董事會(huì)多元化能否提高管理層能力

吳戰(zhàn)篪，閆曉

【摘? 要】論文以我國(guó)2011-2020年滬深兩市A股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了董事會(huì)多元化對(duì)管理層能力的影響。研究結(jié)果表明：董事會(huì)多元化與管理層能力正相關(guān)。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，女性董事比例與公司內(nèi)女性高管數(shù)量呈正相關(guān)，實(shí)證檢驗(yàn)了女性董事對(duì)女性高管任命的性別溢出效應(yīng)。

【關(guān)鍵詞】董事會(huì)性別多元化；管理層能力；性別溢出

【中圖分類號(hào)】F832.5；F272.91? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號(hào)】1673-1069（2023）10-0070-03

1 引言

隨著全球經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和競(jìng)爭(zhēng)的加劇，管理層能力的重要性日益凸顯。然而關(guān)于管理層能力的文獻(xiàn)在很大程度上強(qiáng)調(diào)它是管理者的預(yù)測(cè)指標(biāo)或先天屬性，而人們對(duì)董事會(huì)如何提高管理層能力知之甚少。通過董事的監(jiān)督和建議角色，性別多樣化的董事會(huì)已被證明可以影響公司層面的多項(xiàng)成果。尤其是女性董事被期望成為更勤奮的管理層監(jiān)督者，并期望以更高的技能、資格、更廣泛的視角支持管理層。因此，就董事會(huì)性別多元化可能通過更好地監(jiān)督建議和支持管理層影響公司而言，一個(gè)值得研究的命題是董事會(huì)性別多元化是否可以提高管理層能力。

2文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

董事會(huì)作為公司內(nèi)部治理機(jī)制的核心部分，具有咨詢和監(jiān)督兩方面公司治理作用。國(guó)內(nèi)學(xué)者況學(xué)文和陳俊[1]利用中國(guó)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)女性董事有助于促進(jìn)上市公司產(chǎn)生高質(zhì)量的審計(jì)需求，發(fā)揮對(duì)管理者的監(jiān)督作用。我國(guó)學(xué)者關(guān)于董事會(huì)性別多元化的研究主要集中在經(jīng)濟(jì)后果上，主要觀點(diǎn)認(rèn)為女性董事與公司績(jī)效、價(jià)值正相關(guān)，能夠抑制過度投資、管理者過度自信，降低股價(jià)風(fēng)險(xiǎn)等[2，3]。

國(guó)外學(xué)者Srinidhi，et al[4]認(rèn)為提高女性董事比例是公司治理的重要安排。他們的研究發(fā)現(xiàn)，女性參與董事會(huì)能提高盈余質(zhì)量。Boutchkova，et al[5]研究發(fā)現(xiàn)外部網(wǎng)絡(luò)與女性董事鏈接的男性董事表現(xiàn)出較少的缺席問題，更少的冒險(xiǎn)行為，機(jī)制表明女性董事發(fā)揮了更好的監(jiān)督作用。Baghdadi，et al[6]根據(jù)2001-2016年的美國(guó)公司樣本，發(fā)現(xiàn)女性董事在監(jiān)督董事會(huì)的任職時(shí)，董事會(huì)女性董事與管理能力顯著相關(guān)，同時(shí)發(fā)現(xiàn)女性董事傾向于提拔具有不同技能的經(jīng)理，特別是那些具有更多管理技能的經(jīng)理，進(jìn)一步提高了管理層能力。Kim and Starks[7]從資源供應(yīng)角度出發(fā)，認(rèn)為女性董事支持管理者獲得更廣泛和更多樣化的視角。

綜上所述，女性董事能發(fā)揮更好的監(jiān)督作用，以及識(shí)別管理水平較高的高管候選人，提高了管理層能力，本文提出假設(shè)H1：

H1：董事會(huì)性別多元化能提高管理層能力。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2011-2020年滬深兩市全部A股上市公司為研究對(duì)象，參照研究慣例，按照以下原則對(duì)樣本進(jìn)行篩選剔除：①ST及已退市的公司；②來自金融行業(yè)的公司；③凈資產(chǎn)為負(fù)的觀測(cè)值；④其他數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值。為了避免極端值可能帶來的影響，本文對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行了1%的 Winsorize縮尾處理。本文數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.2 研究模型與變量定義

3.2.1 因變量：管理層能力

本文選擇 Demerjian 提出的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）來衡量管理層能力的大小。

3.2.2 自變量：董事會(huì)多元化

本文的自變量為女性董事，采用董事會(huì)中女性董事的人數(shù)來度量。

3.2.3 控制變量

對(duì)于控制變量，本文在借鑒國(guó)內(nèi)外研究成果的基礎(chǔ)上，選取了以下幾個(gè)變量，如表1所示。

3.3 模型設(shè)計(jì)

為了驗(yàn)證本文的假設(shè)H1，構(gòu)建如下模型：

MA_scorei，t =β0+β1Gender Diversityi，t-1+∑Controlsi，t-1+∑Indi，t+∑Yeari，t+εi，t? ? ? ?（1）

式（1）中，i 為公司；t 為年份；MA_scorei，t 為公司 i 在 t 年的管理層能力；Gender Diversityi，t-1 為i董事會(huì)性別多元化，即公司i在t-1年的女性董事占比；∑Controlsi，t-1為相關(guān)控制變量；∑Indi，t為行業(yè)固定效應(yīng)；∑Yeari，t為年度固定效應(yīng)；εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；β1為本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，即董事會(huì)多元化對(duì)管理層能力的影響程度。

4 實(shí)證研究

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，MA_Score的平均得分約為-0.001，標(biāo)準(zhǔn)差為0.152。最小的MA_Score為-0.426，最大為0.501，說明企業(yè)間得分差異較大。Gender Diversity平均值為1.219，最大值為8，說明我國(guó)上市公司董事會(huì)中平均有1個(gè)女性董事，最多有8個(gè)，其余變量統(tǒng)計(jì)值與以往研究無(wú)較大差異。

4.2 主效應(yīng)分析

表3匯報(bào)了針對(duì)假設(shè)H1的回歸結(jié)果。在考慮了時(shí)間效應(yīng)和隨行業(yè)和時(shí)間而變化的不可觀測(cè)因素的影響之后，第一列結(jié)果顯示，在不考慮其他可能的影響變量的情況下，Gender Diversity的回歸系數(shù)為0.002，且在5%的顯著性水平上與管理層能力（MA Score）呈正相關(guān)關(guān)系。第二列是在考慮其他影響管理層能力的因素之后的回歸結(jié)果，Gender Diversity的回歸系數(shù)為0.002，在5%的水平上顯著為正。以上的回歸結(jié)果驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)H1。

4.3 機(jī)制分析

國(guó)外已有研究顯示女性董事的數(shù)量和這些公司的女性基層管理者數(shù)量、女性高管數(shù)量（CEO、董事長(zhǎng)、總裁、COO、執(zhí)行副總裁等）、公司收入最高前5名高管中女性的數(shù)量均為正相關(guān)。我國(guó)學(xué)者呂英和王正斌[8]實(shí)證檢驗(yàn)了女性董事對(duì)女性高管任命的性別溢出效應(yīng)，研究結(jié)果表明女性董事數(shù)量對(duì)女性高管數(shù)量存在顯著的正向影響。

基于社會(huì)認(rèn)同理論，女性董事可能會(huì)對(duì)和自己同性別的女性高管產(chǎn)生認(rèn)同，任命她們進(jìn)入高管層，建立同性社交網(wǎng)絡(luò)，實(shí)現(xiàn)“同性社交繁殖”，形成“社交合力”，以便于在公司高層發(fā)出“女性的聲音”，能一步提高企業(yè)管理層的性別多元化。性別多元化的管理團(tuán)隊(duì)可能有更廣泛的視角和思考方式，這有助于提高創(chuàng)新能力和問題解決能力，可以降低公司的風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)水平等。

以往研究發(fā)現(xiàn)女性高管在公司治理、創(chuàng)新等方面均有正向影響。曾萍和鄔綺虹[9]以中國(guó)創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為研究對(duì)象，研究結(jié)果表明女性高管參與對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用。陳金龍和肖玲[10]發(fā)現(xiàn)上市公司女性高管會(huì)對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生正向影響，且女性高管對(duì)上市公司的過度投資行為具有一定的抑制作用。

綜上所述，提出假設(shè)：

H2：女性董事數(shù)量對(duì)女性高管數(shù)量存在正向影響。

為了控制因變量的自相關(guān)性，以及考慮到可能存在的滯后效應(yīng)，研究中采用了動(dòng)態(tài)模型和系統(tǒng)GMM方法。根據(jù)Gschwandtner的研究，動(dòng)態(tài)模型中因變量的滯后項(xiàng)只需要滯后兩期，就能滿足信息的完整性。本文在模型（2）中包括了當(dāng)期、滯后一期和滯后兩期女性高管數(shù)量作為自變量進(jìn)行回歸分析，這種方法能夠更全面地考慮因變量的滯后效應(yīng)，從而使結(jié)果更加準(zhǔn)確。通過使用系統(tǒng)GMM方法，可以規(guī)避因自相關(guān)性和滯后效應(yīng)而引起的偏差問題，確保得到一致的估計(jì)量。

基于以上分析，由于本文中的動(dòng)態(tài)模型（1）中存在因變量的滯后項(xiàng)，因此，本文使用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行回歸分析，同時(shí)也分別列出了這兩種方法的回歸結(jié)果，以便于進(jìn)行比較。

Female Manai，t =β0+β1FemaleBni，t-1+β2Female Manai，t-1+β3Female Manai，t-2+∑Controlsi，t-1+∑Indi，t+∑Yeari，t+εi，t? ? ?（2）

式（2）中，F(xiàn)emale Manai，t為公司管理層中女性高管數(shù)量；FemaleBni，t-1為公司i在t-1年中女性董事的數(shù)量。表4回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)emaleBni，t-1的回歸系數(shù)均顯著為正，女性董事的數(shù)量與公司內(nèi)女性高管的數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系，說明女性董事對(duì)女性高管的任命產(chǎn)生了性別溢出效應(yīng)。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

替換董事會(huì)性別多元化的度量指標(biāo)，使用女性董事占比來衡量董事會(huì)多元化的指標(biāo)，得到的回歸結(jié)果如表5所示，在考慮了時(shí)間效應(yīng)和隨行業(yè)和時(shí)間而變化的不可觀測(cè)因素的影響之后，第一列結(jié)果顯示，在不考慮其他可能的影響變量的情況下，F(xiàn)emaleBp的回歸系數(shù)為0.022，且在1%的顯著性水平上與管理層能力（MA Score）呈正相關(guān)關(guān)系。第二列是在考慮其他影響管理層能力的因素之后的回歸結(jié)果，F(xiàn)emaleBp的回歸系數(shù)為0.017，在5%的水平上顯著為正。結(jié)果表明女性董事占比越大，女性高管數(shù)量越多，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H2。

5 結(jié)論

本文發(fā)現(xiàn)董事會(huì)的性別多元化與管理層的能力存在正相關(guān)關(guān)系，支持了女性董事對(duì)管理層能力的積極影響。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，女性董事對(duì)女性高管的任命產(chǎn)生了性別溢出效應(yīng)，表明董事會(huì)中女性董事比例越高，公司內(nèi)女性高管數(shù)量越多。這一研究結(jié)果為董事會(huì)多元化與管理層能力之間的關(guān)系提供了實(shí)證支持，并突顯了性別多元化在公司治理中的重要作用。公司在選擇董事會(huì)成員時(shí)，應(yīng)更加重視性別多元化，提高女性董事的比例，發(fā)揮同行社交繁殖的作用，以便于在公司高層發(fā)出“女性的聲音”，能一步提高企業(yè)管理層的性別多元化，提高管理層的能力。

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