一、引言

近年来，女性成员进入公司的高级管理层，参与公司的重要决策，逐渐成为一个普遍现象（Adams和Ferreira，2009；Ahern和Dittmar，2011；Adams和Funk，2012）。鉴于行为模式、风险偏好等多方面的差异，作为管理层多元化的一个重要议题，女性高管在公司中扮演怎样的角色，引发了学术界和实务界越来越广泛的关注和讨论。

从西方发达国家来看，近几年来一些国家甚至出台了女性董事配额法案，比如德国立法规定德国最大的100家上市公司，从2016年起董事局里须有30%的成员为女性；挪威和瑞典立法规定上市公司董事会中女性比例不得少于40%；西班牙鼓励公司董事会女性比例达到40%（Adams和Funk，2012）。据瑞信研究院2019年发布的《CSGender3000》报告显示：在过去十年间全球女性董事占比提高了1倍，为20.6％，美国和亚太（日本除外）女性高管比例要高于欧洲，中国董事会女性占比11%。全球女性高管比例的增加也引发了我国上市公司对是否应该提高女性高管比例，女性高管是否以及如何影响公司行为等一系列问题的理论和实证探索。

在经济全球化的背景下，创新已成为企业发展和保持竞争优势的关键因素，成为国家技术进步和经济增长的重要动力（鲁桐和党印，2014）。经过三十多年的努力，我国的经济规模取得了跨越式的发展，然而运行效率低下、技术升级和产品创新能力不足等问题，在我国很多企业中也长期并存。在“互联网+”浪潮和宏观经济放缓的背景下，企业创新的重要性无疑得到了进一步加强。区别于一般的投资行为，创新投资往往伴随着时间长、投入高、风险大的特征（余明桂等，2016a）。要稳定持续地推进创新活动，除了鼓励公司加大创新力度外，还需重点关注其中的风险管控和质量提升问题。作为公司具体决策最重要的制定者，管理层的特征如何影响创新决策，自然不容忽视。基于此，本文从公司管理层的性别多元化角度展开探讨。现有研究认为，女性高管对创新行为有正反两方向的影响：一方面，女性高管能够带来新思路和新观点，这将有助于公司更好地理解市场环境，激发创新能力（Adams和Ferreira，2009）；另一方面，相比于男性，女性往往表现出更强的风险规避倾向，这有可能抑制公司创新（Boohene等，2008）。鉴于上述差异，创新活动将为检验女性高管在公司治理中的作用提供一个良好的切入点，这一研究也将为创新活动中的风险控制和高管选聘等现实问题提供一定启发。

本文以2007～2016年我国A股上市公司为样本，对上述竞争性命题展开研究。结果显示：随着女性高管比例的提高，公司创新投入趋于下降。考虑公司风险异质性的进一步研究显示，女性高管对创新投入的抑制作用主要存在于公司风险水平较高的情况。考虑高管职位异质性的进一步研究显示，女性高管对创新投入的抑制作用主要体现于女性董事和女性经理，而女性监事不存在显著影响；高层级职位女性高管存在显著影响，低层级职位女性高管不存在显著影响。作用机制的分析显示，男女差异的文化机制未获支持，据此推测，更可能是生理机制发挥了作用。最后，结合市场价值与创新产出的研究显示，女性高管比例较高时，公司的创新绩效更佳，且这一提升主要来源于“内源增长”而非“外部扩张”。在考虑工具变量检验等多项稳健性测试下，上述发现保持稳定。综合以上结果，本文的研究表明女性高管会根据风险水平更加谨慎地决策公司的创新投入行为，并且所作的决策有益于更高的创新产出和市场价值。

本文的研究主要有两方面的理论贡献：第一，从高管多元化角度丰富了公司创新动因的研究。已有的大量研究从产权结构（李春涛和宋敏，2010）、金融发展（解维敏和方红星，2011）、融资来源（鞠晓生，2013）、社会资本（顾琴轩和王莉红，2015）、薪酬激励（余明桂等，2016b；侯静茹和黎文靖，2017）等公司内外角度对创新行为的动因进行了探索。本文选取高管性别多元化的视角进行了有益探索，结果发现女性高管比例会降低创新投入水平，这为创新动因的研究提供了除传统制度环境、代理问题外的解释。同时，本文基于职位异质性和公司风险异质性做了进一步研究，并提供了逻辑一致的细节证据，使得研究成果更加充实。

第二，为女性高管治理经济后果的争论提供了新证据。区别于以往直接研究女性高管与公司价值的研究（Carter，2003；Ahern和Dittmar，2011；李世刚，2013等），本文关注了女性高管对公司创新行为的影响。结果显示，女性高管比例的上升抑制了创新投入水平，但这些创新投入却拥有较高的市场价值。这一发现有助于重新审视女性高管与公司价值的以往争论。创新投入是投资活动中的特殊一类，具有投资时间长、投入资金多、投资风险高的特点。本文的研究从高风险决策的角度联通了女性高管对公司创新行为和后果的研究，并对女性高管影响公司价值的路径进行了分析。

本文后续的结构安排如下：第二部分是理论分析与研究假设，第三部分是研究设计与描述性统计，第四部分是实证结果与分析，第五部分是拓展性分析，最后是结论与启示。

二、理论分析与研究假设

女性高管对公司影响的研究主要包括三个方面：对管理层运作效率的影响、对公司财务决策行为的影响以及对公司绩效的影响。

第一，在管理层运作效率上。大部分研究认为女性更富责任心，因而女性参与较多的管理层的运作效率更高。Adam和Ferreira（2009）发现女性董事比例越高的公司召开董事会会议的次数越多，而且董事出勤率更高。Peni和Vahamaa（2010）发现审计委员会中存在女性董事有利于公司内控水平的提高。Gul等（2011）发现女性董事可以提高董事会讨论的质量。Rose（2007）研究发现，女性的信息处理方式与男性不同，有助于加强信息甄别，增加信息解读的多样性，从而提高决策的质量。然而，也有少部分研究持相反观点。Dwyer等（2003）认为女性董事会增加意见的分歧和冲突，导致决策过程缓慢，决策效率下降。

第二，在财务决策行为上。大多数研究发现女性高管更倾向于选择风险较低的策略。Boohene等（2008）发现，女性高管相比男性更倾向于选择防御性战略。Adams和Ferreira（2009）发现女性董事有利于抑制非效率投资。Faccio等（2014）发现CEO为女性的公司，其资产负债率和业绩波动性更低，并且具有更高的生存几率。况学文和陈俊（2011）发现女性董事较多的公司更倾向于选择高质量的审计师事务所。何威风和刘启亮（2010）的研究显示，女性董事较多公司的财务重述概率更低。张兆国等（2011）发现高管团队中女性高管比例越高，公司的稳健性水平越高。Kim等（2011）发现女性CEO能有效降低公司的股价崩盘风险。祝继高等（2012）发现，金融危机期间女性董事比例高的公司投资水平下降更快，并且会减少长期借款，以此来规避财务风险。周萍等（2018）发现，董事会中女性董事比例越大，公司的涉诉金额与涉诉次数越低。裘益政和张茜茜（2018）发现女性高管有助于提升公司的环保绩效。也有少数相反结论。李世刚（2013）、金智等（2015）认为，女性过于保守的性格可能造成投资机会的浪费，导致投资效率的降低，具有不利影响。

第三，在公司绩效上。部分文献认为女性高管有益于公司绩效。Carter（2003）通过美国上市公司的数据研究发现，女性董事的加入有助于发挥监督功能，提高决策效率，从而对绩效产生正向影响。任颋和王峥（2010）基于中国上市公司的研究也发现了类似结果。而部分文献持相反观点。Ahern和Dittmar（2011）基于挪威的女性董事配额法案进行研究，发现法律颁布后挪威公司的市值平均下降了2.6%，而之前没有女性董事的公司市值降幅更大，为3.5%。

总体而言，有关女性高管在公司中的作用一直存在方向不一的争论，同时这部分研究更多地集中于对公司绩效和总体财务决策的影响，而国内学者鲜有从女性高管对公司创新这个视角进行探索。

本文认为，女性高管对创新投入水平可能有正反两个方向的影响。一方面，女性高管能够带来新思路和新观点，这将有助于公司更好地理解市场环境，激发创新能力。同时，女性的信息处理方式不同，能增加信息解读的多样性（Rose，2007）。Adams和Ferreira（2009）提出，多元化的董事会能够更好地理解市场，对消费者需求、发展机会等有更精准的把握，这能提高董事会决策的效率与公司的创新能力。因此，公司管理层中女性高管比例的增加可能会带来公司创新投入水平的提升。

另一方面，从风险偏好的角度而言，女性高管相比男性往往表现出更强的风险规避倾向。这既有生理方面的影响，也有文化方面的因素。从生理方面而言，Zuckerman（1994）等提出人体内影响风险决策的是单胺氧化酶，而女性体内的单胺氧化酶水平高于男性，因此女性更倾向于风险规避。从文化方面而言，长期的生儿育女的角色定位，潜移默化地影响了社会对女性和男性的风险期望（Slovic，1966）。对于中国，受“男主外，女主内”等观念的影响，女性的社会地位长期受到压制，会进一步强化女性的风险规避。相比于一般的投资行为，公司创新的投入成本大、回收机会小、成功率低。并且，创新投入中只有达到开发阶段且有很大可能带来利益流入时才可以资本化。即投入中的大部分都需要费用化，这会削减公司当年的利润。由此，女性的高风险规避倾向可能导致公司的创新不足，管理层中女性高管比例的增加会降低公司的创新投入水平。

基于以上分析，归纳提出本文的研究假设。

研究假设1：女性高管比例的增加会影响公司的创新投入水平。

研究假设1a：女性高管比例的增加会提升公司的创新投入水平。

研究假设1b：女性高管比例的增加会降低公司的创新投入水平。

三、研究设计与描述性统计

（一）模型构建与变量定义

为检验研究假设1，参考刘运国和刘雯（2007）、李丹蒙和夏立军（2008）以及黄俊和陈信元（2011），设计OLS回归模型（1）如下：

1.被解释变量

创新投入（RD），公司研发投入额除以上年末资产总额。本文并未以研发投入额与营业收入之比衡量研发投入强度，有两方面的考虑：一是营业收入容易受到盈余管理的影响，二是营业收入相对资产总额的波动更大。

2.解释变量

女性高管比例（Rgender），公司女性高管人数占高管层总人数的比例。

3.控制变量

公司经营情况变量：公司规模（Size），公司年末资产总额的自然对数；公司年龄（Age），公司的上市年限；盈利水平（Croa），公司当年营业利润除以上年末资产总额；成长性（Growth），公司当年营业收入相比上年的增长率；财务杠杆（Lev），公司年末负债总额除以资产总额。

公司治理情况变量：第一大股东持股比例（Sh1），公司第一大股东所持股数占公司总股数的比例；第二到五大股东持股比例（Sh2_5），公司第二到五大股东所持股数之和占公司总股数的比例；两职合一（Dual），公司董事长、总经理两职合一取1，否则取0；独立董事比例（Rinde），公司独立董事人数占董事会总人数的比例；管理层持股比例（Mshare），公司管理层所持股数占公司总股数的比例。

此外，还控制了公司所在地的市场化水平（Index），采用公司所在地各年的市场化指数来衡量（王小鲁等，2019）。

为减轻极端值影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾（Winsorize）处理。参考Cameron等（2011），模型回归时控制行业效应（Industry）和年度效应（Year），并按公司和年份进行Two-way cluster回归，这些处理可以提高回归结果的稳健性。若研究假设1a成立，则模型（1）中女性高管比例（Rgender）的系数a1应该显著为正。若研究假设1b成立，则模型（1）中女性高管比例（Rgender）的系数a1应该显著为负。表1列示了本文涉及的主要变量的定义和说明。

（二）样本选取

本文的公司研发投入数据取自CSMAR数据库，该数据起始于2007年，因此本文以2007～2016年报告研发投入数据的A股上市公司为初始样本，获得初始观测值4303个。随后，依次进行如下处理：（1）为减轻与IPO相关的盈余管理的影响，剔除上市不满两年的观测值552个；（2）剔除金融行业公司观测值307个；（3）剔除其他数据缺失的观测值176个。经过上述筛选，最终获得3268个观测值用于实证分析。本文使用的其他财务和治理数据来自于CSMAR和CCER数据库。

（三）描述性统计与相关性分析

表2是本文变量的描述性统计。Panel A显示，我国上市公司创新投入（RD）的均值和中位数分别为1.24%、0.72%，接近于李丹蒙和夏立军（2008），略高于刘运国和刘雯（2007）。女性高管比例（Rgender）的均值和中位数分别为16.08%、14.29%，与曾萍和邬绮虹（2012）以及李世刚（2013）接近；同时，女性高管比例（Rgender）的25分位数为8.70%、75分位数为22.22%，标准差为0.1010，表明不同公司间女性高管比例呈现出较大的差异。样本公司上市平均为10年左右，盈利水平平均为3.56%，财务杠杆平均为44.09%，第一大股东持股比例平均为34.03%，两职合一的公司占比19.40%，独立董事占比40.47%，管理层持股占比5.11%。这些统计值均在合理范围内。

Panel B针对创新投入、女性高管比例进行了分年度统计。结合Panel A，可以发现我国上市公司创新投入（RD）呈现出两方面的特点：一方面，静态上，相比其他国家处于较低水平。本文样本公司的创新投入占资产总额的比例为1.24%，而Eberhart等（2008）、Chang等（2015）等研究显示，美国上市公司的创新投入占资产总额的比例超过4%，我国上市公司创新投入水平不足其1/3。另一方面，动态上，我国公司的创新投入呈现出上升趋势。2007～2016年10年间样本公司创新投入水平上升超过50%。创新投入的高速增长以及进一步的增长空间，增强了创新投入及其效率相关研究的重要性。Panel B同时显示，女性高管比例（Rgender）也呈现出逐年上升的趋势，从2007年的13.54%上升到2016年的17.79%，上升超过30%。我国上市公司中的女性高管日渐成为重要的治理力量。

表3是本文主要变量的相关系数矩阵。如表3所示，创新投入（RD）与女性高管比例（Rgender）的相关系数为负，但不显著。其余变量间的相关系数的绝对值大多不超过0.5。回归时检查了各变量的方差膨胀因子（VIF），均在5以内，因此多重共线性对本文结果的干扰不大。

四、实证结果与分析

（一）研究假设检验：女性高管比例与创新投入水平

表4报告研究假设1的回归结果，被解释变量为创新投入（RD）。第（1）列仅包含了控制变量。结果显示，公司年龄（Age）的系数为负（接近显著）。公司的上市年限越长，成熟度相对越高，研发动力趋于下降。此外，公司规模（Size）越大，创新投入也相对更少。这些发现与以往文献一致（刘运国和刘雯，2007；李丹蒙和夏立军，2008）。第（2）列同时包含了解释变量和控制变量。与第（1）列的发现一致，公司规模（Size）的系数依然显著为负。女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0116，在1%的水平上显著。表明女性高管比例越高的公司，其创新投入呈现出越低的水平，与研究假设1b一致。

（二）稳健性测试

1.采用上一期女性高管比例的检验

为减轻女性高管比例与创新投入的因果倒置内生性问题，本文采用上一期女性高管比例对当期公司创新投入进行回归。结果如表5第（1）列所示。可以发现，上一期女性高管比例（Rgender）的系数依然为负，且在1%的水平上显著本文还进一步定义了虚拟变量（Dgender），董事长或总经理为女性取1，否则取0，以及虚拟变量（Lgender），上一期董事长或总经理为女性取1，否则取0，以及Dgender减去Lgender的差值Cgender。结果显示，无论是Dgender，还是Lgender、Cgender，均显著为负。这一结果进一步提升了结果的稳健性。。

2.采用地区女性高管均值作为工具变量的检验

本文使用公司所在地当年所有公司女性高管比例的均值（Rgender_mean）作为工具变量进行检验，以进一步缓解遗漏变量和因果倒置的内生性问题。同一地区公司的劳动供给、公司治理、文化氛围具有相似性，因而特定公司的女性高管比例与地区女性高管比例相关，但地区女性高管比例并不会对特定公司的研发投入产生直接影响，因此地区女性高管均值可以作为工具变量。第一阶段回归结果显示（未报告），模型调整的偏R2（Adjusted partial R2）为0.0772，Rgender_mean的最小特征值统计值（Minimum eigenvalue）为269.98，由此表明Rgender_mean非弱工具变量。第二阶段结果如表5第（2）列所示。可以发现，女性高管比例（Rgender）的系数依然为负，且在1%的水平上显著。

3.采用创新投入额除以上年初资产总额的检验

为避免当期公司扩张对创新投入水平衡量的影响，本文以公司创新投入额除以上年初资产总额重新定义创新投入，进行回归。结果如表5第（3）列所示，结果稳定。

4.仅针对制造业和信息技术业企业的检验

借鉴刘运国和刘雯（2007）、李丹蒙和夏立军（2008），本文仅选择制造业和信息技术业这两个研发投入普遍较高的行业进行重新测试。结果如表5第（4）列所示，结果稳定。

5.其他稳健性检验

除上述测试外，本文还进行了其他稳健性测试（未报告）：（1）剔除年度效应；（2）采用经行业中位数或均值调整的创新投入；（3）改变部分控制变量定义，如以营业收入自然对数衡量公司规模，以市账比衡量成长性等；（4）控制公司的产权性质、董事长任期年限、董事长年龄、总经理任期年限、总经理年龄；（5）剔除并购重组金额超过年初资产总额20%的观测值。以上稳健性测试的结果保持稳定。

五、拓展分析

（一）基于公司风险异质性视角的拓展分析

本文的理论分析认为，女性高管相对男性高管更为谨慎是抑制公司创新投入的重要原因。那么随着公司风险水平的变化，女性高管的谨慎程度会随之变化，对创新投入水平的抑制作用也会有所不同。对此推论，本文在这一部分进行探索。参考梁上坤和陈冬华（2014），本文以公司前三年盈利水平的标准差衡量公司的风险水平，并根据风险水平的年度—行业中位数，将样本公司分为高风险组（风险水平高于中位数）和低风险组（风险水平低于等于中位数）。同时，设置虚拟变量高风险水平（Driskvol），风险水平高于中位数取1，否则取0。随后，依次进行分组检验和加入交乘项的全样本检验。

表6报告了检验结果。第（1）、（2）列分别是低风险组和高风险组的分组回归结果。可以发现，第（1）列低风险组女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0089，在10%的水平上显著；第（2）列高风险组女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0175，在1%的水平上显著（Chow-test显示，低风险组与高风险组Rgender系数比较的F值为2.72，P值0.0989）。表明女性高管比例的提高伴随着更低的创新投入。第（3）列是加入了高风险水平（Driskvol）和交乘项（Rgender×Driskvol）的全样本回归结果。可以发现，女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0063，不显著。交乘项（Rgender×Driskvol）的系数为-0.0133，在5%的水平上显著，即高风险会增强女性高管比例对公司创新投入的抑制作用。综合以上结果表明，公司的风险水平会影响女性高管比例与创新投入的关系，风险水平越高，抑制作用越强，这与研究假设的逻辑一致。

（二）基于职位异质性视角的拓展分析

前文已经证明，女性高管比例越高的公司其创新投入水平越低。然而不同类型和层级的高管在公司经营管理中的工作重心和掌握权限各有不同，因而其在公司创新投入决策中发挥的作用也应有所差异。沿此思路，此部分按职位类型、是否独立董事和层级细化女性高管比例变量，展开研究。

1.按照职位类型分析

本文将女性高管比例（Rgender）分解为女性董事比例（Rgender_ds）、女性经理比例（Rgender_jl）、女性监事比例（Rgender_js），三者分别对应女性董事人数占董事会总人数的比例、女性经理人数占经理层总人数的比例、女性监事人数占监事会总人数的比例。相比监事会，董事会和经理层对创新投入决策拥有更直接的管理和决策权，因而其中的女性成员比例应该具有更显著的影响。具体的回归结果见表7第（1）列。结果显示，女性董事比例（Rgender_ds）、女性经理比例（Rgender_jl）、女性监事比例（Rgender_js）的系数均为负，女性董事比例（Rgender_ds）和女性经理比例（Rgender_jl）的系数在5%的水平上显著，而女性监事比例（Rgender_js）的系数并不显著（系数的绝对值也呈现下降的趋势）。因此，女性高管比例对公司创新投入的抑制作用主要集中于女性董事和女性经理。

2.按照是否独立董事分析

本文将女性董事比例（Rgender_ds）进一步分解为女性非独立董事比例（Rgender_nindeds）、女性独立董事比例（Rgender_indeds），两者分别对应女性非独立董事人数占董事会中非独立董事总人数的比例、女性独立董事人数占董事会中独立董事总人数的比例。非独立董事负责企业日常经营管理和战略制定，而在公司创新投入决策出现明显偏误时，独立董事的监督职能才会体现，因而非独立董事中的女性成员比例应该具有更强的影响。具体的回归结果见表7第（2）列。结果显示，女性非独立董事比例（Rgender_nindeds）、女性独立董事比例（Rgender_indeds）的系数均为负，但仅女性非独立董事比例（Rgender_nindeds）的系数在1%的水平上显著。即女性董事比例对公司创新投入的抑制作用主要集中于女性非独立董事。

3.按照职位层级分析

本文将女性高管比例（Rgender）分解为女性高层级职位比例（Rgender_vip）、女性非高层级职位比例（Rgender_nvip），两者分别对应女性高层级职位人数占高层级职位总人数的比例（将董事长、总经理、监事长界定为高层级职位）、女性非高层级职位人数（将上述三项职位外的其他高管界定为低层级职位）占非高层级职位总人数的比例。随着层级的提高，其对创新投入决策的影响更大，因而高层级职位中女性的比例对创新投入水平应该呈现更强的影响。具体的回归结果见表7第（3）列。结果显示，女性高层级职位比例（Rgender_vip）、女性非高层级职位比例（Rgender_nvip）的系数均为负，但仅女性高层级职位比例（Rgender_vip）的系数在1%的水平上显著。即高层级职位中女性的比例对公司创新投入的抑制作用更为明显。

（三）作用机制的拓展分析

女性高管对创新投入的抑制作用主要有生理和文化两方面机制。在中国背景下，两方面的机制起着怎样的作用呢？本部分对此问题进行探索。文化机制认为，长期的历史地位、传统观念和生儿育女的角色定位影响了社会对女性的风险期望。若文化机制居于主导的话，那么传统文化越强的地区，女性的风险规避越强，对创新投入的影响越大；反之，则女性高管对创新投入的影响较小。本文以王小鲁等（2019）的市场化指数衡量地区整体的传统程度，市场化指数越低的地区开放程度越低，传统文化的影响会更大；同时，参考古志辉（2015）与梁上坤等（2019a；2019b）等，以地区的孔庙数量衡量地区儒家文化的传统强度。设置虚拟变量地区传统（Tradi1），若公司所在地市场化指数低于年度中位数取1，否则取0；设置虚拟变量地区传统（Tradi2），若公司所在地孔庙数量高于全国中位数取1，否则取0。随后，依次进行分组检验和加入交乘项的全样本检验。

表8报告了检验结果。第（1）、（2）列分别是低市场化水平组和高市场化水平组的分组回归结果。可以发现，第（1）列低市场化水平组中女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0106，在5%的水平上显著；第（2）列高市场化水平组中女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0108，在5%的水平上显著（Chow-test显示，Rgender系数比较的F值为0.00，不显著）。第（3）列女性高管比例与地区传统交乘项（Rgender×Tradi1）的系数为-0.0014，不显著。第（4）、（5）列分别是儒家传统强组和儒家传统弱组的分组回归结果。可以发现，第（4）列儒家传统强组中女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0075，不显著；第（5）列儒家传统弱组中女性高管比例（Rgender）的系数为-0.0171，在1%的水平上显著（Chow-test显示，Rgender系数比较的F值为4.24，在5%的水平上显著）。第（6）列女性高管比例与地区传统交乘项（Rgender×Tradi2）的系数为0.0087，不显著。综合以上结果表明，女性高管比例与创新投入水平的关系在市场化水平较低的地区和较高的地区之间不存在显著差异，在儒家传统弱的地区抑制作用反而有更强的趋势。由此女性高管比例影响创新投入水平的文化机制未获支持，而更可能是生理机制发挥了作用。

（四）经济后果的拓展分析

1.市场价值

女性高管比例的提升会抑制研发投入水平，并且随着风险的提高，抑制作用趋于增强。那么，这一抑制是过于保守还是合理规避了高风险呢？同男性高管相比，女性高管在决策中往往不会更狂妄自大或过度自信，其更加注重对决策事项的反复评估和风险控制。因而，女性高管可能会避免因过度自信而投资于一些超出合理预估的高风险创新项目，从而避免公司可能要承担的额外损失，提高整体的创新决策质量。基于此，本文在此部分从单位创新投入的市场价值角度进行探索，参考余明桂等（2016b）、王亮亮等（2012），构建OLS回归模型（2）进行检验。模型（2）的被解释变量为每股市场价值（MV），以公司的托宾Q值衡量；解释变量为创新投入（RD）；此外，控制了每股净利润（Eps）与每股净资产的账面值（BV）。若创新投入具有更高的市场价值，则其回归系数a1应该显著为正。

根据女性高管比例（Rgender）的年度—行业中位数，将公司分为高女性高管比例组（Rgender高于中位数）和低女性高管比例组（Rgender低于等于中位数）。同时，设置虚拟变量高女性高管比例（Drgender），女性高管比例高于中位数取1，否则取0。随后，依次进行分组检验和加入交乘项的全样本检验。表9报告了检验结果。第（1）列是全样本回归结果，可以发现创新投入（RD）的系数为正，且在1%的水平上显著，即创新投入与公司的市场价值正相关。第（2）、（3）列分别是低女性高管比例组和高女性高管比例组的分组回归结果。可以发现，第（2）列创新投入（RD）的系数为8.8777，在1%的水平上显著；第（3）列创新投入（RD）的系数为21.0123，在1%的水平上显著（Chow-test显示，低女性高管比例组与高女性高管比例组RD系数比较的F值为11.97，P值0.0005）。说明在高女性高管比例组，创新投入伴随着更高的市场价值。第（4）列是加入了高女性高管比例（Drgender）和交乘项（RD×Drgender）的全样本回归结果。创新投入（RD）的系数为8.4155，

在1%的水平上显著。交乘项（RD×Drgender）的系数为13.0776，在1%的水平上显著，即高女性高管比例提高会增强创新投入的市场价值。

2.创新产出

为进一步印证以上结果，表10直接检验了女性高管比例对单位创新产出的影响。对此，将模型（1）的被解释变量替换为单位创新投入对应的创新专利数量（Patent），为公司当年增加的创新专利数量除以创新投入水平再取自然对数。第（1）列是全部创新专利的回归结果，女性高管比例（Rgender）的系数为正，在10%的水平上显著；第（2）列是发明专利的回归结果，女性高管比例（Rgender）的系数为正，但不显著；第（3）列是实用新型专利的回归结果，女性高管比例（Rgender）的系数为正，在5%的水平上显著；第（4）列是外观设计专利的回归结果，女性高管比例（Rgender）的系数为正，在1%的水平上显著。这些结果显示，女性高管比例越高，单位创新投入的产出越大。综合表10和之前的结果表明，女性高管会根据风险水平谨慎地决策公司的创新投入行为，女性高管比例的提高会带来更高的创新绩效，有益于公司价值。

3.“内源增长”还是“外部扩张”

以上发现还存在一种解释：出于更强的风险规避考虑，女性高管会更多地使用并购“外购”创新产出而非自主研发，以降低风险。对于此推论，本文以并购重组金额占期初资产的比例区分并购密度进行了分样本测试。如表11所示，第（1）～（4）列低并购密度组，女性高管比例会显著提升全部专利、实用新型专利、外观设计专利的产出；而第（5）～（8）列高并购密度组，女性高管比例仅对外观设计专利的产出有显著促进作用。以上结果表明女性高管促进创新绩效主要来自于内源增长，而非外部扩张。

六、结论与启示

以2007～2016年我国A股上市公司为样本，本文研究发现：随着女性高管比例的提高，公司的创新投入趋于下降。进一步的研究发现，这一抑制作用主要体现于女性董事、女性经理以及高层级职位的女性高管。在公司风险水平较高的情况下，这一抑制作用显著。女性高管比例较高时，创新投入具有较高的市场价值，单位创新投入的产出也更高，该提升主要来源于“内源增长”而非“外部扩张”。作用机制的分析显示，男女差异的文化机制未获支持，而更可能是生理机制发挥了作用。综合以上结果，本文的研究表明女性高管会根据风险水平更加谨慎地决策公司的创新投入行为，带来更高的市场价值。

在理论贡献外，本文的发现可能还有一些现实启示：第一，创新活动中的风险控制问题。研发投资对于经济的持续增长具有重要意义，这一观点已经广为接受。为了达到通过创新推动经济发展的目标，实施产业政策的东亚国家（如中日韩）往往会扶持和管制特定的产业，推动企业创新并迅速形成研发成果（黎文靖和郑曼妮，2016）。并且，这种产业政策往往以“后期补助”为主，容易导致企业简单创新、盲目创新，甚至有意识的创新操纵（Hall和Harhoff，2012；黎文靖和郑曼妮，2016；杨国超等，2017）。以上行为无疑会加剧稀缺资源的浪费，还会一定程度增大企业经营的风险。要治理这种创新求“快”不求“好”、求“量”不求“质”的现象，一方面需要改进相关政策，另一方面则可以考虑改变企业的微观治理设计。鉴于本文的发现，在公司董事会中适当增加女性董事的比例，可以从企业层面减少企业高风险的投资行为，缓解研发投资过度、企业风险过高以及研发资源恶性竞争等问题。

第二，高管选聘问题。对比于发达国家，中国公司中的女性高管比例目前仍相对较低（Adams和Funk，2012；祝继高等，2012）。这其中一部分的原因来源于对女性高管作用的怀疑。本文发现，尽管女性高管会降低公司的研发投入水平，但却提高了创新投入的市场价值和绩效，并且这一提高主要来自于内源增长，而非外部扩张。这些发现肯定了女性高管在公司治理和公司决策中的正面价值。伴随着经济活动的深入和教育水平的提高，将来会有越来越多的中国女性参与到企业的生产经营中。本文的发现期望可以一定程度上减轻企业高管选聘过程中“先入为主”的性别歧视问题或者疑惑；并且，本文的发现还意味着可以结合女性高管的特点安排其工作职位和权限，以充分发挥其优势。

（责任编辑 周愈博）