界定

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

根據(jù)女性CEO(CEOg=1)和男性CEO(CEOg=0)分組的描述性統(tǒng)計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，女性CEO和男性CEO公司的樣本量分別為796個和11792個。在女性CEO的樣本組中，反映企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)情況的Risk1、Risk2和Risk3的均值分別為0.063、0.208和0.153，在男性CEO的樣本組中，Risk1、Risk2和Risk3的均值分別為0.057、0.181和0.139?？梢钥闯?，女性CEO樣本組的風(fēng)險承擔(dān)均值高于男性CEO樣本組，中值比較也是如此。均值差異和中值差異檢驗顯示其顯著性水平均為1%。上述結(jié)果說明女性CEO公司的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著高于男性CEO公司的對應(yīng)水平。

在Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗中，變量Risk1、Risk2和Risk3與CEOg的相關(guān)系數(shù)依次為0.039、0.042和0.036(都在1%水平上顯著)，說明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與女性CEO呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系；在Spearman等級相關(guān)系數(shù)檢驗中，上述變量的相關(guān)關(guān)系仍然成立。Risk1、Risk2和Risk3之間的相關(guān)系數(shù)絕對值較大，由于三者不會同時出現(xiàn)在同一個回歸模型中，不存在多重共線性問題。多重共線性檢驗后，發(fā)現(xiàn)方差膨脹因子的最大值遠(yuǎn)小于10，對應(yīng)的容忍度遠(yuǎn)大于0.1，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性現(xiàn)象。

4.2CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的回歸分析結(jié)果

基于模型(4)，通過多元回歸分析考察CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系，檢驗假設(shè)1和假設(shè)2，回歸結(jié)果列于表2。第1～2列報告了被解釋變量為Risk1的回歸結(jié)果，列1是在未加入控制變量情況下的單變量回歸結(jié)果。列1和列2顯示CEOg的回歸系數(shù)分別為0.007和0.003(分別在1%和5%水平上顯著)；第3～4列報告了被解釋變量為Risk2的回歸結(jié)果，列3和列4顯示CEOg的回歸系數(shù)分別為0.027和0.011(都在1%水平上顯著)；第5～6列報告了被解釋變量為Risk3的回歸結(jié)果，列5和列6顯示CEOg的回歸系數(shù)分別為0.015和0.005(分別在1%和10%水平上顯著)。上述分析結(jié)果一致表明女性CEO企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著高于男性CEO企業(yè)，與假設(shè)1相反，而與假設(shè)2相一致，假設(shè)2得到驗證。在第2、4和6列中，State的回歸系數(shù)依次為-0.004、-0.011和-0.010，在1%水平上顯著，說明相對于非國有性質(zhì)的上市公司而言，國有性質(zhì)上市公司的風(fēng)險承擔(dān)水平較低。

表2 CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；相關(guān)變量進(jìn)行了上下2%的縮尾。下同。

4.3 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

基于模型(5)，通過多元回歸分析考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，檢驗假設(shè)3，回歸結(jié)果列于表3。第1～2列報告了被解釋變量為Risk1的回歸結(jié)果，列1是在未加入控制變量情況下的回歸結(jié)果。列1和列2顯示CEO性別與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項(CEOg×State)回歸系數(shù)分別為-0.016和-0.005(分別在1%和5%水平上顯著)；第3～4列報告了被解釋變量為Risk2的回歸結(jié)果，CEOg×State的回歸系數(shù)分別為-0.066和-0.019(分別在1%和5%水平上顯著)；第5～6列報告了被解釋變量為Risk3的回歸結(jié)果，CEOg×State的回歸系數(shù)分別為-0.037和-0.011(分別在1%和5%水平上顯著)。上述分析表明，相對于國有企業(yè)而言，非國有性質(zhì)的女性CEO企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平更高，即國有性質(zhì)負(fù)向調(diào)節(jié)女性CEO與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系。此外，在列1至列6中，CEO性別(CEOg)的回歸系數(shù)都在1%水平上顯著為正，與模型(4)的回歸結(jié)果保持一致，說明女性CEO企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平顯著高于男性CEO企業(yè)，再次驗證了假設(shè)2；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，與模型(4)的回歸結(jié)果也保持一致，說明國有性質(zhì)上市公司風(fēng)險承擔(dān)水平顯著低于非國有性質(zhì)上市公司水平。

表3 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

5 穩(wěn)健性測試

5.1 傾向得分匹配分析

在觀測樣本中，由于女性CEO的比例偏低，為了克服小樣本偏誤，采用傾向得分匹配方法(propensity score matching)檢驗假設(shè)的成立性[5]。首先運用Logistic模型，將CEO性別(CEOg)對產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、控制變量進(jìn)行回歸，然后分別使用一對一配對方式(one-to-one matching)和最鄰近配對方式(nearest neighbors matching)進(jìn)行配對，最后運用單變量回歸方法進(jìn)行分析，其結(jié)果如表4所示。第1～3列和第4～6列分別為一對一配對方式和最鄰近配對方式下的結(jié)果，可以看出，變量CEOg的回歸系數(shù)依然在5%或1%水平上顯著為正，假設(shè)2仍然得到證實。

表4 傾向得分匹配檢驗

5.2 變量替代法

實證研究結(jié)果可能受到變量度量方式的影響，采用變量替代法測試研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

(1)擴(kuò)大CEO性別的范圍，將女性董事長納入考察對象。由此，變量CEOg為1的觀測值由796個擴(kuò)充至1186個。(2)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的度量。以4年期為一個觀測階段(T=4)，滾動計算經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后的資產(chǎn)收益率(PAijt)、凈資產(chǎn)收益率(PEijt)及其在觀測階段內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)差(Risk1和Risk2)，滾動計算PAijt最大值與最小值的差額(Risk3)，重新度量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。(3)替換模型(4)和模型(5)中的控制變量。債務(wù)水平(Liab)的替換，以流動比率替代長期債務(wù)與資產(chǎn)總額的比值；公司收益狀況(Profit)的替換，以息稅前利潤與期初所有者權(quán)益的比值替代息稅前利潤與資產(chǎn)總額的比值；公司規(guī)模(Size)的替換，以營業(yè)收入的自然對數(shù)替代資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；股權(quán)集中度(Share)的替換，以第一大股股東持股比例替代第一大流通股股東持股比例；成長狀況(Bmp)的替換，運用流通股股價計算非流通股權(quán)市值；資產(chǎn)周轉(zhuǎn)狀況(Tar)的替換，以流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率替代總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。依次采用上述變量替代方式，主要研究結(jié)論保持不變。

6 結(jié)論與啟示

性別認(rèn)同理論認(rèn)為女性行為更為保守和謹(jǐn)慎[3]，然而性別角色理論指出女性管理者的性別角色模式往往具有男性特質(zhì)。既然女性管理者存在著生理性別和社會性別角色的不一致，那么女性CEO的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是否有別于男性CEO？上述差異在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中是否存在著不同？本文以中國A股市場上市公司為研究對象，探討了CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系，以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。發(fā)現(xiàn)女性CEO企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)顯著高于男性CEO企業(yè)的對應(yīng)水平；非國有性質(zhì)的女性CEO企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平更高，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)負(fù)向調(diào)節(jié)女性CEO與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系。

上述結(jié)論不僅說明在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)研究中性別角色理論更具適用性，而且為揭示CEO性別與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上述關(guān)系的影響提供了有益的思考和啟示，具體如下：(1)消除性別歧視，給予女性管理者平等的晉升機(jī)會，提高女性在高層職位上的比例。在當(dāng)下知識信息社會和城市化進(jìn)程中，我們更應(yīng)注重對女性高層人才的培養(yǎng)，繼續(xù)建設(shè)一個多層次、多類型的終身教育體制，為女性管理者的職業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好的環(huán)境。(2)減少政府干預(yù)，提升管理者的風(fēng)險承擔(dān)意識，培育企業(yè)家精神。國有企業(yè)管理者出于政治職位晉升等考慮，經(jīng)營決策往往趨于保守，缺乏獨立性、創(chuàng)造性和企業(yè)家精神，其風(fēng)險承擔(dān)意識往往較低。因此，轉(zhuǎn)變政府職能，降低微觀經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度，完善政績考評機(jī)制，提升管理者的風(fēng)險承擔(dān)意識和創(chuàng)新激勵性，這對企業(yè)家精神的培育大有裨益。

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Do Firms with Female CEO Have Lower Corporate Risk-taking? Based on the Analysis of CEO Gender

LI Bin1,2, GUO Ju-e1, SU Kun3

(1.SchoolofManagement,Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710061,China; 2.SchoolofEconomicsandFinance,Xi’anJiaotongUniversity,Xi’an710061,China; 3.SchoolofManagement,NorthwesternPolytechnicalUniversity,Xi’an710072,China)

The previous literatures focus on gender identity theory to study the relationship between manager gender and corporate decisions, which ignore the gender roles theory. This paper theoretically analyzes the difference between male CEO and female CEO in corporate risk-taking, and takes listed companies in Chinese A-shares as research objects to discuss the applicability of gender identity theory or gender role theory on the gender differences in corporate risk-taking. We find that corporates with female CEO are more corporate risk-taking and the positive relationship between female CEO and corporate risk-taking is more significant in non-state owned corporates. The results suggest that gender roles theory is more applicable in corporate risk-taking research, which provide deeply understand and enlightenment for the relationship between CEO gender and corporate risk-taking.

corporate risk-taking; CEO gender; ownership property; moderating effect

2016- 04-16

國家自然科學(xué)基金資助項目(71572144，71403031，71402141)；中國博士后基金資助項目(2014M550505,2015T81041)

F272.91

A

1003-5192(2017)03- 0021- 07

10.11847/fj.36.3.21