嚴(yán)若森 朱婉晨

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

引言

董事會成員的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征會影響其行為偏好，并會導(dǎo)致董事會成員各自在應(yīng)對環(huán)境、處理問題等方面存在認(rèn)知差異，進(jìn)而會影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策。其中，作為彰顯董事會人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的重要變量，女性董事被視為董事會多元化的關(guān)鍵要素，且其會直接影響董事會的決策制定進(jìn)程以及企業(yè)的其他重要業(yè)務(wù)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(yè)戰(zhàn)略決策中所發(fā)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(lǐng)域的爭議性話題(Huang and Kisgen, 2013;Graham et al., 2013)[11][9]。

作為獲取競爭優(yōu)勢、搶占市場份額及提升企業(yè)績效的關(guān)鍵性戰(zhàn)略，創(chuàng)新是企業(yè)保持競爭優(yōu)勢的必要手段，而是否開展創(chuàng)新活動則是董事會戰(zhàn)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(yè)戰(zhàn)略決策的制定，進(jìn)而會影響企業(yè)的創(chuàng)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(rèn)知層面的異質(zhì)性以及為董事會決策提供差異化的信息與資源，進(jìn)而會對企業(yè)的創(chuàng)新決策及投入產(chǎn)生有利影響；另一方面，女性董事亦可能基于性別屬性而產(chǎn)生社會類化現(xiàn)象，進(jìn)而成為降低董事會決策質(zhì)量與效率的影響因子，與此同時(shí)，女性董事尚可能會基于自身的性格特征而傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型戰(zhàn)略決策，而這些均會對企業(yè)的創(chuàng)新決策及投入產(chǎn)生不利影響。很顯然，單就女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響而言，其不會僅僅只是某種簡單的線性關(guān)系。而進(jìn)一步而言，作為一種組織治理平臺，董事會自身的相關(guān)組織特征變量亦會影響女性董事對企業(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新投入的影響，并考察董事會權(quán)力集中度這一董事會的組織特征變量對此影響的調(diào)節(jié)作用。

本文的研究貢獻(xiàn)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(guān)研究更為全面的理論視角，并基于中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)了一組存在于女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型非線性關(guān)系，且驗(yàn)證了董事會權(quán)力集中度對此倒U型非線性關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。藉此，本文豐富與拓展了女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)聯(lián)領(lǐng)域的研究。

理論分析與研究假設(shè)

一、女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

1. 基于信息決策理論的女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

信息決策理論認(rèn)為，多樣性程度高的組織會產(chǎn)生不同的觀點(diǎn)與思維，且差異性觀點(diǎn)與思維有助于制定更高質(zhì)量的決策。很顯然，組織內(nèi)可見屬性的多元化能夠?yàn)榻M織帶來積極效益，對此，性別屬性亦然。作為企業(yè)的決策制定中心，董事會的主要職能在于監(jiān)督管理層，同時(shí)提供戰(zhàn)略性建議。而聚焦于董事會的群體多樣性的研究發(fā)現(xiàn)，往往是多元化的董事會更傾向于創(chuàng)新，且其能夠制定出更高水平的戰(zhàn)略決策。

董事會成員所承載的不同社會屬性自然會導(dǎo)致董事會成員具有不同的認(rèn)知框架，而董事會成員的認(rèn)知框架差異會對企業(yè)的相關(guān)決策與行為產(chǎn)生差異化的影響。其中，基于性別等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的異質(zhì)性引致的信息來源多元化及信息視角多元化有助于企業(yè)開展創(chuàng)造性活動與創(chuàng)新行為。對此，Mcleod et al.(1996)[14]認(rèn)為，董事會成員的性別異質(zhì)性能夠?yàn)槎聲谛畔⒄鐒e與使用方面提供幫助，并能夠藉此提升董事會的決策質(zhì)量，從而有助于制定出促進(jìn)企業(yè)發(fā)展的創(chuàng)新戰(zhàn)略；Miller and Triana(2009)[15]闡明，董事會的性別多樣性能夠提高企業(yè)聲譽(yù)，并推動企業(yè)創(chuàng)新；Tuggle et al.(2010)[24]基于高階理論視角，提出了董事會異質(zhì)性會影響董事會關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新討論的研究假設(shè)，并認(rèn)為董事會商討制定企業(yè)創(chuàng)新決策的能力取決于董事包括性別、種族、年齡等在內(nèi)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征；Carter et al.(2010)[6]基于信息獲取與信息匹配的視角認(rèn)為，女性董事有助于企業(yè)完善市場及客戶信息；Mahadeo et al.(2012)[13]發(fā)現(xiàn)，董事會的女性董事比例正向影響企業(yè)績效；周建和李小青(2012)[33]認(rèn)為，董事會異質(zhì)性有利于增加董事會成員的思維彈性，并激發(fā)任務(wù)導(dǎo)向的沖突，從而有利于促進(jìn)董事會成員之間基于信息多元化視角討論創(chuàng)新問題；Rossi et al. (2017)[20]基于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避視角發(fā)現(xiàn)，女性董事能夠影響企業(yè)決策，同時(shí)女性董事能夠降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，且只有當(dāng)企業(yè)聚焦于創(chuàng)新戰(zhàn)略時(shí)，女性董事才會通過促進(jìn)創(chuàng)新提升企業(yè)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(zhì)性程度，亦能夠促使男女董事發(fā)現(xiàn)彼此之間的差異進(jìn)而可能為企業(yè)帶來創(chuàng)新性價(jià)值，且較之于董事全部為男性的同質(zhì)性團(tuán)隊(duì)而言，女性董事的存在更容易打破董事會墨守成規(guī)及囿于固有商業(yè)模式的局面，從而有利于促進(jìn)董事會敢于突破自我而開展戰(zhàn)略創(chuàng)新行為或投入。

但毋庸置疑的是，董事會的異質(zhì)性帶來的并非全是對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用。例如，團(tuán)隊(duì)異質(zhì)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(jìn)而影響組織創(chuàng)新，而且團(tuán)隊(duì)成員異質(zhì)性程度的不斷增加尚會誘發(fā)團(tuán)隊(duì)內(nèi)部產(chǎn)生分離均衡，并加劇小團(tuán)體的生成，進(jìn)而刺激產(chǎn)生群體斷裂帶，而群體斷裂帶不僅不能夠促進(jìn)組織創(chuàng)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(guān)系，并影響相互合作，最終將負(fù)向影響組織創(chuàng)新(Tuggle et al., 2010)[24]。由此出發(fā)，隨著女性董事數(shù)量的不斷增加，董事會的性別異質(zhì)性程度亦將不斷提高，也許當(dāng)董事會的性別異質(zhì)性程度僅僅只是中等時(shí)，董事會成員的行為決策保持一致的可能性更大，此時(shí)，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(zhàn)略決策的信息廣度，然而一旦董事會的性別異質(zhì)性程度較高或非常之高，則董事會內(nèi)部很可能即會引發(fā)激烈的矛盾沖突并藉此誘發(fā)產(chǎn)生群體斷裂帶，在此情形下，女性董事反而會成為抑制企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入的角色與力量。就此而言，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間并非只會是一種簡單的線性關(guān)系。

2. 基于社會角色理論的女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

社會角色理論強(qiáng)調(diào)，社會中的勞動分工以性別為區(qū)分前提。其中，男性具備個(gè)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(tuán)體將男性行為定義成冒險(xiǎn)型、競爭型及績效導(dǎo)向型，將女性則視為是具備保守型、非競爭型與社會導(dǎo)向型的性格(呂英等，2014)[28]。而無論是行為經(jīng)濟(jì)學(xué)，還是組織行為學(xué)，都認(rèn)為決策個(gè)體的認(rèn)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(lǐng)導(dǎo)風(fēng)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(yè)展開創(chuàng)新活動。其實(shí)，在經(jīng)濟(jì)學(xué)與心理學(xué)的研究領(lǐng)域內(nèi)，既有研究亦揭示出，較之于男性而言，女性的風(fēng)險(xiǎn)偏好更低(Byrnes et al., 1999; Barber and Odean,2001)[5][2]，其往往傾向于制定風(fēng)險(xiǎn)較小的投資決策。Blake(2005)[3]的研究則揭示，創(chuàng)新活動的參與度會因性別不同而產(chǎn)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(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，較之于男性而言，女性更為保守，且厭惡風(fēng)險(xiǎn)，女性董事及女性高管會嚴(yán)格控制企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告及內(nèi)部審計(jì)，從而會間接影響企業(yè)創(chuàng)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(yè)社會責(zé)任相關(guān)的“軟”問題的關(guān)注，而會減少對企業(yè)創(chuàng)新等“硬”實(shí)力的關(guān)注；王清和周澤將(2015)[29]的實(shí)證研究結(jié)果亦表明，女性董事會抑制企業(yè)的R&D投入；不過Sila et al.(2016)[21]通過動態(tài)模型探究董事會的性別多樣性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)并未有發(fā)現(xiàn)能夠證明女性董事與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)負(fù)相關(guān)的證據(jù)，進(jìn)而未能證明女性董事因厭惡風(fēng)險(xiǎn)而會抑制企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動。

事實(shí)上，既有相關(guān)研究已部分論證了女性董事與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在的一些關(guān)系。諸如，盡管女性董事會表現(xiàn)出保守、風(fēng)險(xiǎn)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(lǐng)導(dǎo)優(yōu)勢，女性董事的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型戰(zhàn)略建議往往難以被采納(Rose, 2007)[19]；在大多數(shù)男性董事處于主導(dǎo)地位的情形下，女性董事的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格更多地表現(xiàn)為參與式，女性董事亦難以掌握話語權(quán)，董事會較少考慮女性董事的建議(Terjesen，2009)[22]；女性董事?lián)碛袇^(qū)別于男性董事的經(jīng)驗(yàn)、閱歷及市場導(dǎo)向能力，能夠促進(jìn)或刺激企業(yè)進(jìn)行決策創(chuàng)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(lǐng)導(dǎo)統(tǒng)治地位的董事會中，女性董事更多的是扮演戰(zhàn)略建議的角色，而此時(shí)女性細(xì)致、認(rèn)真的性格特點(diǎn)能夠幫助董事會在進(jìn)行戰(zhàn)略決策時(shí)發(fā)現(xiàn)重要而關(guān)鍵的細(xì)節(jié)性問題，進(jìn)而促進(jìn)戰(zhàn)略創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新投入之間同樣不只是一種簡單的線性關(guān)系。

而無論是基于信息決策理論視角考察女性董事對企業(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新投入的影響，均有一點(diǎn)不容忽視，那就是，隨著女性董事在董事會中的數(shù)量或比例的不斷增加，女性董事在董事會中的戰(zhàn)略地位亦會隨之發(fā)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(yīng)。事實(shí)上，基于臨界質(zhì)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(fā)揮實(shí)質(zhì)性作用，則其數(shù)量往往需要達(dá)到一定的臨界值，否則其很難擁有影響決策的話語權(quán)。對此，Torchia et al.(2011)[23]實(shí)證檢驗(yàn)了女性董事數(shù)量增加對臨界質(zhì)量進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果表明，三名女性董事使得臨界質(zhì)量最大化，可以提高企業(yè)創(chuàng)新水平。Nguyen et al.(2015)[16]則就董事會性別多樣性與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明，女性董事能夠提升企業(yè)價(jià)值，但當(dāng)女性董事比例達(dá)到約20%的斷點(diǎn)時(shí)，女性董事的邊際效用為零，亦即，當(dāng)董事會中女性董事比例高于20%時(shí)，女性董事會抑制企業(yè)發(fā)展。

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

假設(shè)1：在一定條件下，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間呈倒U型的非線性關(guān)系。

二、董事會權(quán)力集中度的調(diào)節(jié)作用

Anderson et al.(2011)[1]認(rèn)為，CEO的權(quán)力集中度能夠正向調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)績效之間的正相關(guān)關(guān)系；姚冰湜等(2014)[31]的研究結(jié)果則表明，CEO具備的四種權(quán)力能夠影響高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對企業(yè)績效的負(fù)向作用，CEO的結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有者權(quán)力以及專家權(quán)力則會減弱上述負(fù)相關(guān)，而聲譽(yù)權(quán)力則會加強(qiáng)上述負(fù)相關(guān)。同理可以推測，作為董事會集權(quán)行為的具體表征，董事會權(quán)力集中度亦會對女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響起到調(diào)節(jié)作用。其實(shí)，女性董事能夠影響董事會的戰(zhàn)略決策，而董事會權(quán)力集中度能夠影響女性董事對董事會決策的影響，據(jù)此，董事會權(quán)力集中度自然會對女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響起到調(diào)節(jié)作用。

就董事會權(quán)力集中度而言，其可以從多個(gè)維度或方面影響女性董事對企業(yè)創(chuàng)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(qiáng)董事會的權(quán)力集中度，進(jìn)而會擴(kuò)大董事會特別是董事會“一把手”的控制權(quán)與決策權(quán)；另一方面，CEO掌握較高的權(quán)力會對董事會決策的獨(dú)立性、科學(xué)性產(chǎn)生一定的威脅，且CEO自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好亦會削弱或加強(qiáng)女性董事對企業(yè)創(chuàng)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(quán)力集中度得到了強(qiáng)化，其會影響女性董事參與董事會戰(zhàn)略決策時(shí)的個(gè)人判斷與決策參與質(zhì)量及效果，并會藉此影響企業(yè)創(chuàng)新投入。而如果董事長與CEO“兩職分離”，則董事會權(quán)力集中度則相對較低，因而會營造出較為自由的決策環(huán)境，包括女性董事在內(nèi)的其他董事在制定企業(yè)的戰(zhàn)略決策時(shí)更加自主，有助于女性董事發(fā)揮自身優(yōu)勢參與董事會決策進(jìn)程，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新投入決策。(2)董事長任期。董事長的戰(zhàn)略視角會隨著其履職時(shí)間的增加而發(fā)生變化，作為董事會權(quán)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(yè)創(chuàng)新績效之間存在非線性的倒U型關(guān)系[32]。據(jù)此可以同理推測，任期時(shí)間不同的董事長對女性董事參與制定企業(yè)創(chuàng)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(diào)節(jié)女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響關(guān)系。(3)股權(quán)集中度。股權(quán)集中度作為企業(yè)所有權(quán)與董事會權(quán)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(quán)優(yōu)勢，基于個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)偏好評估企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)及收益，影響企業(yè)的資源配置決策，從而影響企業(yè)自主創(chuàng)新行為[30]。事實(shí)上，大股東自身的行為特征及心理能夠?qū)Χ聲Q策產(chǎn)生關(guān)鍵性影響，并會藉此削弱女性董事對董事會決策進(jìn)程的影響作用。不同的股權(quán)集中度對應(yīng)不同的董事會權(quán)力集中度，不同的董事會權(quán)力集中度則會對應(yīng)不同的對女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的調(diào)節(jié)作用。

有鑒于此，本文認(rèn)為，董事會權(quán)力集中度對女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用。為此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：在一定條件下，董事會權(quán)力集中度能夠調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系。

研究設(shè)計(jì)

一、樣本選擇與數(shù)據(jù)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?qū)@些初始樣本進(jìn)行全面篩選：(1)剔除金融保險(xiǎn)業(yè)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(yè)研發(fā)投入、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)披露不全的樣本公司。經(jīng)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(yè)-年度樣本觀測值的面板數(shù)據(jù)。本文所采用的企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)源自萬德數(shù)據(jù)庫(WIND)，女性董事相關(guān)數(shù)據(jù)以及其他數(shù)據(jù)則源自國泰安數(shù)據(jù)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(yè)創(chuàng)新投入。本文選取常用指標(biāo)——企業(yè)研發(fā)投入作為被解釋變量的代理變量，以衡量企業(yè)創(chuàng)新投入的強(qiáng)度，其測量方式則采用企業(yè)研發(fā)投入的自然對數(shù)。而為了剔除女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的內(nèi)生性影響，本文選擇t+1年的企業(yè)研發(fā)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(gè)指標(biāo)來衡量女性董事變量：(1)董事會中女性董事的數(shù)量，用以反映女性董事的絕對數(shù)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(diào)節(jié)變量

本文將董事會權(quán)力集中度設(shè)為調(diào)節(jié)變量。本文引用Finkelstein(1992)[8]的結(jié)構(gòu)權(quán)力模型，同時(shí)借鑒淦未宇等(2015)衡量權(quán)力結(jié)構(gòu)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(gè)維度衡量董事會的權(quán)力集中度。對此，本文遵循下述設(shè)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(wǎng)絡(luò)的關(guān)系強(qiáng)度，進(jìn)而會影響董事長的權(quán)力基礎(chǔ)，為此，本文計(jì)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(quán)集中度的指標(biāo)中，因?yàn)榈谝淮蠊蓶|的持股比例越高，股東大會越會集權(quán)，大股東監(jiān)督董事會的力度亦會越強(qiáng)，董事會的職權(quán)范圍自然會越受限，為此，本文設(shè)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(gè)指標(biāo)的局限性與單一性，本文采用綜合指標(biāo)，求出上述三個(gè)指標(biāo)的幾何平均數(shù)，并以此作為董事會權(quán)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(yè)創(chuàng)新投入之關(guān)系的相關(guān)變量，包括董事會規(guī)模(Dsize)、資產(chǎn)負(fù)債率(Debt)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、企業(yè)成長性(Growth)與企業(yè)規(guī)模(Size)。此外，本文尚控制了年度變量(Year)與行業(yè)變量(Ind)。

本文所涉變量具體如表1所示。

三、模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，亦即為了驗(yàn)證本文的假設(shè)1，本文構(gòu)建下述回歸模型(1)。

為了驗(yàn)證董事會權(quán)力集中度對女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響的調(diào)節(jié)作用，亦即為了驗(yàn)證本文的假設(shè)2，本文構(gòu)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(yè)創(chuàng)新投入；Female代表女性董事，采用Fe-dum與Fe-ratio兩個(gè)代理變量對其進(jìn)行衡量，其中，F(xiàn)e-dum為女性董事數(shù)量，F(xiàn)eratio為女性董事比例；Female2為兩個(gè)女性董事代理變量的二次項(xiàng)；Power為董事會權(quán)力集中度，F(xiàn)emale×Power為女性董事一次項(xiàng)代理變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)，F(xiàn)emale2×Power為女性董事二次項(xiàng)代理變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)；i與t分別表示企業(yè)與年份；j表示模型中控制變量的數(shù)量；下標(biāo)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(shù)項(xiàng)；α1、β1、γ1為女性董事代理變量二次項(xiàng)的系數(shù)，α2、β2、γ2為女性董事代理變量一次項(xiàng)的系數(shù)；αj、βj、γj為控制變量的系數(shù)；μi表示衡量的固定效應(yīng)；εi,t表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

實(shí)證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。表2顯示：(1)樣本中企業(yè)創(chuàng)新投入(Innovation)的平均值為17.330，標(biāo)準(zhǔn)差為1.171，中位數(shù)為17.339，這說明企業(yè)創(chuàng)新投入的強(qiáng)度較高；(2)企業(yè)創(chuàng)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(yè)中，各企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)投入存在較大差異；(3)就所選樣本企業(yè)而言，董事會中女性董事的數(shù)量(Fe-dum)與比例(Fe-ratio)的平均值分別為1.502與0.180，標(biāo)準(zhǔn)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(jīng)非常普遍，但女性董事的數(shù)量與占比依舊較低；(4)董事會權(quán)力集中度(Power)的平均值為0.550，中位數(shù)為0.667，董事會權(quán)力集中度反映了董事會的集權(quán)情況，結(jié)果表明我國企業(yè)董事會的集權(quán)現(xiàn)象較為普遍，董事會中的“一把手”依然握有較強(qiáng)的控制權(quán)。

二、相關(guān)性分析

本文對主要變量進(jìn)行了相關(guān)性分析，以初步驗(yàn)證各個(gè)變量之間的相關(guān)關(guān)系，具體的相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。從表3所示的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣中可以看出：(1)女性董事的數(shù)量及比例與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這初步說明女性董事可能會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響，但兩者之間確切的關(guān)系需要回歸結(jié)果的進(jìn)一步檢驗(yàn)；(2)董事會規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)成長性、企業(yè)規(guī)模都與企業(yè)創(chuàng)新投入存在顯著的線性關(guān)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(guān)性，為了排除變量之間的多重共線性對研究結(jié)果的干擾，本文進(jìn)一步做了VIF檢驗(yàn)，最終發(fā)現(xiàn)方差膨脹因子的最大值為1.73，平均值為1.25，遠(yuǎn)小于閾值10，由此可以斷定變量之間不存在嚴(yán)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(yàn)控制變量對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，然后在此基礎(chǔ)上，逐步將解釋變量與調(diào)節(jié)變量納入到回歸模型中，藉此探究女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，并驗(yàn)證董事會權(quán)力集中度對此影響的調(diào)節(jié)作用。

1. 女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

表3 變量的 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

為了驗(yàn)證假設(shè)1，本文依據(jù)模型(1)，分3個(gè)步驟進(jìn)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(gè)代理變量女性董事數(shù)量(Fe-dum)與女性董事比例(Fe-ratio)的線性項(xiàng)加入到回歸模型中，以檢驗(yàn)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在單一線性關(guān)系；最后，在線性解釋變量的基礎(chǔ)之上，在回歸模型中加入女性董事的數(shù)量平方項(xiàng)(Fe-dum2)與女性董事的比例平方項(xiàng)(Fe-ratio2)，以檢驗(yàn)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在復(fù)雜的非線性關(guān)系。

本文基于普通最小二乘法的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件Stata14.0分析女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響效應(yīng)。本文根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果斷定回歸時(shí)應(yīng)采取的模型，經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，本文最終采用固定效應(yīng)模型。

模型(1)的分層回歸結(jié)果如表4所示。具體結(jié)果如下：(1)模型1是只包括控制變量的基準(zhǔn)組，從模型1的回歸結(jié)果中可以看出，企業(yè)凈資產(chǎn)收益率(ROE)的系數(shù)顯著為正，這表明在一定條件下，企業(yè)凈資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)在創(chuàng)新研發(fā)上的投入越大，此外，企業(yè)成長性(Growth)、企業(yè)規(guī)模(Size)與凈資產(chǎn)收益率對企業(yè)創(chuàng)新投入(Innovation)的影響作用相同，均能夠正向影響企業(yè)創(chuàng)新投入；(2)在模型2與模型4中，將女性董事數(shù)量(Fedum)與女性董事比例(Fe-ratio)的線性項(xiàng)納入到模型中，以檢驗(yàn)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在顯著的線性相關(guān)關(guān)系，從回歸結(jié)果來看，女性董事數(shù)量的估計(jì)系數(shù)(-0.0319)與女性董事比例的估計(jì)系數(shù)(-0.2540)均為負(fù)，且在1%的顯著性水平上顯著，此回歸結(jié)果初步說明女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在線性相關(guān)關(guān)系，但簡單的線性關(guān)系尚并不能夠完全詮釋女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機(jī)理；(3)因此，為了進(jìn)一步探究女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間是否存在倒U型的非線性關(guān)系，本文將女性董事數(shù)量與女性董事比例的二次項(xiàng)(Fe-dum2、Feratio2)納入到模型中，模型3與模型5的回歸結(jié)果顯示，兩個(gè)代理變量的二次項(xiàng)系數(shù)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(shí)證結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)加入二次項(xiàng)的模型擬合度更高，亦即模型3與模型5的調(diào)整后R2高于模型2與模型4的調(diào)整后R2(0.147＞0.146)，這表明女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在顯著的倒U型關(guān)系。

表4 主效應(yīng)分層回歸結(jié)果

而本文之所以作出存在上述倒U型關(guān)系的判斷，是因?yàn)榛谙率鱿嚓P(guān)分析。根據(jù)Hanns et al.(2016)[10]檢驗(yàn)倒U型關(guān)系的方法，若解釋變量與被解釋變量之間存在倒U型關(guān)系，則須滿足三個(gè)條件：(1)解釋變量的二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)；(2)當(dāng)解釋變量取最小值時(shí)，曲線的斜率為正，而當(dāng)解釋變量取最大值時(shí)，曲線的斜率則為負(fù)；(3)在曲線拐點(diǎn)處，解釋變量在取值范圍內(nèi)。根據(jù)模型3與模型5可知，女性董事數(shù)量的二次項(xiàng)系數(shù)(α1=-0.0064，p＜0.1)與比例二次項(xiàng)系數(shù)(α1=-0.5250，p＜0.05)為負(fù)且顯著，因此，滿足第一個(gè)條件；假設(shè)女性董事(X)對企業(yè)創(chuàng)新投入(Y)的回歸方程為：Y=α0+α1X2+α2X，根據(jù)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(shù)量的分布區(qū)間為[0,6]，當(dāng)女性董事數(shù)量取最小值時(shí)，Y’為正，而當(dāng)女性董事數(shù)量取最大值時(shí)，Y’則為負(fù)，同理，當(dāng)解釋變量為女性董事比例時(shí)，所得結(jié)果同上，因此，滿足第二個(gè)條件；解釋變量女性董事數(shù)量及女性董事比例的拐點(diǎn)值-α2/(2α1)為0.938與0.592，處于X的取值區(qū)間之內(nèi)，因此，滿足倒U型關(guān)系檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)的第三個(gè)條件。

很顯然，上文所述回歸結(jié)果印證了本文的假設(shè)1，亦即，在一定條件下，企業(yè)創(chuàng)新投入會隨著女性董事數(shù)量或比例的增加而呈現(xiàn)先上升隨后又下降的趨勢。而且，從上述回歸結(jié)果中可以窺探出女性董事影響企業(yè)創(chuàng)新投入的內(nèi)在機(jī)理。

一方面，女性董事之所以能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，其成因在于董事會中增添一定數(shù)量或比例的女性代表可以增加董事會的社會異質(zhì)性，從而能夠?yàn)槎聲谥贫▌?chuàng)新戰(zhàn)略決策時(shí)引入多元化的思想與經(jīng)驗(yàn)，且與此同時(shí)，女性董事的加入亦會增加董事會規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的可能，但女性董事依舊能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，其中的原因則可能在于，女性董事的比例過低，企業(yè)重要的管理職位由男性掌控，女性董事難以發(fā)揮自身的優(yōu)勢，亦即，董事會性別異質(zhì)性促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的積極作用強(qiáng)于女性董事風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為特征抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的消極作用。就此而言，一定數(shù)量或比例的女性董事有助于促進(jìn)企業(yè)開展創(chuàng)新活動，抑或，如果董事會中女性董事的數(shù)量或比例低于一定的臨界閾值，則其會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。

另一方面，女性董事過多會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。事實(shí)上，在多元化的組織內(nèi)部，組織成員會依據(jù)性別、年齡等社會屬性進(jìn)行自我歸類(self-categorization)，歸類之外的群體均被視為組織內(nèi)的不利因子，因而組織多元化會引發(fā)嚴(yán)重的兩極分化現(xiàn)象，形成固化思維與刻板印象，并導(dǎo)致組織焦慮。很顯然，女性董事數(shù)量及比例的不斷增加會加大董事會中的異質(zhì)性程度，而在異質(zhì)性程度較高的董事會內(nèi)部，董事性別差異會降低團(tuán)隊(duì)滿意度與團(tuán)隊(duì)凝聚力，減少團(tuán)隊(duì)內(nèi)部交流，引發(fā)矛盾沖突，并最終降低董事會的決策效率與質(zhì)量。此外，女性的行為特征多為公共型，女性董事的行事風(fēng)格多以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)為主，而隨著女性董事數(shù)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(quán)，而此時(shí)考慮到企業(yè)的長期穩(wěn)定發(fā)展，女性董事的決策建議會多以風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型為主，進(jìn)而會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。就此而言，董事會中女性代表的數(shù)量或比例過高不利于企業(yè)開展創(chuàng)新活動，抑或，如果董事會中女性董事的數(shù)量或比例超出一定的臨界閾值，則其會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。

表5 董事會權(quán)力集中度對女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

2. 董事會權(quán)力集中度的調(diào)節(jié)作用

為了驗(yàn)證董事會權(quán)力集中度在女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入影響關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上增加了董事會權(quán)力集中度與女性董事一次項(xiàng)的交互項(xiàng)(Fe-dum×Power、Fe-ratio×Power)以及董事會權(quán)力集中度與女性董事二次項(xiàng)的交互項(xiàng)(Fe-dum2×Power、Feratio2×Power)，構(gòu)建了前文所述模型(2)與模型(3)。對此驗(yàn)證，本文同樣采用分層回歸的分析方法，具體的回歸結(jié)果則如表5所示。

表5揭示了董事會權(quán)力集中度對女性董事數(shù)量與企業(yè)創(chuàng)新投入之關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從表4的回歸結(jié)果中可以看出，女性董事數(shù)量一次項(xiàng)與董事會權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Fe-dum×Power)的回歸系數(shù)為-0.0536，且回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，女性董事比例一次項(xiàng)與董事會權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Fe-ratio×Power)的回歸系數(shù)為-0.4777，在1%的顯著性水平上顯著。因此，本文的假設(shè)2得到了驗(yàn)證。事實(shí)上，該回歸結(jié)果表明，董事會權(quán)力集中度能夠線性調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系。在模型9和模型13中，女性董事數(shù)量二次項(xiàng)與董事會權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Fe-dum2×Power)及女性董事比例二次項(xiàng)與董事會權(quán)力集中度的交互項(xiàng)(Feratio2×Power)的回歸系數(shù)為正且不顯著，這表明，董事會權(quán)力集中度對女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入的倒U型關(guān)系的調(diào)節(jié)作用并非是U型調(diào)節(jié)。亦即，在董事會權(quán)力集中度較強(qiáng)的組織場域中，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入的倒U型關(guān)系不會遭到顯著弱化而直至出現(xiàn)U型關(guān)系。

一方面，在一定條件下，董事會權(quán)力集中度越高，抑或，董事會越集權(quán)，女性董事促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的積極效應(yīng)越低。因?yàn)榛陲L(fēng)險(xiǎn)規(guī)避心理，董事會的一把手不愿意將大量資金投入到創(chuàng)新投資活動中，故而在董事會權(quán)力集中度較高的情形下，董事會傾向于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型的戰(zhàn)略決策。此時(shí)，對于女性董事能夠增加董事會的認(rèn)知異質(zhì)性并提高董事會的決策質(zhì)量，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新投入這一影響路徑而言，董事會權(quán)力集中度將產(chǎn)生抑制作用。

另一方面，當(dāng)女性董事的數(shù)量或比例超過某個(gè)閾值時(shí)，因女性具備保守、厭惡風(fēng)險(xiǎn)的性格特征，董事會中增加女性董事的數(shù)量或比例不利于企業(yè)開展創(chuàng)新活動。此時(shí)，董事會權(quán)力集中度會加強(qiáng)女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的消極影響。鑒于創(chuàng)新活動風(fēng)險(xiǎn)高、周期長且投資回報(bào)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(dān)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資的大部分風(fēng)險(xiǎn)。因此，考慮到自身利益以及企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，董事會成員會降低創(chuàng)新投資，進(jìn)而會加強(qiáng)女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的負(fù)向影響。

綜上所述，董事會權(quán)力集中度越高，抑或，董事會越集權(quán)，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型非線性關(guān)系越顯著。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述實(shí)證回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，本文增加了控制變量的數(shù)量，并且采用企業(yè)創(chuàng)新投入的其他衡量指標(biāo)來進(jìn)一步驗(yàn)證女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，以及董事會權(quán)力集中度對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

表6 增加控制變量數(shù)量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

本文首先采取增加控制變量數(shù)量的方法，即在原有5個(gè)控制變量的基礎(chǔ)之上，增加了第一大股東持股比例(Large)與獨(dú)立董事比例(Independent)兩個(gè)控制變量，以驗(yàn)證女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間關(guān)系的穩(wěn)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(dú)立董事比例(Independent)的測度為獨(dú)立董事在董事會成員中的數(shù)量占比。表6所示的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明：(1)女性董事數(shù)量二次項(xiàng)(Fe-dum2)與比例二次項(xiàng)(Fe-dum2、Fe-ratio2)的回歸系數(shù)均在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，這驗(yàn)證了本文的假設(shè)1；(2)加入調(diào)節(jié)變量之后，檢驗(yàn)結(jié)果與前述研究結(jié)論一致，表明女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系以及董事會權(quán)力集中度對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用穩(wěn)定存在。

此外，本文采用企業(yè)研發(fā)投入在企業(yè)營業(yè)總收入中的占比作為被解釋變量的替代指標(biāo)，并采用分層回歸分析的研究方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表7所示。

模型19的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明：(1)本文將企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量變?yōu)槠髽I(yè)研發(fā)投入在企業(yè)營業(yè)總收入的占比之后，女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間依然存在顯著的倒U型關(guān)系，且回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著，這表明本文的假設(shè)1得到了進(jìn)一步的驗(yàn)證；(2)本文將董事會權(quán)力集中度與女性董事數(shù)量的一次交互項(xiàng)(Fedum×Power)與二次交互項(xiàng)(Fe-dum2×Power)逐一納入到回歸模型中，回歸結(jié)果表明，此一次交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，而此二次交互項(xiàng)(Fedum2×Power)的回歸系數(shù)則不顯著，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前述實(shí)證結(jié)果相吻合，表明董事會權(quán)力集中度能夠線性調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系，這進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的假設(shè)2。

上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果表明，本文的研究結(jié)論穩(wěn)健可靠。

研究結(jié)論與管理建議

一、研究結(jié)論

表7 采用替代指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)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(yè)創(chuàng)新投入的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，并考察了董事會權(quán)力集中度對此影響的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：(1)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在倒U型的非線性關(guān)系，亦即，女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在臨界閾值，具體而言，當(dāng)女性董事在董事會中的數(shù)量或比例未達(dá)到某個(gè)臨界閾值時(shí)，女性董事會對企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投入起到促進(jìn)作用，而當(dāng)女性董事在董事會中的數(shù)量或比例超過某個(gè)臨界閾值時(shí)，女性董事則會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制效應(yīng)；(2)董事會權(quán)力集中度能夠調(diào)節(jié)女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的倒U型關(guān)系，亦即，當(dāng)董事會集權(quán)程度較高時(shí)，隨著女性董事在董事會中的數(shù)量或比例的增加，企業(yè)創(chuàng)新投入的增加程度會下降，女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用會降低；而隨著女性董事在董事會中的的數(shù)量或比例的不斷增加，且高于某個(gè)臨界閾值時(shí)，董事會權(quán)力集中度會加強(qiáng)女性董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制效應(yīng)，此時(shí)董事會中引入女性董事，將更大程度地減少企業(yè)創(chuàng)新投入。

二、管理建議

基于上述研究結(jié)論，本文提出下述管理建議：(1)企業(yè)在引入女性董事而構(gòu)建董事會的認(rèn)知異質(zhì)性關(guān)系時(shí)，需要考慮其中女性董事的數(shù)量或比例的臨界閾值，以免產(chǎn)生因女性董事的數(shù)量或比例高出或低于臨界閾值而致的相應(yīng)效應(yīng)。例如，結(jié)合本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)董事會中女性代表的數(shù)量為3時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新投入的強(qiáng)度往往最高。事實(shí)上，這一研究結(jié)果誠如Torchia et al.(2011)[23]所認(rèn)為的那樣，即所謂3名女性代表往往能夠?qū)嵸|(zhì)性地影響組織的動力。一言蔽之，企業(yè)在聘請女性董事時(shí)，需要考慮其數(shù)量或占比的科學(xué)合理性。(2)企業(yè)在聘請女性董事時(shí)，需要考慮企業(yè)自身所處的生命周期階段。一般而言，對于新創(chuàng)型企業(yè)與衰退型企業(yè)而言，如何保證生存力量與平穩(wěn)發(fā)展往往是企業(yè)首要關(guān)注的議題，此時(shí)，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較低，相較而言，企業(yè)應(yīng)當(dāng)以引入相對較多的女性董事為佳，以降低董事會決策風(fēng)險(xiǎn)，并盡量減少企業(yè)創(chuàng)新行為或企業(yè)創(chuàng)新投入；而對于成長型企業(yè)與成熟型企業(yè)而言，戰(zhàn)略創(chuàng)新與規(guī)模擴(kuò)張往往是企業(yè)的重要戰(zhàn)略目標(biāo)，而且此時(shí)，企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的能力較高，企業(yè)聘請合適數(shù)量及占比的女性董事旨在提高董事會的認(rèn)知異質(zhì)性，并藉此提升董事會決策質(zhì)量，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。(3)鑒于董事會權(quán)力集中度對女性董事與企業(yè)創(chuàng)新投入之倒U型關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，企業(yè)在引入女性董事時(shí)，需要正視董事會集權(quán)程度的實(shí)際情形，并考慮對企業(yè)創(chuàng)新投入的現(xiàn)實(shí)需求或潛在預(yù)期，以盡可能實(shí)現(xiàn)女性董事這一董事會的重要人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量對董事會治理優(yōu)化與企業(yè)創(chuàng)新的雙重改善與促進(jìn)。