女性首次进入董事会对公司风险和绩效的影响

林煜恩,宁晚宏

(1.吉林大学 数量经济研究中心，吉林 长春 130012；2.吉林大学 经济学院,吉林 长春 130012)

一、前言

近些年，女性在企业基层管理中发挥的作用越来越大，有数据表明，女性作为企业经理已占中基层经理的50%(邓子鹃、林仲华，2015[1])，然而，在高层管理者中女性占比远低于男性，从2000年到2014年，女性高管的比例虽然呈现增长的趋势，但仍然维持在12%至15%之间的较低水平，至于公司的女性董事比例甚至降至10.9%。女性管理者在晋升过程中，面临的“玻璃天花板”现象仍然十分严峻。阿里巴巴总裁马云曾就公司女性高层管理者说过：“阿里巴巴成功的秘诀是33%女性高管。”由此可见，女性高层管理人员并未如传统观念的预期，会给企业绩效等方面带来负面影响。相反，由于更多的女性加入公司的高层管理队伍，会使得公司因性别多元化而能够提供更加多元化的知识、经验和外部资源(吕英、王正斌，2015[2])，因此更可能有益于企业的成长和多元化战略。因此，有必要探究女性高层管理者对公司决策及后果的真实影响，方便为企业合理用人提供借鉴，并且考量女性高管的真实管理能力。

本研究主要探究女性董事对公司的风险、绩效两方面的影响，结果发现董事会中女性比例越高，公司的风险水平越低；女性董事比例对公司绩效影响水平并不显著；并且通过综合运用倾向得分配对法(PSM)和双重差分法(DID)解决回归模型中的内生性问题，为首次发生变更董事会成员为女性的公司进行倾向得分配对，排除其他相关因素的干扰，检验有女性首次进入董事会这一事件对公司风险和绩效的影响。研究发现，女性董事与男性董事在公司风险和绩效方面表现得并无显著差异，即女性可以和男性董事表现得一样好。因此，我国上市公司的目前平均女性高层管理者比例处于较低水平这一现象是不公正，不合理的，简单排除女性管理者是对女性职业者的不公正待遇，在女性与男性的工作表现无差异的前提下，允许更多的女性管理者进入公司董事会既可以帮助公司节约人力搜寻成本，优化配置公司人力资源，又可以加强团队异质化，提高公司内部积极性，营造企业新氛围，使公司焕发出新的活力。

本研究一共包括五个部分的内容，除了前言外，第二部分为文献探讨，第三部分为研究方法，第四部分为实证结果，最后为结论与建议。

二、文献探讨与研究假设

文献探讨分为三个部分，第一个部分探讨董事会性别对公司风险的影响，第二部分探讨董事会性别对公司绩效的影响，第三部分根据文献探讨，提出研究假设。

(一)董事会性别与公司风险

过去探讨董事会成员性别对公司风险影响的学术文献，多着重研究过度自信对男性和女性在风险态度方面产生的影响，对于女性高管的过度自信对公司风险的影响，目前有以下三种结论：积极影响、消极影响和不显著影响。

在过去董事性别与公司风险的研究中，发现较之男性董事，女性董事更具有风险规避的特质，更厌恶风险(Powell and Ansic,1997[3];Barber and Odean,2001[4])。过度自信给公司带来的危害，Roll(1986)[5]就指出，狂热情绪会令管理者高估目标企业的价值，损害股东利益。过度自信与公司潜在的文化特征一致(Itzhak et al.,2007[6])，企业家普遍表现出过度自信(Cooper et al.,1988[7])。我国企业管理者的过度自信行为也比较严重(张敏等，2009[8])。Markus et al.(2008)[9]以及吕兆德、徐晓薇(2016)[10]认为董事会决策易产生群体过度自信，对公司过度投资具有显著的正向作用。由于管理者的过度自信行为与公司投融资风险正相关，过度自信的高管通常对项目的价值预期过高，他们更可能过度投资，以获得更大的利润回报(Heaton,2002[11];郝颖等,2005[12];Doukas and Petmezas,2007[13];Anand and Anja,2008[14])。而男性投资者比女性在评估信息准确性和交易收益时更易过度自信(Barber and Odean,2001[4])，因而高管团队中较高的女性比例能够降低公司过度投资水平(黎海珊，2014[15])，抑制过度投资，减小投资波动幅度，给公司带来积极影响，这一点是以男性为主的公司缺少的。Anna et al.(2009)[16]认为公司风险可通过控制过度投资行为得以降低，通过分析市场风险、公司特性风险和总风险，发现女性CEO降低公司风险的原因可能是女性CEO在制定公司战略时会遵循规避风险的原则，也可能是因为女性收入相比男性更低，所以在投资时更保守(Bernasek and Shwiff,2001[17])。祝继高等(2012)[18]研究发现，在面临不确定性的情况时，女性的风险规避有利于减少公司的过度投资，帮助公司克服金融危机带来的不利影响。李小荣、刘行(2012)[19]指出女性CEO能够显著降低股价崩盘的风险，权力越大，降低股价崩盘风险的作用越大，当股市为“熊市”或CEO年龄更大时，能够更明显的降低股价崩盘的风险。此外，女性高管对降低公司过度自信方面影响更显著，李世刚(2014)[20]认为，上市公司女性高管对管理者过度自信和公司融资偏好产生的影响能显著降低公司过度自信的概率、投资现金流的敏感性和内部融资偏好。

亦有研究者指出女性CEO对降低公司风险不显著。程惠霞、赵敏(2014)[21]发现尽管女性高管比例提升与公司杠杆率呈负相关关系，但在减弱组织风险偏好方面影响不显著，而且教育水平会削弱这一效应。Walayet and Joao(2013)[22]通过探讨激励作用对董事的影响得出，当男女CEO的薪资(股票期权)奖励相同时的风险也相近。也有学术文献指出，董事会成员的性别并未造成对公司风险的影响，先前的研究是由于未能控制内生性变量。Sila et al.(2016)[23]认为，女性CEO只对风险较高的公司具有降低风险的作用，并不代表女性CEO的加入会降低公司风险。Johnson and Powell (1994)[24]的研究亦指出影响公司风险的变化因素是新上任的CEO的性格，而非性别因素。汤颖梅等(2011)[25]从CEO教育学历背景和其在任期限两个角度指出公司风险不受CEO性别的影响。一个弊端是，虽然大部分文献指出女性CEO能够降低公司风险，但任用女性CEO的上市公司可能被投资者视为风险低、预期回报率低的公司，由此也会对公司产生不良影响。

在消极方面，Lee and James(2007)[26]认为女性的领导能力不被大众了解和清楚，会对公司风险产生不利影响。陈夙、吴俊杰(2014)[27]认为，虽然管理者过度自信会显著增加公司投资风险，但是良好的董事会结构却能降低公司投资风险。由于管理者的最优努力水平会随着过度自信程度的增大而提高，因此在一定程度上过度自信有助于缓解公司的代理问题(Gervais et al.,2003[28])过度自信的管理者不易做出投机取巧的行为，且会克服风险厌恶障碍(Simon et al.,2007[29])，强化公司的风险偏好,在投资决策中选择高风险的投资项目(余明桂等，2013[30])。因而女性董事虽然缓解了过度投资行为，但是由此带来的代理问题也不可忽视。Hirshleifer et al.(2012)[31]研究得出，管理者过度自信的公司在风险性和挑战性的创新类项目上投资得更多，Galasso and Simcoe (2011)[32]也证实了过度自信的CEO更可能使公司向着新技术方向发展，这表明男性董事较多的公司在创新研发支出方面较之女性更胜一筹。此外，董事会特征也会对公司投资融资风险产生影响，例如董事会独立性和董事会规模会对因管理者过度自信造成的公司投资和融资风险有负向调节作用，董事会规模越大，管理者过度自信对公司投融资风险作用越小，且当董事会人数少于10人时，其正面效应显著(Lipton and Lorsch,1992[33])。

(二) 董事会性别对公司绩效的影响

Cox and Hayne(2006)[34]认为“影响公司绩效的因素除了团队系统因素还有其他因素，即典型的性格特征，团队中的个体有不一样的信息来源比来源一样的更有价值，比如性别因素”，目前关于女性参与高管团队对公司绩效的影响有两类：一是“促进假说”，二是“抑制假说”。

Jianakoplos and Bernasek(1998)[35]认为女性比男性更厌恶风险，增加男性比例，会增加风险选择，投资更多股票(Barber and Odean,2001[4])，一旦投资失败，公司的资金链将受到严重影响，对绩效有负面影响；女性则较倾向于风险厌恶，她们强调足够的把握，根据资源依赖理论，女性高管特有的柔性管理决策使得其做出的包括技术战略在内的一系列决策能够帮助公司更好的适应环境变化，有助于公司获得利润，保证正绩效。女性在一定意义上代表着柔和，在营造工作氛围方面，女性CEO有助于形成友好的工作环境(Tate and Yang,2012[36])，从而有利于公司更好更快的推出满足市场需要的产品，树立良好形象。Liu et al.(2014)[37]指出，公司绩效与高管性别有关，由于全是男性或者全是女性并不是风险喜好最强或风险厌恶最强，因此男女组合对风险选择有影响(Jianakoplos and Bernasek,1998[35])。李长娥、谢永珍(2016)[38]提出男女性对公司技术创新战略中不同的认知框架会影响公司产出，曾萍、邬绮虹(2012)[39]提出在公司管理决策方面，女性董事拥有不同的社会资本和网络资源，这种独特的人力资本会为公司管理决策提供创新型的视角和解决问题的新方法，女性为了维持置业需求和社会资源必须保持多元化网络，并保持广泛的联系，更容易维持弱关系，而这些弱关系是公司创新活动的关键信息来源。

由于女性易受情绪影响(Fehrduba et al.,2006[40])，其情绪会有波动，对于女性在公司绩效上表现出的负面影响，主要体现在对员工情绪的同化和企业费用方面。若女性情绪化员工，很大程度上会影响到工作决策，给公司造成损失；Matsa and Miller(2013)[41]提出，较多的女性高管与较少的失业，较高的劳工费和较低的利益有关，由于女性的特殊性，其家庭的角色会相对重一些，且会面临休产假等情况，公司的投入会更大。

除此之外，亦有学者指出女性高层管理人员对公司绩效无显著影响。王明杰、朱如意(2010)[42,52]关于女性董事对董事会运作、企业绩效影响的实证研究显示，女性董事对董事会行为的影响并不明显。刘明(2012)[43,53]研究指出，在旅游上市公司中，女性高管在公司高管团队所占比例与其净利润率之间不存在显著关系。陈琳等(2013)[44]对1348 家上市公司近三年的数据进行分析，同样发现女性高管比例与公司绩效之间没有显著相关性。

过去学界对女性高管数量或者女性高管占高管团队的比例与公司财务绩效或经营绩效的关系并未达成一致，原因可能是研究结果容易受到数据质量的影响，而不同研究者选择了不同时间点(段)、不同行业、不同规模、不同管理方式的上市公司数据，所以得出了不一样的结论(邓子鹃、林仲华，2015[1])。因此，女性高级管理人员对公司绩效的影响效果及其内部作用机制，还需要进一步的实证研究证据支持。

(三)研究假设

过去对于女性董事会成员与公司风险的相关研究，并未得出一致结论，但大多数学者通过研究发现，公司女性董事会成员比例的增加能够帮助降低公司的风险。原因可能是女性董事会成员自身具有风险规避的特质，相比与男性董事会成员更加厌恶风险，因此能够有效降低董事会的过度自信水平，减少公司过度投资带来的风险，而公司风险可以通过控制过度投资行为实现(Anna et al.,2009[16])。本研究据此提出假设1。

假设1:董事会成员中女性比例越高，越有助于降低公司风险。

在女性董事会成员对公司绩效影响的方面，多数学者同样以女性的风险规避特征为出发点，认为女性在投资方面具有足够的把握，再加上女性自身柔性的性格特征，能够帮助公司制定适应环境变换的技术战略，有助于公司获得正利润。同时女性具有不同于男性的社会资本和网络资源，使公司与外界保持多元化联系，获得关键信息，树立良好的企业形象。本研究据此提出假设2。

假设2：董事会成员中女性比例越高，越有助于增加公司绩效。

本研究的前半部分在探讨董事会性别多样性对公司风险的影响时，延续了学界大多数学者将董事会女性比例作为模型中解释变量的做法，但是考虑到其他相关因素的干扰作用和模型中的内生性问题，本研究用倾向得分配对(PSM)和双重差分法(DID)来研究在样本观察期间内，有女性首次成为董事会成员给董事会带来的结构异质性改变，以及在此基础上女性首次进入董事会对公司决策行为及其经济后果的影响。本研究据此提出假设3，4。

假设3：女性首次进入公司董事会，能够有效降低公司风险。

假设4：女性首次进入公司董事会，能够有效增加公司绩效。

三、研究方法

研究方法主要分为三个部分。第一部分说明本研究使用的数据源与处理，第二部分说明本研究公司风险的衡量及变量定义，第三部分为研究方法和模型设定。

(一)样本选择与数据来源

本研究选择沪深两市的 A 股上市公司1998—2016年的数据为样本。为了保证实证研究的可行性以及有效性，对这些样本企业按照一些条件进行筛选，筛选的步骤为: (1) 剔除金融行业和保险行业的上市企业。这是因为，金融保险业与其他一般行业的经营情况差别较大，并且该行业较为特殊，其内部控制评价报告内容有其特殊的行业要求，所以将其从研究样本中剔除，以保持研究结论的普遍性。(2) 剔除ST和*ST上市企业样本。由于这类企业已经连续两年或者两年以上出现亏损或者存在资不抵债的情况，其数据具有不稳定性，并且不具有代表性，因此将其从研究样本中剔除。(3) 剔除数据缺失值。

经过上述步骤的筛选之后，本研究主要对 1998—2016年的 A 股上市企业的数据进行研究。样本企业研究数据的获取，主要来自于 CSMAR 数据库，并进行 1%和99%的缩尾数据处理，得到最后参与实证研究的数据记录。

(二)公司风险衡量及变量定义

公司风险指标分三种风险：分别是总风险、市场风险和公司特性风险。对风险的度量，本研究沿用学术界及实务界广为接受和采用的单因素模型，即:

Rit=α1|β1Rmt|εit

(1)

模型(1)中，Rit和Rmt分别是指第i只股票的日市场收益率和市场综合收益率。

(1)公司总风险(Total_r)是股票日报酬率的标准差，即模型(1)中，Rit取标准差。

(2)公司系统风险(System_r)的测度，参考方红星, 陈作华(2015)[45]的研究，在操作上，对(1)式用最小二乘法估计时间跨度为5年的β系数。具体估算过程如下: 对样本中每家上市公司的股票，将过去至少36个月的个股月回报按月对市场回报进行时间序列回归，得出度量风险的β值。系统风险由Rmt的系数加以度量。

(3)公司异质性风险(Individual_r)的测度，通过模型(1)的回归，得出残差，公司异质性风险的度量采用残差的标准差。

(4)据John et al.(2008)[46]、Faccio et al.(2011)[47]和李文贵、余明桂(2012)[48]的研究，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(2)计算经行业和年度均值调整后的资产收益率(PAijt)

(2)

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(3)所示

(3)

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。

(5)据Faccioetal.(2011)[47]的研究,采用净资产收益率波动情况反映企业风险承担水平(Risk1)。在模型(2)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(3)中，运用PEijt替代PAijt，计算企业风险承担水平(Risk2)。

(6)借鉴Faccioetal.(2011)[47]的研究方法，计算在观测阶段内(T=5)，经行业和年度均指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(4)所示

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

(4)

在计算企业风险承担水平(Risk3)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年的风险承担水平；第3阶段为2001-2005年，计算2005年风险承担水平；以此类推。

表1 变量定义表

(三) 研究方法与模型设定

借鉴程惠霞、赵敏(2014)[21]的研究，将女性董事会比例作为衡量董事会性别多样性的变量，并据此探讨董事会性别多样性对公司风险的影响。

为了验证董事会女性比例与公司风险之间的关系，本研究构建模型(5)如下：

Riski,t=α0+α1Woman_Pi,t-1+α2Dirctor_ci,t-1+α3Sizei,t-1+α4MBi,t-1+α5Agei,t-1+α6ROAi,t-1+α7CEO_ti,t-1+α8In_boardi,t-1+α9Board_ii,t-1+α10Growthi,t-1+α11capxi,t-1+α12CFOi,t-1+α13Divi,t-1+Σγ′Year+Σφ′Ind+εi,t

(5)

探讨女性董事会比例与公司绩效的关系时，将模型(5)中的风险变量Riski,t替换成衡量公司绩效的变量ROAi,t与ROEi,t即可。

过去研究以女性董事比例作为解释变量，忽略了董事会规模的逆转可能造成女性董事人数并未增加的公司，女性比例有较大幅度增加，因此本研究通过比较有女性首次进入董事会和未发生女性首次进入董事会两种状态下的公司风险和绩效的差异，研究女性首次进入董事会与公司风险和绩效的关系。然而，简单地比较是否有女性首次进入董事会造成的公司绩效、风险的差异，无法排除其他因素对绩效、风险的影响，且不能在同一公司观察到这两种状态。因此，本研究采用倾向得分配对(PSM)和双重差分法(DID)，排除混淆变量的影响，得到女性首次进入董事会对公司绩效和风险的“净效应”。

倾向得分配对法首先利用相关模型计算出每家公司是否更换女性董事的倾向得分，然后选择与更换女性董事样本倾向得分最为接近的样本作为控制样本，最后对实验组和控制组的差异进行检验。匹配后，实验组样本与控制组样本之间不存在显著差异。参考Sila et al.(2016)[23]的研究设计，本研究分年度使用Logit回归计算出每个样本的倾向得分,在此基础上为每个实验组样本找到倾向得分最为接近的控制组样本。

为了探究影响女性董事任命的因素，本研究构建了模型(6)：

Woman_ai,t=β0+β1Total_ri,t-1+β2Sysem_ri,t-1+β3Individual_ri,t-1+β4Woman_di,t+β5Man_di,t+β6Woman_Pi,t-1+β7Dirctor_ci,t-1+β8Sizei,t-1+β9MBi,t-1+β10ROAi,t-1+β11Boardi,t-1+β12Board_ii,t-1+β13capxi,t-1+Σγ′Year+Σφ′Ind+εi,t

(6)

表2为Logit回归结果，第一个回归模型将总风险作为解释变量，第二个回归模型将风险变量换成系统风险和公司异质性风险，据此探讨影响女性董事任命的因素。回归结果表明：原有的女性董事离任，会显著正向影响公司任命新的女性董事，原因可能是惯性的作用；男性董事的离任同样引起女性董事的任命，可能是由于男性董事的离任为女性继任董事席位创造了机会；同时，女性比例越高的公司，其任命女性董事的可能性越大；资产收益率越高的公司，由于受传统观念中女性不善治理公司的偏见的影响(Fehrduba et al.,2006[40])，或者期望任命有过度自信的男性董事，增加投资(Barber and Odean,2001[4])，可能会给公司带来正的利润，因此越不倾向于任命女性董事；董事会规模越大，并且董事会独立性越强的公司，越容易任命女性董事；现金支付与公司女性董事的任命之间呈负相关关系，其他变量对女性董事的任命均存在影响，但不显著。

本研究将虚拟变量Woman_a为1的样本作为实验组，即任命一个女性董事来替代离任的男性董事的公司，将Woman_a为0的样本作为控制组，我们通过它们对于用女性代替离开的男性董事的倾向得分对实验组和控制组进行匹配，并且将表2模型中的变量作为匹配的相关变量，为一个事件公司配对一个倾向得分最接近的控制组样本公司，并在最后对匹配效果进行了检验。

为了验证在PSM和DID的方法下女性首次进入董事会与公司风险之间的关系，本研究构建了模型(7)：

Riski,t=λ0+λ1did+λ2event+λ3period+λ4Dirctor_ci,t-1+λ5Sizei,t-1+λ6MBi,t-1+λ7Agei,t-1+λ8woman_pi,t-1+λ9ROAi,t-1+λ10CEO_ti,t-1+λ11ln_boardi,t-1+λ12Board_ii,t-1+λ13Growthi,t-1+λ14capxi,t-1+λ15CFOi,t-1+λ16Divi,t-1+Σγ′Year+Σφ′Ind+εi,t

(7)

其中α、β、λ为自变量的系数，ε为误差项。

表2 影响女性董事任命的因素

*,** and *** mean statistical significance at 10%,5% and 1% respectively.

探讨女性董事会比例与公司绩效的关系时，将模型(7)中的风险变量Riski,t替换成衡量公司绩效的变量ROAi,t与ROEi,t即可。

模型(7)中，event为虚拟变量，样本为有女性首次进入公司董事会的样本时取1，否则event取0；period为虚拟变量，样本所在年度为发生女性首次进入董事会这一事件之前的年度，则period取0，否则period取1；did=event*period，当event和period两个变量都取1时，did为1，否则为0，did衡量了当有女性首次进入董事会的年度对公司风险和绩效影响的净效应。

四、实证结果

(一)全样本的描述性统计

表3全样本描述性统计结果

本研究对数据缩尾后进行描述性统计分析，从表3全样本的描述性统计结果来看，沪深A股中公司总风险(Total_r)均值为2.685，最大值为3.976；公司异质化风险(Individual_r)平均为2.390，最大值为3.642；公司的系统风险(System_r)均值为1.103，方差为0.261。可以看出，不同公司之间的风险存在着一定的差距，但每家公司面临的系统风险相差不大。公司的资产收益率(ROA)均值为3.401，最小值为-30.282，最大值为25.972；公司的权益报酬率(ROE)均值为5.912，最小值为-100.723，最大值为50.698。由此可见，不同公司之间绩效差距较大，甚至存在负盈利的公司。

就公司的女性董事比例(Woman_p)来看，均值为0.109，最小值为0，最大值也仅为0.500，说明公司董事会中男女性别比例严重失衡，平均而言，女性董事席位仅占董事会的十分之一，也反映出在公司的较高管理层中，女性面临“玻璃天花板”的职涯困境；从公司女性董事数量(Woman_n)来看，均值为1.108，中位数为1，最大值为6，说明大多数公司的女性董事数目在均值水平以下。其余控制变量的结果与已有研究基本一致，这里不再赘述。

(二)女性董事比例对公司风险影响的回归分析

表4 女性董事比例对公司风险的影响

续表4

*,** and *** mean statistical significance at 10%,5% and 1% respectively.

通过表4中的OLS回归，探究公司女性董事比例对公司风险的影响，据表4的回归结果，在控制了相关变量后，发现女性董事比例对公司总风险的回归系数为-0.0357，在5%的显著性水平上显著，说明随着女性董事比例的升高，能够显著降低公司的总风险；女性董事比例同样能够显著降低公司的系统风险和公司的异质性风险。研究结果与假设1相一致。

表4回归中，被解释变量是当期的公司各种风险的衡量，表5在表4回归思想的基础上，将公司的风险变量滞后一期，探讨女性董事比例对公司未来风险的影响。研究结果表明，随着女性董事比例的增加，公司总风险，系统风险以及异质化风险都有一定程度的降低，然而并不具有统计意义上的显著性，也就是董事会中女性成员比例并不显著影响公司风险，与程惠霞和赵敏(2014)[21]的研究结果一致。

表5 女性董事比例对公司未来风险的影响

续表5

*,** and *** mean statistical significance at 10%,5% and 1% respectively.

(三)女性董事比例对公司绩效影响的回归分析

表6 女性董事比例对公司绩效的影响

续表6

*,** and *** mean statistical significance at 10%,5% and 1% respectively.

通过表6中的OLS回归，探究公司女性董事比例对公司绩效的影响，据表6的回归结果，发现女性董事比例对公司资产收益率的回归系数为0.4938，说明随着女性董事比例的升高，能够增加公司的绩效，但是并不显著；同样女性董事比例对公司权益报酬率的影响仍不显著。研究结论与陈琳等(2013)[46]的研究结果相类似，原因可能是女性董事占公司董事总数的平均比例处于较低水平，在这种情况下，女性董事的声音很可能被忽视(张娜，2013)[49]，因此削弱了女性董事对公司绩效的正向影响作用。

据表6可知，公司董事会中兼职人数(Director_c)的回归系数为正，并且在5%的水平上显著，说明董事会的对外联系性越强，公司的绩效水平越高；CEO任期(CEO_t)与公司绩效呈显著正相关性；董事会规模(Ln_Board)越大，公司绩效水平越低，原因可能是较大的董事会缺乏灵活性，管理成本较高；同时，公司绩效水平与累积来自营业的现金流量(CFO)、营收增长率(Growth)、支付现金(capx)和每股支付股利(Div)之间显著正相关。其余变量的回归系数不具有统计意义上的显著性。

表7 女性董事比例对公司未来绩效的影响

续表7

*,** and *** mean statistical significance at 10%,5% and 1% respectively.

为了检验女性董事比例对公司未来绩效的影响，将公司的ROA与ROE滞后一期，结果如表7所示。女性董事比例对公司资产报酬率和权益报酬率回归系数都减小了，分别为0.0008和0.0066，说明女性董事比例对公司下一年的绩效有更小的影响，并且同样不具有统计意义的显著性，与表6的研究结果类似。

表7中，账面市值比(MB)的回归系数显著为正，说明账面市值比越高的公司，绩效水平越好；同时，每股股利支付水平与公司绩效之间也有显著的正相关关系，即公司支付股利水平越高，越容易拥有较高的资产收益率和权益报酬率，原因可能是，支付较高股利的公司能够吸引外部投资者，树立良好的企业形象。

(四)基于DID方法的女性首次进入董事会对公司风险绩效的影响

表8 女性董事任命对公司风险的影响效果

续表8

*,** and *** mean statistical significance at 10%,5% and 1% respectively.

据表8回归中各模型中event的回归系数可知，发生女性首次进入董事会的公司样本比控制组样本有较低的风险水平，但是不具有统计学上的显著性；被解释变量为Total_r、System_r、Individual_r、Risk2的模型中period的系数为负，但不显著，说明在发生女性首次进入公司董事会的事件后的所有年度，公司的风险水平有一定程度的降低，模型Risk1、Risk2的回归系数为正，但同样不显著；did的回归系数在模型的系数并不显著，说明实验组比控制组在女性首次进入董事会后，公司的风险水平不存在显著差异，即无证据显示女性董事会增大公司风险，在公司风险方面，女性董事与男性董事的表现是无差异的，虽然与假设3相悖，但是结合现阶段我国上市公司董事会中，较低的女性董事比例来说，阻碍女性进入公司董事会的行为是不合理的，因为就公司风险而言，女性董事至少不会比男性董事表现得更差，因此，应该获得和男性董事一样多的董事席位。

公司风险与资产收益率、董事会规模和支付现金之间呈显著的负相关关系；营收增长率越高，公司的风险越高。其余变量关于公司风险的回归系数不显著。

*,** and *** mean statistical significance at 10%,5% and 1% respectively.

据表9回归中模型ROE中event的回归系数可知，发生女性首次进入董事会的公司样本比控制组样本有较高的绩效，但是不具有统计学上的显著性；模型ROA中period的系数为负，但不显著，说明在发生女性首次进入公司董事会的事件后的所有年度，公司的绩效水平有一定程度的降低，模型ROE的回归系数为正，但同样不显著；did的回归系数在模型的系数并不显著，说明在公司绩效方面，女性董事可以与男性董事表现得一样好，并不存在显著差异。

五、结论与建议

本研究针对董事会性别与公司风险和绩效的相关文献进行梳理总结，通过对我国沪深A股上市企业1998—2016年的数据进行实证分析，并且在过去研究普遍以简单的女性董事比例作为探讨影响公司各项经济决策主要解释变量的基础上，为了解决内生性问题，本研究综合使用倾向得分配对和双重差分法，主要得出以下结论：我国企业董事会中女性成员比例较低，说明大多数公司未能认同女性董事的管理能力；女性董事比例对于企业风险具有负向影响，随着女性董事比例增加，公司风险呈下降趋势；女性董事比例并不显著影响公司的绩效水平；基于PSM和DID的方法分析，结果表明女性董事在公司风险和绩效两个方面与男性董事的表现并无明显差异，即女性董事拥有和男性董事相同水平的公司治理能力。本研究得出此结论的原因可能是，目前我国沪深A股上市公司的女性董事比例较低，平均为10.9%，明显低于欧洲和美国的17%和 15%(吕英、王正斌，2015[2])，在这种情况下，董事会很可能在一定程度上忽略女性董事的声音(张娜，2013)[49]，女性董事对于公司决策的意见淹没在男性主导的董事会中，没能使女性完全发挥出其对公司风险和绩效的影响作用，因此女性与男性董事在公司风险和绩效方面的表现的几乎无差异。

本研究的结论与程惠霞、赵敏(2014)[21]、Johnson and Powell (1994)[24]、陈琳等(2013)[44]关于女性高管比例与公司风险和绩效之间不存在显著相关关系的研究结果相类似。Sila et al.(2016)[23]的研究也指出无证据显示女性董事代表会影响公司风险。过去性别多样性与风险之间的关系，可能是同时影响董事会性别构成和公司风险的公司异质性因素导致的。采用倾向得分配对和双重差分法能消除这种公司之间的异质性，从而使得本研究得出与过去单对女性董事比例和公司风险之间关系的研究不同的结论，即女性董事并不会对公司风险产生显著影响。Milanov et al.(2015)[50]和Sieben et al.(2016)[51]性别角色的理论认为，一个人拥有的气质类型(男性气质或女性气质)与生理性别并没有必然的联系，女性管理者的性别角色模式往往具有男性特质。女性董事与男性董事可能因为具有相似的特质，所以在公司风险和绩效方面表现的并无差异。因此结合本研究的结论，现如今社会上限制女性进入高级管理层的做法是缺乏合理性的，女性董事与男性董事给公司带来的决策经济后果是无差异，不能以女性会给公司造成低绩效或高风险为由拒绝任命女性董事。

针对本研究的结论，我们提出如下建议：消除社会上对高级管理人员的性别歧视，给予女性管理者平等晋升的机会，提高女性在董事会的比例，避免公司因特意搜寻男性董事而造成人力资本的浪费；在后续研究时，应该着重考察女性高级管理人员对公司绩效的影响机制，发掘其影响企业绩效的内在过程。同时，可以考虑女性董事对于公司其他决策经济后果的影响，并且将女性董事扩大为女性高管，进一步考察女性管理者对公司各方面的影响，以对本研究进行丰富和补充，或者通过替换变量的考查方法，对本研究进行验证。

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