企业风险承担：女儿不如男吗?——基于CEO性别的分析

李 彬， 郭菊娥， 苏 坤

(1.西安交通大学 管理学院,陕西 西安 710061； 2.西安交通大学 经济与金融学院,陕西 西安 710061; 3.西北工业大学 管理学院,陕西 西安 710072)



企业风险承担：女儿不如男吗?
——基于CEO性别的分析

李 彬1,2， 郭菊娥1， 苏 坤3

(1.西安交通大学 管理学院,陕西 西安 710061； 2.西安交通大学 经济与金融学院,陕西 西安 710061; 3.西北工业大学 管理学院,陕西 西安 710072)

已有文献侧重于从性别认同理论研究高管性别与公司决策的关系，忽视了性别角色理论的内容。本文对男性CEO与女性CEO在企业风险承担上的差异进行了理论分析，并以中国A股上市公司的数据进行了实证检验，探讨了性别认同理论与性别角色理论对企业风险承担在性别差异上的适用性。研究发现：女性CEO企业的风险承担水平显著高于男性CEO企业；在非国有性质的企业中，女性CEO对企业风险承担的正向影响更加显著。上述研究结论不仅说明性别角色理论在企业风险承担研究中更具适用性，而且为揭示CEO性别与企业风险承担关系提供了有益的思考和启示。

企业风险承担；CEO性别；产权性质；调节效应

1 引言

从花木兰到宋庆龄，中国从古至今都有女性成为出色的“政治家”，塑造了杰出政治女性的典范。不仅如此，越来越多的女性纵横驰骋于商界，不断演绎着巾帼不让须眉的佳话。但是不容忽视的现象是，中国女性在高层管理职位上的比例显著低于男性，职位晋升中普遍存在着性别歧视问题[1,2]。例如，2015年中国上市公司中女性CEO的比例仅为7.151%。中国性别歧视严重的原因有二：其一，中国女性解放的时间落后于西方国家。18世纪的工业革命标志着欧洲女性解放思潮的出现，中国女性社会地位的改善则是在20世纪五四运动才开始的。其二，儒家文化对中国社会的影响根深蒂固，诸如“男尊女卑”，“女子无才便是德”等观念都体现了对女性的严重偏见。中国的女性CEO需要付出比男性更多的艰辛和努力，才能打破职位晋升的“玻璃天花板”，脱颖而出成为商界的铿锵玫瑰。尽管许多女性CEO不喜欢“女强人”的称呼，但是也侧面反映了其性格刚毅、勇于承担的“铁娘子”形象。

基于性别认同理论，很多研究认为性别差异导致了女性行为较为谨慎和保守、更倾向风险规避[3～6]；然而性别角色理论认为，一个人可能同时拥有男性气质和女性气质，与生理性别没有必然的联系，女性管理者的性别角色模式往往具有男性特质[7,8]。女性CEO作为企业的高层管理人员，其行为模式将直接影响到企业风险承担水平。由于女性CEO与普通女性具有不一样的特质和经历，那么女性CEO的企业风险承担水平与男性CEO是否存在差异？也就是说，在CEO性别与企业风险承担关系中，是趋于性别认同理论还是性别角色理论？此外，在我国公有制为主体的背景下，产权性质对上述关系是否产生影响？遗憾的是，鲜有文献涉及上述问题。鉴于此，本文分析和检验了男性CEO与女性CEO在企业风险承担上的差异，探讨了产权性质对上述差异的调节效应。

本文的贡献体现如下：(1)为性别认同理论与性别角色理论在管理学领域的适用性提供了证据。本文发现CEO为女性的企业，其风险承担水平显著高于CEO为男性的企业。这不仅说明女性CEO有着更高程度的风险承担意识和能力，而且意味着在揭示高管性别与企业风险承担的关系时，性别角色理论更具解释能力。(2)验证了产权性质的差异对CEO性别与企业风险承担关系的调节效应。本文发现相对于国有性质的上市公司而言，在非国有性质的上市公司中，女性CEO对企业风险承担的正向影响更为显著。这不仅表明产权性质具有显著的调节效应，而且为现代企业的产权范式如何影响企业运行机制和财务决策提供了新的证据。

2 理论分析与研究假设

性别认同是在生物学特征上对一个人属于男性或女性的认知和接受，即理解性别和男女生理的差异。基于性别认同理论而发展的自我性别感知理论和男女成就动机理论被广泛应用在女性与男性行为差异的理论分析中，逐步形成了女性行为更为保守和谨慎的结论。自我性别感知理论倾向于从生理差异角度解释女性风险规避现象。Zuckerman指出女性体内的单胺氧化酶浓度水平显著高于男性水平，而高浓度的单胺氧化酶更易激发风险规避意识[3]；男女成就动机理论则倾向于从自我定位和自我激励动机等社会因素角度解释男性与女性的风险规避差异[9]；LaBorde认为女性承担了生育和哺乳孩子的角色，决定了女性不适合担任富有挑战性的工作[10]；Slovic指出社会文化对男性和女性的责任与义务的定位和期望不同，决定了男性需要承担更多的风险[11]。基于性别认同理论，已有文献表明，女性在决策过程中的风险规避程度更高。例如，Watson和McNaughton研究了澳大利亚大学员工的性别差异对退休金风险投资的影响，在控制了年龄、收入和教育水平等因素的影响后，发现女性员工的投资策略更为保守[12]。

综上所述，女性在决策过程中更为保守和谨慎，其风险规避程度要低于男性。而CEO是在一个企业中负责日常事务的最高行政官员，在企业或组织内部拥有最终的执行权力，其风险规避意识将影响到企业风险承担水平。基于上述分析，本文提出假设1：

假设1 CEO为女性的企业，其风险承担水平低于CEO为男性的企业。

无论是自我性别感知理论还是男女成就动机理论，两者都是基于性别认同理论而提出的，并试图说明同一个问题——性别差异促成了风险规避的不同。在传统的企业管理中，领导能力的评价标准是以男性为主导的。但是随着越来越多的女性攀登到了职业金字塔的顶端，女性领导者的卓越实力和不懈努力获得了商业世界的认可，女性领导者角色与性别认同出现了双重冲突。上述冲突现象已经超出了性别认同理论的解释范围。20世纪70年代，性别认同研究领域里发生了一场革命。Constantinople率先从理论层面对两极的男性或女性的心理学建构产生了质疑，提出了性别角色理论，即一个人可能同时拥有男性气质和女性气质，它是社会文化环境的结果，与生理性别特征没有必然的联系。性别角色理论对女性领导者角色与性别认同的冲突给予了很好的解释，并得到了相关研究的支持[13]。例如，Schein通过对300位中层管理者的调查发现，成功的管理者更多的是具备与男性气质相接近的个人特质，即使女性管理者也是如此[14]。上述研究表明，女性管理者存在着生理性别和社会性别角色的不一致性，女性管理者的性别角色模式往往具有男性特质。

尽管女性管理者与男性管理者在性别角色上差异并不明显，但是在社会文化等因素的影响下，职位晋升中的性别歧视现象广泛存在。例如，Pekkarinen和Vartiainen以芬兰金属制造行业为研究对象，发现女性职位晋升的要求要显著高于男性[15]。中国传统社会的“男尊女卑”、“三纲五常”、“三从四德”等性别歧视观念造就了东方女性管理者晋升难度要高于西方国家。经过艰苦打拼、“过五关斩六将”闯入企业最高管理层的女性CEO需要付出比男性更多的辛苦和努力，其男性气质较为明显，更具坚韧和刚毅的性格以及较强的风险承担意识和能力。基于上述分析，本文提出假设2：

假设2 CEO为女性的企业，其风险承担水平并不低于CEO为男性的企业。

产权理论认为，国有企业相对于非国有企业具有天然的效率劣势，剩余索取权难以向国有企业经营者让渡[16]。在剩余索取权与经营控制权的分离程度上，国有企业的分离程度明显高于非国有企业的对应水平，这不仅造成国有企业经营者代理问题更为严重，而且其代理成本往往处于更高水平。委托代理理论指出，国有企业剩余索取权与经营控制权的过分分离将导致国有企业经营者缺乏产权激励机制的刺激，其结果是国有企业经营者往往强调眼前的地位和短期绩效、规避不确定性所带来的潜在风险，其经营行为的短期化倾向和风险承担弱化现象更为明显。此外，相对于非国有企业而言，国有企业的“共同代理”问题则意味着其受到的政府干预程度更为强烈。政府干预行为抑制了企业家精神的激发，例如Powell通过研究爱尔兰不同的经济发展阶段，发现经济自由对企业家精神具有促进作用，而政府干预则会造成企业家精神的衰弱[17]。国有企业的企业家精神弱化导致其管理者的冒险和挑战意识相对较低，风险承担和创新意识薄弱，造成国有企业经营者的风险承担水平往往低于非国有企业。上述理论分析表明，企业经营者的风险承担意识和企业风险承担水平在国有企业与非国有企业中存在着差异，也就是说企业经营者性别差异所造成的企业风险承担水平的不同将受到产权性质的影响和作用。基于上述分析，本文提出假设3：

假设3 CEO性别与企业风险承担之间的关系中，产权性质具有调节效应。

3 研究设计

3.1 数据与样本

本文以1998～2015年中国沪深交易所A股上市公司为初始样本。根据中国证券监督管理委员会发布的上市公司行业分类标准划分行业。数据来源于2016CSMAR研究数据库和2016RESSET数据库，数据分析采用STATA 12.0软件。初始样本经过了以下筛选程序：(1)基于会计持续经营假设，剔除所有者权益为负、营业收入为零或为负的样本；(2)鉴于金融保险业的行业特殊性，予以剔除；(3)剔除相关数据缺失的样本。此外，在度量企业风险承担时，需要连续5期数据，上述处理将损失1998年度的样本和其它非连续样本。经过上述程序最终得到包含1256家上市公司12588个观测样本，年度区间为2003～2015年。

3.2 研究变量

3.2.1 CEO性别(CEOg)

如果总裁、总经理或首席执行官为女性，CEOg取值为1，否则为0。

3.2.2 企业风险承担水平(Risk)

(1)参考已有研究[18～20]，采用资产收益率波动情况反映企业风险承担水平(Risk1)。

首先，基于模型(1)计算经行业和年度均值调整后的资产收益率(PAijt)

(1)

其次，以5年期为一个观测阶段(T=5)，滚动计算经行业和年度均值调整后的资产收益率(PAijt)在观测阶段内的标准差，该标准差即为企业风险承担水平(Risk1)，具体计算如模型(2)所示

(2)

其中EBIT表示息税前利润，A表示资产总额，下标i、j和t分别表示公司、所属行业和年度，n表示在第t年度j行业中的公司总数。

(2)借鉴已有研究[19]，采用净资产收益率波动情况反映企业风险承担水平(Risk2)。在模型(1)中，运用所有者权益(E)替代资产总额(A)，计算经行业和年度均值调整后的净资产收益率(PEijt)，在模型(2)中，运用PEijt替代PAijt，计算企业风险承担水平(Risk2)。

(3)参考已有文献[19]，计算在观测阶段内(T=5)，经行业和年度均值调整后的资产收益率(PAijt)最大值与最小值的差额反映企业风险承担水平(Risk3)，具体计算如模型(3)所示

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

(3)

在计算企业风险承担水平(Risk)时，观测阶段采用的是年度滚动方法，例如第1阶段为1999～2003年，计算2003年风险承担水平；第2阶段为2000～2004年，计算2004年风险承担水平；第3阶段为2001～2005年，计算2005年风险承担水平；……；以此类推。

3.2.3 产权性质(State)

若样本公司的实际控制人性质为国有企业、政府机关或事业单位等，则将产权性质认定为国有性质，State取值为1，其它则为0。

3.2.4 控制变量(向量Z)

控制变量通过向量Z汇总表示。为了控制公司特征和行业、年度等因素的影响，借鉴已有研究，本文选择如下控制变量：债务水平(Liab)，以长期债务与资产总额的比值反映公司债务水平[21]；公司收益状况(Profit)，以息税前利润与资产总额的比值反映收益状况[22]；公司规模(Size)，使用资产总额的自然对数反映公司规模；股权集中度(Share)，使用第一大流通股股东持股比例反映公司的股权集中程度[20]；成长状况(Bmp)，采用账面市值比来衡量(在计算市场价值时，运用净资产度量非流通股权市值)[20]；上市年龄(Age)，在对上市时间加1的基础上，取自然对数来度量；资产周转状况(Tar)，使用主营业务收入净额与平均资产总额的比值来反映；财务报告质量(Oa)，财务报告的审计意见为无保留审计意见时取值为1，其它则为0[23]；审计质量(Big4), 会计师事务所为四大(或五大)国际会计师事务所时取值为1，其它则为0[23]；行业和年度层面因素，采用年度(Year)和行业(Indu)虚拟变量来衡量。

3.3 模型设定

在控制公司特征、年度和行业等因素的基础上，构建模型(4)，检验假设1和假设2的成立性。Riskit=α+βCEOgit+γStateit+ηZit+εit

(4)

构建模型(5)，考察产权性质的调节效应，检验假设3的成立性。

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

(5)

其中变量Risk表示企业风险承担水平，依次包括Risk1、Risk2和Risk3；变量CEOg表示CEO的性别；变量State表示产权性质；向量Z表示控制变量集合，反映控制因素的影响；ε表示随机扰动项。如果模型(4)中，β的符号显著为负，说明CEO为女性的企业风险承担水平低于CEO为男性的对应水平，假设1成立；如果β的符号显著为正，则说明CEO为女性的企业风险承担水平高于CEO为男性的承担水平，假设2成立；如果模型(5)中，λ的符号显著为正，说明国有性质对女性CEO与企业风险承担的关系具有正向调节效应；如果λ的符号显著为负，则说明国有性质负向调节女性CEO与企业风险承担的关系。模型中的研究变量界定与计算如表1所示。

表1 变量界定

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计和相关性分析

根据女性CEO(CEOg=1)和男性CEO(CEOg=0)分组的描述性统计结果，我们发现，女性CEO和男性CEO公司的样本量分别为796个和11792个。在女性CEO的样本组中，反映企业风险承担情况的Risk1、Risk2和Risk3的均值分别为0.063、0.208和0.153，在男性CEO的样本组中，Risk1、Risk2和Risk3的均值分别为0.057、0.181和0.139。可以看出，女性CEO样本组的风险承担均值高于男性CEO样本组，中值比较也是如此。均值差异和中值差异检验显示其显著性水平均为1%。上述结果说明女性CEO公司的风险承担水平显著高于男性CEO公司的对应水平。

在Pearson相关系数检验中，变量Risk1、Risk2和Risk3与CEOg的相关系数依次为0.039、0.042和0.036(都在1%水平上显著)，说明企业风险承担与女性CEO呈现显著的正相关关系；在Spearman等级相关系数检验中，上述变量的相关关系仍然成立。Risk1、Risk2和Risk3之间的相关系数绝对值较大，由于三者不会同时出现在同一个回归模型中，不存在多重共线性问题。多重共线性检验后，发现方差膨胀因子的最大值远小于10，对应的容忍度远大于0.1，说明不存在严重的多重共线性现象。

4.2CEO性别与企业风险承担关系的回归分析结果

基于模型(4)，通过多元回归分析考察CEO性别与企业风险承担的关系，检验假设1和假设2，回归结果列于表2。第1～2列报告了被解释变量为Risk1的回归结果，列1是在未加入控制变量情况下的单变量回归结果。列1和列2显示CEOg的回归系数分别为0.007和0.003(分别在1%和5%水平上显著)；第3～4列报告了被解释变量为Risk2的回归结果，列3和列4显示CEOg的回归系数分别为0.027和0.011(都在1%水平上显著)；第5～6列报告了被解释变量为Risk3的回归结果，列5和列6显示CEOg的回归系数分别为0.015和0.005(分别在1%和10%水平上显著)。上述分析结果一致表明女性CEO企业的风险承担水平显著高于男性CEO企业，与假设1相反，而与假设2相一致，假设2得到验证。在第2、4和6列中，State的回归系数依次为-0.004、-0.011和-0.010，在1%水平上显著，说明相对于非国有性质的上市公司而言，国有性质上市公司的风险承担水平较低。

表2 CEO性别与企业风险承担

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；相关变量进行了上下2%的缩尾。下同。

4.3 产权性质的调节效应分析结果

基于模型(5)，通过多元回归分析考察产权性质的调节效应，检验假设3，回归结果列于表3。第1～2列报告了被解释变量为Risk1的回归结果，列1是在未加入控制变量情况下的回归结果。列1和列2显示CEO性别与产权性质的交互项(CEOg×State)回归系数分别为-0.016和-0.005(分别在1%和5%水平上显著)；第3～4列报告了被解释变量为Risk2的回归结果，CEOg×State的回归系数分别为-0.066和-0.019(分别在1%和5%水平上显著)；第5～6列报告了被解释变量为Risk3的回归结果，CEOg×State的回归系数分别为-0.037和-0.011(分别在1%和5%水平上显著)。上述分析表明，相对于国有企业而言，非国有性质的女性CEO企业的风险承担水平更高，即国有性质负向调节女性CEO与企业风险承担的关系。此外，在列1至列6中，CEO性别(CEOg)的回归系数都在1%水平上显著为正，与模型(4)的回归结果保持一致，说明女性CEO企业的风险承担水平显著高于男性CEO企业，再次验证了假设2；产权性质(State)的回归系数在1%水平上显著为负，与模型(4)的回归结果也保持一致，说明国有性质上市公司风险承担水平显著低于非国有性质上市公司水平。

表3 产权性质、CEO性别与企业风险承担

5 稳健性测试

5.1 倾向得分匹配分析

在观测样本中，由于女性CEO的比例偏低，为了克服小样本偏误，采用倾向得分匹配方法(propensity score matching)检验假设的成立性[5]。首先运用Logistic模型，将CEO性别(CEOg)对产权性质(State)、控制变量进行回归，然后分别使用一对一配对方式(one-to-one matching)和最邻近配对方式(nearest neighbors matching)进行配对，最后运用单变量回归方法进行分析，其结果如表4所示。第1～3列和第4～6列分别为一对一配对方式和最邻近配对方式下的结果，可以看出，变量CEOg的回归系数依然在5%或1%水平上显著为正，假设2仍然得到证实。

表4 倾向得分匹配检验

5.2 变量替代法

实证研究结果可能受到变量度量方式的影响，采用变量替代法测试研究结果的稳健性。

(1)扩大CEO性别的范围，将女性董事长纳入考察对象。由此，变量CEOg为1的观测值由796个扩充至1186个。(2)企业风险承担的度量。以4年期为一个观测阶段(T=4)，滚动计算经行业和年度均值调整后的资产收益率(PAijt)、净资产收益率(PEijt)及其在观测阶段内的标准差(Risk1和Risk2)，滚动计算PAijt最大值与最小值的差额(Risk3)，重新度量企业风险承担。(3)替换模型(4)和模型(5)中的控制变量。债务水平(Liab)的替换，以流动比率替代长期债务与资产总额的比值；公司收益状况(Profit)的替换，以息税前利润与期初所有者权益的比值替代息税前利润与资产总额的比值；公司规模(Size)的替换，以营业收入的自然对数替代资产总额的自然对数；股权集中度(Share)的替换，以第一大股股东持股比例替代第一大流通股股东持股比例；成长状况(Bmp)的替换，运用流通股股价计算非流通股权市值；资产周转状况(Tar)的替换，以流动资产周转率替代总资产周转率。依次采用上述变量替代方式，主要研究结论保持不变。

6 结论与启示

性别认同理论认为女性行为更为保守和谨慎[3]，然而性别角色理论指出女性管理者的性别角色模式往往具有男性特质。既然女性管理者存在着生理性别和社会性别角色的不一致，那么女性CEO的企业风险承担是否有别于男性CEO？上述差异在不同的产权性质企业中是否存在着不同？本文以中国A股市场上市公司为研究对象，探讨了CEO性别与企业风险承担的关系，以及产权性质对上述关系的调节效应。发现女性CEO企业的风险承担显著高于男性CEO企业的对应水平；非国有性质的女性CEO企业的风险承担水平更高，产权性质负向调节女性CEO与企业风险承担的关系。

上述结论不仅说明在企业风险承担研究中性别角色理论更具适用性，而且为揭示CEO性别与企业风险承担的关系及产权性质对上述关系的影响提供了有益的思考和启示，具体如下：(1)消除性别歧视，给予女性管理者平等的晋升机会，提高女性在高层职位上的比例。在当下知识信息社会和城市化进程中，我们更应注重对女性高层人才的培养，继续建设一个多层次、多类型的终身教育体制，为女性管理者的职业发展创造良好的环境。(2)减少政府干预，提升管理者的风险承担意识，培育企业家精神。国有企业管理者出于政治职位晋升等考虑，经营决策往往趋于保守，缺乏独立性、创造性和企业家精神，其风险承担意识往往较低。因此，转变政府职能，降低微观经济的干预程度，完善政绩考评机制，提升管理者的风险承担意识和创新激励性，这对企业家精神的培育大有裨益。

[1] 卿石松.职位晋升中的性别歧视[J].管理世界,2011,(11):28-38.

[2] 黄志忠,薛清梅,宿黎.女性董事、CEO变更与公司业绩——来自中国上市公司的证据[J].经济评论,2015,(6):132-143.

[3] Zuckerman M. Behavioral expressions and biosocial bases of sensation seeking[M]. New York: Cambridge University Press, 1994.

[4] Powell M, Ansic D. Gender differences in risk behavior in financial decision-making: an experimental analysis[J]. Journal of Economic Psychology, 1997, 18(6): 605- 628.

[5] Huang J, Kisgen D J. Gender and corporate finance: are male executives overconfident relative to female executives[J]. Journal of Financial Economics, 2013, 108(3): 822-839.

[6] Pizzorno M C, Benozzo A, Carey N. Narrating career, positioning identity and constructing gender in an Italian adolescent’s personal narratives[J]. Journal of Vocational Behavior, 2015, 88: 195-204.

[7] Sieben B, Braun T, Ferreira A I. Reproduction of ‘Typical’ gender roles in temporary organizations—no surprise for whom? The case of cooperative behaviors and their acknowledgement[J]. Scandinavian Journal of Management, 2016, 32(1): 52-62.

[8] Milanov H, Justo R, Bradley S W. Making the most of group relationships: the role of gender and boundary effects in microcredit groups[J]. Journal of Business Venturing, 2015, 30(6): 822-838.

[9] Hersch J. Smoking, seat belts, and other risky consumer decisions: differences by gender and race[J]. Managerial and Decision Economics, 1996, 17(5): 471- 481.

[10] LaBorde W J. The gendered division of labor in parental caretaking: biology or socialization[J]. Journal of Women & Aging, 1994, 6(1): 65- 89.

[11] Slovic P. Risk-taking in children: age and sex differences[J]. Child Development, 1966, 37(1): 169-176.

[12] Watson J, McNaughton M. Gender differences in risk aversion and expected retirement benefits[J]. Financial Analysts Journal, 2007, 63(4): 52- 62.

[13] Constantinople A. Masculinity-femininity: an exception to a famous dictum[J]. Psychological Bulletin, 1973, 80(5): 389- 407.

[14] Schein V E. The relationship between sex role stereotypes and requisite management characteristics[J]. Journal of Applied Psychology, 1973, 57(2): 95-100.

[15] Pekkarinen T, Vartiainen J. Gender differences in promotion on a job ladder: evidence from finnish metalworkers[J]. Industrial and Labor Relations Review, 2006, 59(2): 285-301.

[16] 张维迎.国有企业改革出路何在[J].经济社会体制比较,1996,(1):13-19.

[17] Powell B. Economic freedom and growth: the case of the celtic tiger[J]. Cato Journal, 2003, 22(3): 431- 448.

[18] John K, Litov L, Yeung B. Corporate governance and risk taking[J]. Journal of Finance, 2008, 63(4): 1679-1728.

[19] Faccio M, Marchica M T, Mura R. Large shareholder diversification and corporate risk-taking[J]. Review of Financial Studies, 2011, 24(11): 3601-3641.

[20] 李文贵,余明桂.所有权性质、市场化进程与企业风险承担[J].中国工业经济,2012,(12):115-127.

[21] 余明桂,李文贵,潘红波.管理者过度自信与企业风险承担[J].金融研究,2013,(1):149-163.

[22] Zhu W, Yang J. State ownership, cross-border acquisition, and risk-taking: evidence from China’s banking industry[J]. Journal of Banking & Finance, 2016, 71: 133-153.

[23] Sun J, Liu G. Audit committees’ oversight of bank risk-taking[J]. Journal of Banking & Finance, 2014, 40: 376-387.

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

国家自然科学基金资助项目(71572144，71403031，71402141)；中国博士后基金资助项目(2014M550505,2015T81041)

F272.91

A

1003-5192(2017)03- 0021- 07

10.11847/fj.36.3.21