女性董事、團(tuán)體動(dòng)力與企業(yè)社會(huì)責(zé)任
——性別協(xié)同還是團(tuán)體協(xié)同？

呂 英，王正斌，姚海博

(1.蘭州理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730050；2.西北大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127; 3.西安工程大學(xué)管理學(xué)院，陜西 西安 710048)

一、引 言

繼挪威、法國(guó)、西班牙、比利時(shí)等歐洲國(guó)家之后，美國(guó)地方政府也加入了制定女性董事強(qiáng)制性配額的行列，2018年美國(guó)加利福尼亞州簽署法案要求總部設(shè)立在加州的上市公司董事會(huì)中至少有一名女性成員，該法案的簽署再次引發(fā)了國(guó)際社會(huì)對(duì)女性董事價(jià)值的爭(zhēng)論。關(guān)注公共利益實(shí)體中女性董事對(duì)公司治理和公司績(jī)效影響的實(shí)證研究是國(guó)際視野下的主要議題[1][2]。大量研究從企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效視角關(guān)注了女性董事對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響[3][4]，然而研究結(jié)果差異較大，正相關(guān)、負(fù)相關(guān)和不相關(guān)的結(jié)論都有。正因如此，F(xiàn)erreira(2015)提出在討論促進(jìn)女性參與商業(yè)活動(dòng)的政策時(shí)，最好把重點(diǎn)放在女性董事對(duì)社會(huì)的潛在好處上，因?yàn)檫@些好處遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了企業(yè)盈利能力的狹隘衡量標(biāo)準(zhǔn)[5]。因此，有部分研究開始關(guān)注女性董事在提升企業(yè)盈利能力之外的影響，如女性董事對(duì)董事會(huì)治理行為[6][7][8]和企業(yè)社會(huì)責(zé)任(Corporate Social Responsibility，簡(jiǎn)稱CSR)[9][10][11]方面的影響，從而豐富了相關(guān)研究。

然而，女性董事對(duì)CSR的治理作用仍然存在較多爭(zhēng)議，尤其已有研究大多是以發(fā)達(dá)國(guó)家為研究樣本，難以揭示中國(guó)情境下女性進(jìn)入董事會(huì)對(duì)CSR表現(xiàn)影響的特殊性。而且，已有研究大多關(guān)注女性董事對(duì)CSR的直接影響[12]，鮮有研究關(guān)注到女性董事發(fā)揮作用的情境因素，尤其是高管團(tuán)隊(duì)(Top Management Team，TMT)動(dòng)力情境在這一影響中的作用。根據(jù)團(tuán)體動(dòng)力學(xué)和協(xié)同理論，董事會(huì)作為一個(gè)團(tuán)體決策機(jī)制，其績(jī)效既取決于董事成員的個(gè)體資本和社會(huì)資本，又取決于董事會(huì)成員與其他董事會(huì)成員的互動(dòng)與交互影響，而更廣泛意義的高管團(tuán)隊(duì)的協(xié)作和互動(dòng)也影響董事會(huì)決策的順利執(zhí)行。在這樣的情況下，單獨(dú)研究女性董事對(duì)CSR戰(zhàn)略的影響力是不夠的，也就是說CSR表現(xiàn)既取決于女性董事的影響力也取決于董事會(huì)、高管團(tuán)隊(duì)其他成員的影響力和作用的發(fā)揮。那么高管團(tuán)體特征對(duì)CSR表現(xiàn)存在怎樣的影響？女性董事對(duì)CSR表現(xiàn)的影響又是否受到高管團(tuán)隊(duì)動(dòng)力情境的調(diào)節(jié)？一方面，高管團(tuán)隊(duì)中的性別因素(如是否存在女性董事長(zhǎng)、是否存在女性CEO、女性高管數(shù)量)是否對(duì)女性董事與CSR的關(guān)系產(chǎn)生影響？另一方面，董事會(huì)的團(tuán)體情境(學(xué)歷、年齡和任期等董事會(huì)團(tuán)體特征因素)是否對(duì)女性董事與CSR的關(guān)系產(chǎn)生影響？進(jìn)一步地，哪些因素影響更大？這些問題的回答對(duì)深入揭示女性董事對(duì)CSR的影響機(jī)理，進(jìn)一步解釋女性董事如何影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有重要意義。

基于以上分析，本文旨在研究團(tuán)體動(dòng)力情境在女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任中的作用，可能有以下幾個(gè)方面的理論貢獻(xiàn)：(1)基于團(tuán)體動(dòng)力學(xué)和協(xié)同理論，從性別協(xié)同和團(tuán)體協(xié)同兩個(gè)方面探討了高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的互動(dòng)和協(xié)同效應(yīng)；(2)基于社會(huì)認(rèn)同理論和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論驗(yàn)證了女性同性社交的協(xié)同效應(yīng)。研究顯示性別是社會(huì)分類的重要標(biāo)準(zhǔn)之一，相比較高管團(tuán)隊(duì)中的學(xué)歷、年齡和任期等團(tuán)體特征，性別因素對(duì)女性董事作用的發(fā)揮產(chǎn)生更重要的影響。(3)基于社會(huì)同一性理論考察了董事會(huì)團(tuán)體特征對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響以及在女性董事治理效應(yīng)發(fā)揮中的協(xié)同作用。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)女性董事與企業(yè)社會(huì)責(zé)任

目前關(guān)于女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任影響的研究主要以女性主義關(guān)懷倫理學(xué)和性別差異的社會(huì)角色理論為基礎(chǔ)。女性主義關(guān)懷倫理學(xué)認(rèn)為女性較男性更具仁慈和同理心，更奉行關(guān)懷倫理(即對(duì)他人的幸福負(fù)責(zé)，避免傷害他人)，這種關(guān)懷通過“移情”的心理機(jī)制發(fā)生作用，從而使女性更具較高的倫理水平[13]。因此，相較于男性董事，女性董事更可能出于“移情倫理”關(guān)注企業(yè)利潤(rùn)以外其他利益相關(guān)方的利益，從而傾向于在董事會(huì)做出有利于企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任的相關(guān)決策。社會(huì)角色理論認(rèn)為社會(huì)賦予女性更多照顧老人和兒童的角色，因此，女性更具公共型[14]，更具撫養(yǎng)性和社會(huì)導(dǎo)向，社會(huì)也由此要求女性領(lǐng)導(dǎo)表現(xiàn)出與“慈母良媳”相一致的善良、仁愛、富有同情心的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，否則將會(huì)導(dǎo)致其在領(lǐng)導(dǎo)能力方面受到消極的評(píng)價(jià)。因此，為了與“性別角色”相一致，獲得社會(huì)的肯定和認(rèn)可，女性董事往往采取行動(dòng)以滿足社會(huì)期望，從而會(huì)比男性董事更加關(guān)注企業(yè)社會(huì)責(zé)任等“軟”問題。

已有實(shí)證研究支持了女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的積極影響。Boulouta(2013)[10]研究顯示董事會(huì)性別多元化與企業(yè)社會(huì)績(jī)效顯著正相關(guān)。Setó-Pamies(2015)[15]用多國(guó)公司樣本進(jìn)行了實(shí)證研究，研究結(jié)果支持了董事會(huì)性別多元化對(duì)CSR有正向影響。Nadeem等(2017)[16]用環(huán)境、社會(huì)和治理指數(shù)(ESG指數(shù))度量可持續(xù)實(shí)踐，研究顯示女性在董事會(huì)的比例與企業(yè)可持續(xù)實(shí)踐具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。Harjoto和Rossi(2019)[12]采用2002～2014年間156家意大利上市公司的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)女性董事與CSR之間存在正相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步地，研究顯示學(xué)歷高的女性董事參與公司治理更能帶來企業(yè)價(jià)值的提升[17]?；谝陨戏治?，本研究認(rèn)為出于“移情關(guān)懷”的心理特征和滿足社會(huì)期望的性別角色壓力，女性董事較男性董事更關(guān)注員工、顧客、環(huán)境、社區(qū)、政府等企業(yè)利益相關(guān)方的期望，對(duì)CSR表現(xiàn)更加敏感，從而在董事會(huì)中傾向于做出有益于CSR的決策，對(duì)CSR產(chǎn)生正向影響。因此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任存在顯著正向影響。

(二)女性董事、性別協(xié)同與企業(yè)社會(huì)責(zé)任

社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為個(gè)體通過社會(huì)分類(如種族、階層、性別和家庭等)，對(duì)自己的群體產(chǎn)生認(rèn)同，并產(chǎn)生內(nèi)群體偏好(in-group favoritism)和外群體歧視(out-group derogation)?；谏鐣?huì)認(rèn)同理論，性別是社會(huì)分類的重要標(biāo)準(zhǔn)之一。因此，女性高管可能基于性別這一社會(huì)分類對(duì)女性群體產(chǎn)生認(rèn)同，表現(xiàn)出較一致的理念、價(jià)值和行動(dòng)傾向，從而出現(xiàn)性別協(xié)同的現(xiàn)象。

社會(huì)資本和網(wǎng)絡(luò)理論認(rèn)為社會(huì)資本是指?jìng)€(gè)人在一種組織結(jié)構(gòu)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，利用自己特殊位置而獲取利益的能力[18]。董事會(huì)社會(huì)資本是指董事會(huì)成員所擁有的源于并嵌入關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的各種實(shí)際或潛在資源的總和以及運(yùn)用這種資源的能力，董事會(huì)成員建立起來的與外部組織之間的這一社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來價(jià)值。但由于受到照顧家庭、撫養(yǎng)孩子等因素的制約，相較于男性，女性具有天然的社交劣勢(shì)，因此，反而容易基于女性共同話題如美容、購物、孩子教育等形成女性社交網(wǎng)絡(luò)，從而獲取社會(huì)資本。女性高管的價(jià)值取向和決策行為可能會(huì)得到來自女性社交網(wǎng)絡(luò)帶來的社會(huì)資本的支持，從而出現(xiàn)從無序到有序的整體效應(yīng)或集體效應(yīng)，即性別協(xié)同效應(yīng)。這種由于性別認(rèn)同和交往帶來的女性高管之間的相互理解、相互支持和相互影響，最終會(huì)擴(kuò)大或縮小女性高管決策對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響。

研究支持了女性高管之間的性別互動(dòng)作用。Bell(2005)[19]研究發(fā)現(xiàn)CEO或董事長(zhǎng)為女性的公司，女性高管薪酬水平顯著高于男性CEO和男性董事長(zhǎng)領(lǐng)導(dǎo)的公司。Bilimoria(2006)[20]的研究發(fā)現(xiàn)女性董事數(shù)量越多的公司，女性高管和女性基層管理者的數(shù)量也越多，且公司收入前5名高管中的女性數(shù)量也越多。Matsa和Miller(2011)[21]研究了1997年至2009年美國(guó)公司女性幫助女性的現(xiàn)象，在控制了行業(yè)因素后，發(fā)現(xiàn)上一年女性在董事會(huì)的比例與當(dāng)年女性在高管中的比例存在積極聯(lián)系。呂英和王正斌(2017)[22]基于同性社交繁殖理論研究發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)存在“同性相吸”的性別溢出現(xiàn)象，女性董事數(shù)量對(duì)女性高管數(shù)量存在顯著正向影響。因此，一方面，基于團(tuán)體動(dòng)力學(xué)和協(xié)同理論，女性董事和女性董事長(zhǎng)或女性CEO之間的互動(dòng)和相互影響會(huì)形成董事會(huì)決策的“場(chǎng)”，從而影響董事會(huì)決策過程中的“群體思維”，最終影響女性董事在董事會(huì)作用的發(fā)揮；另一方面，基于社會(huì)認(rèn)同和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論，當(dāng)公司董事長(zhǎng)或CEO為女性時(shí)，女性董事與董事長(zhǎng)和CEO的溝通將更加順暢，尤其由于董事長(zhǎng)和CEO都參與董事會(huì)決策，女性董事在董事會(huì)戰(zhàn)略參與關(guān)于CSR的價(jià)值導(dǎo)向和決策行為可能更容易得到董事長(zhǎng)和CEO的理解和支持，因而對(duì)女性董事對(duì)CSR的影響產(chǎn)生正向的協(xié)同作用，因此提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2a：女性董事長(zhǎng)對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有正向影響；

假設(shè)H2b：在存在女性董事長(zhǎng)的公司，女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的正向影響更大。

假設(shè)H3a：女性CEO對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有正向影響；

假設(shè)H3b：在存在女性CEO的公司，女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的正向影響更大。

同上，女性高管數(shù)量也對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任存在正向影響，且隨著女性高管數(shù)量的增加，女性高管對(duì)CSR的治理作用加強(qiáng)。一方面，基于社會(huì)認(rèn)同和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論，同為高管團(tuán)隊(duì)中的女性高管和女性董事可能產(chǎn)生正向性別協(xié)同，從而對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的治理作用出現(xiàn)疊加的協(xié)同效應(yīng)。但是，另一方面，根據(jù)委托代理理論和管家理論，作為委托人的董事會(huì)行使決策權(quán)，將執(zhí)行權(quán)交與作為代理人的管理層。伴隨女性高管數(shù)量的增加，女性董事僅保留CSR戰(zhàn)略參與和咨詢的作用，而將CSR戰(zhàn)略的執(zhí)行功能相應(yīng)轉(zhuǎn)移到管理層，也就是說，當(dāng)管理層沒有女性或女性高管數(shù)量較少時(shí)，女性董事對(duì)CSR的治理作用占主導(dǎo)，而當(dāng)管理層存在女性或伴隨女性高管數(shù)量的增加，女性董事對(duì)CSR的治理作用可能部分被女性高管所替代從而減弱，即女性高管和女性董事對(duì)CSR的治理作用存在一定的替代性和互補(bǔ)性?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H4a：女性高管對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有正向影響；

假設(shè)H4b：女性高管負(fù)向協(xié)同女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響，即隨著女性高管數(shù)量的增加，女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的正向影響減弱。

(三)女性董事、團(tuán)體協(xié)同與企業(yè)社會(huì)責(zé)任

根據(jù)社會(huì)同一性理論，在一個(gè)群體或社會(huì)中，個(gè)體之間的關(guān)系或交往在很大程度上取決于個(gè)體之間的相似性[23]。如果團(tuán)隊(duì)成員在年齡、學(xué)歷、教育背景和任期等人口統(tǒng)計(jì)特征存在的差異較小，相應(yīng)地在價(jià)值觀念、人生信仰及處事態(tài)度等方面具有較強(qiáng)的相似性，彼此之間容易產(chǎn)生認(rèn)同感和親近感，從而有助于團(tuán)隊(duì)凝聚力的提高，加強(qiáng)合作與交往；反之，如果團(tuán)體成員之間的年齡、學(xué)歷、教育背景、任期等人口統(tǒng)計(jì)特征存在的差異較大，相應(yīng)的心理距離就會(huì)拉大，團(tuán)隊(duì)交流與合作就會(huì)受阻，團(tuán)隊(duì)凝聚力下降，認(rèn)同感降低，從而損害企業(yè)績(jī)效。因此，高管團(tuán)隊(duì)的同質(zhì)性意味高管團(tuán)隊(duì)成員之間具有相似的成長(zhǎng)背景、閱歷和知識(shí)，會(huì)帶來認(rèn)知模式、思維方式和價(jià)值導(dǎo)向的相似，從而有利于交往和協(xié)作，提升企業(yè)績(jī)效。周虹(2017)[24]、朱樂和陳承(2020)[25]研究都發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)年齡同質(zhì)性與企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行水平正相關(guān)。李維安等(2014)[26]研究發(fā)現(xiàn)董事會(huì)年齡同質(zhì)性、教育同質(zhì)性與銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)顯著正相關(guān)。王雪莉等(2013)[27]和姚冰湜等(2015)[28]研究顯示高管團(tuán)隊(duì)職能背景同質(zhì)性對(duì)企業(yè)績(jī)效有利。根據(jù)團(tuán)體動(dòng)力學(xué)和協(xié)同理論，本文認(rèn)為，董事會(huì)學(xué)歷同質(zhì)性、年齡同質(zhì)性和任期同質(zhì)性這些人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征代表了董事對(duì)相互之間經(jīng)歷相似性的認(rèn)同感和親近感，會(huì)形成董事會(huì)決策的“協(xié)同場(chǎng)力”，從而影響董事會(huì)決策過程中的“群體思維”，最終影響女性董事在董事會(huì)作用的發(fā)揮，對(duì)女性董事對(duì)CSR的影響產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。綜上所述，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H5a：董事會(huì)學(xué)歷同質(zhì)性對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有正向影響；

假設(shè)H5b：董事會(huì)學(xué)歷同質(zhì)性正向調(diào)節(jié)女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響。

假設(shè)H6a：董事會(huì)年齡同質(zhì)性對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有正向影響；

假設(shè)H6b：董事會(huì)年齡同質(zhì)性正向調(diào)節(jié)女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響。

假設(shè)H7a：董事會(huì)任期同質(zhì)性對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任具有正向影響；

假設(shè)H7b：董事會(huì)任期同質(zhì)性正向調(diào)節(jié)女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文選取2009～2018年潤(rùn)靈環(huán)球發(fā)布了社會(huì)責(zé)任報(bào)告評(píng)價(jià)指數(shù)的滬深兩市A股上市公司為研究樣本，分別對(duì)應(yīng)2008年到2017年上市公司企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)，參照研究慣例，剔除了以下樣本：(1)金融保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司；(2)PT、ST和*ST等特殊交易狀態(tài)的上市公司；(3)上市不足一年的公司；(4)核心數(shù)據(jù)缺失的公司。為了觀測(cè)在存在女性董事的前提下高管團(tuán)體特征的影響，去掉女性董事為0的公司樣本，最終獲得2570個(gè)有效樣本。其中，在驗(yàn)證女性董事長(zhǎng)的協(xié)同作用時(shí)刪掉了存在女性董事長(zhǎng)但女性董事數(shù)量?jī)H為1的樣本(存在女性董事長(zhǎng)但不存在其他女性董事，協(xié)同作用無法體現(xiàn)，樣本量為61個(gè))，獲得2509個(gè)有效樣本。除企業(yè)性質(zhì)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，對(duì)于部分可疑數(shù)據(jù)，采用WIND數(shù)據(jù)進(jìn)行了比對(duì)。為了避免極端值可能帶來的影響，對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行了1%的Winsorize縮尾處理。

(二)變量測(cè)量

各變量的具體解釋詳見表1。

表1 變量定義一覽

(三)模型建立

為了驗(yàn)證女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響以及高管團(tuán)隊(duì)中其他女性成員和董事會(huì)團(tuán)體特征在這一影響中的調(diào)節(jié)作用，采用分層回歸方法進(jìn)行驗(yàn)證：

第一步，以企業(yè)社會(huì)責(zé)任作為被解釋變量，加入控制變量，計(jì)量模型如下：

CSRt=α0+∑χjControlt-1+ε

(1)

第二步，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入解釋變量(女性董事比例)，計(jì)量模型如下：

CSRt=α0+β1Fdirt-1+∑χjControlt-1+ε

(2)

第三步，在模型(2)的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量。

第四步，對(duì)解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并分別計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)化后各解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)，在模型(3)的基礎(chǔ)上加入這些交互項(xiàng)。

通過(3)和(4)兩個(gè)模型，驗(yàn)證女性董事長(zhǎng)在女性董事影響CSR中的調(diào)節(jié)作用。

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2Fchat-1+∑χjControlt-1+ε

(3)

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2Fchat-1+β3Fchat-1*Fdirt-1+∑χjControlt-1+ε

(4)

通過(5)和(6)兩個(gè)模型，驗(yàn)證女性CEO在女性董事影響CSR中的調(diào)節(jié)作用。

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2Fceot-1+∑χjControlt-1+ε

(5)

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2Fceot-1+β3Fceot-1*Fdirt-1+∑χjControlt-1+ε

(6)

通過(7)和(8)兩個(gè)模型，驗(yàn)證女性高管在女性董事影響CSR中的調(diào)節(jié)作用。

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2Fmant-1+∑χjControlt-1+ε

(7)

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2Fmant-1+β3Fmant-1*Fdirt-1+∑χjControlt-1+ε

(8)

通過(9)和(10)兩個(gè)模型，驗(yàn)證董事會(huì)團(tuán)體特征在女性董事影響CSR中的調(diào)節(jié)作用。

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2BHt-1+∑χjControlt-1+ε

(9)

CSRt=α0+β1Fdirt-1+β2BHt-1+β3BHt-1*Fdirt-1+∑χjControlt-1+ε

(10)

同時(shí)借鑒靳小翠(2017)[29]的研究，為了避免自變量和企業(yè)社會(huì)責(zé)任之間可能的內(nèi)生性問題(張兆國(guó)等，2013)[30]，自變量和控制變量都取t-1年度的值。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。企業(yè)社會(huì)責(zé)任評(píng)級(jí)指數(shù)的自然對(duì)數(shù)的均值為3.635，標(biāo)準(zhǔn)差為0.284，說明我國(guó)上市公司企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)比較分散，差異較大。女性董事的比例均值為0.184，說明女性董事在董事會(huì)中的占比不到20%。其中，女性董事長(zhǎng)的均值為0.035，即女性董事長(zhǎng)的占比僅為3.5%。女性CEO的比例均值為0.025，即女性CEO的占比僅為2.5%，說明相較于女性董事長(zhǎng)，女性CEO更是稀有。女性高管(除去兼任董事的高管)比例為0.150，說明商界中女性高管的身影也是寥寥無幾。董事會(huì)學(xué)歷異質(zhì)性的均值為0.592，標(biāo)準(zhǔn)差為0.104，說明董事會(huì)成員學(xué)歷存在一定異質(zhì)性。董事會(huì)年齡異質(zhì)性的均值為0.147，標(biāo)準(zhǔn)差為0.045，說明董事會(huì)成員年齡差異性比較小。董事會(huì)任期異質(zhì)性的均值為0.545，標(biāo)準(zhǔn)差為0.390，說明董事會(huì)成員任期差異比較大。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任的回歸結(jié)果

表3報(bào)告了女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任的OLS回歸結(jié)果。在模型(2)加入了自變量以后，女性董事比例在0.05水平上顯著影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任，系數(shù)和T值為0.134和2.61，判定系數(shù)由0.291變?yōu)?.292，R2變化量為0.001，且在0.05水平上顯著通過Vuong檢驗(yàn)(1)Vuong檢驗(yàn)是Vuong在1989年提出，主要用來檢驗(yàn)不同模型擬合系數(shù)R2的差異程度。如果Vuong檢驗(yàn)所構(gòu)造的Z統(tǒng)計(jì)量顯著為正，則說明變量進(jìn)入方程后使方程對(duì)因變量的解釋能力顯著增強(qiáng)。，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表3 女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任的回歸結(jié)果

續(xù)表

(三)性別協(xié)同調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

分別以是否存在女性董事長(zhǎng)、是否存在女性CEO、女性高管比例為調(diào)節(jié)變量考察高管團(tuán)隊(duì)中女性成員是否在女性董事影響CSR過程中存在協(xié)同作用。表4報(bào)告了以女性董事比例變量為解釋變量的性別協(xié)同的調(diào)節(jié)作用分層回歸結(jié)果。首先，女性董事長(zhǎng)對(duì)CSR的影響不顯著，但女性董事長(zhǎng)增強(qiáng)了女性董事對(duì)CSR的促進(jìn)作用，即女性董事長(zhǎng)正向協(xié)同了女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響，系數(shù)和T值分別為0.011和2.64。模型3和4的R2分別為0.297和0.299，加入調(diào)節(jié)變量和交互項(xiàng)后R2變化量，分別為0.005和0.002，且在0.05水平上顯著通過Vuong檢驗(yàn)，假設(shè)H2b得到驗(yàn)證。但假設(shè)H2a未得到驗(yàn)證，可能的原因是女性董事長(zhǎng)的樣本偏少(刪掉存在女性董事長(zhǎng)但女性董事數(shù)量?jī)H為1的樣本后存在女性董事長(zhǎng)的樣本僅為89個(gè))。其次，女性CEO對(duì)CSR影響不顯著，且在女性董事對(duì)CSR的影響中的調(diào)節(jié)作用不顯著，可能的原因是存在女性CEO的樣本非常少，在2570個(gè)上市公司樣本中，僅有65家上市公司存在女性CEO，導(dǎo)致回歸效果不明顯，假設(shè)H3a和H3b未得到驗(yàn)證。最后，女性高管比例對(duì)CSR有正向促進(jìn)作用，系數(shù)和T值分別為0.119和5.01，但在女性董事對(duì)CSR的影響效應(yīng)中女性高管起負(fù)向的協(xié)同作用，系數(shù)和T值分別為-0.010和-2.17，即女性高管減弱了女性董事對(duì)CSR的促進(jìn)作用。模型(7)和模型(8)的R2分別為0.299和0.301，加入調(diào)節(jié)變量和交互項(xiàng)后R2變化量分別為0.007和0.002，且在0.05水平上顯著通過Vuong檢驗(yàn)，研究證實(shí)了女性高管和女性董事的治理作用具有一定的替代性和互補(bǔ)性，H4a和H4b得到驗(yàn)證。

表4 性別協(xié)同的調(diào)節(jié)作用分層回歸結(jié)果

續(xù)表

(四)團(tuán)體協(xié)同調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

表5報(bào)告了董事會(huì)團(tuán)體協(xié)同的調(diào)節(jié)作用分層回歸結(jié)果。在董事會(huì)團(tuán)體特征中，學(xué)歷異質(zhì)性對(duì)CSR的影響不顯著，H5a未得到驗(yàn)證。年齡異質(zhì)性在0.01水平上負(fù)向顯著影響CSR，即年齡越同質(zhì)，董事會(huì)成員之間的理解、溝通和協(xié)作越好，CSR表現(xiàn)越好，這與周虹(2017)、朱樂和陳承(2020)的研究是一致的，H6a得到驗(yàn)證。任期異質(zhì)性在0.05水平上正向顯著影響CSR，即董事會(huì)成員任期越同質(zhì)，越不利于CSR的表現(xiàn)，這與李冬偉和吳菁(2017)的研究結(jié)論一致，但和H7a假設(shè)是相反的，說明董事會(huì)成員任期呈現(xiàn)一定互補(bǔ)性，更有利于董事會(huì)的長(zhǎng)期戰(zhàn)略考量，從而做出對(duì)社會(huì)責(zé)任有益的決策。但學(xué)歷異質(zhì)性、年齡異質(zhì)性和任期異質(zhì)性對(duì)女性董事影響CSR的調(diào)節(jié)作用都不顯著，說明董事會(huì)成員之間的學(xué)歷認(rèn)同、年齡認(rèn)同和任期認(rèn)同都不能在女性董事影響CSR的治理作用中表現(xiàn)出協(xié)同作用，H5b、H6b、H7b都未得到驗(yàn)證。

表5 團(tuán)體協(xié)同的調(diào)節(jié)作用分層回歸結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、研究結(jié)論與展望

本文運(yùn)用團(tuán)體動(dòng)力學(xué)和協(xié)同理論，探討了女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響以及團(tuán)體動(dòng)力在女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任中的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：第一，在高管團(tuán)隊(duì)的性別協(xié)同方面。女性董事長(zhǎng)在女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任中有正向的協(xié)同作用，女性高管對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任存在顯著的正向影響，但在女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任中有負(fù)向的協(xié)同作用，女性高管和女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的治理作用沒有出現(xiàn)無限疊加的協(xié)同效應(yīng)，而是存在一定的互補(bǔ)和替代關(guān)系。第二，在董事會(huì)團(tuán)體特征的協(xié)同方面。董事會(huì)成員平均年齡越大，年齡越同質(zhì)，企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)越好；董事會(huì)成員任期越同質(zhì)，越不利于企業(yè)社會(huì)責(zé)任的表現(xiàn)；董事會(huì)成員平均學(xué)歷越高，對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任越有利。但無論是采用異質(zhì)性系數(shù)還是平均數(shù)度量董事會(huì)成員的團(tuán)體協(xié)同，董事會(huì)團(tuán)體特征在女性董事對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的影響中均不存在顯著的協(xié)同作用。第三，與決策團(tuán)隊(duì)中的學(xué)歷、年齡、任期等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征相比，決策團(tuán)隊(duì)的性別特征更容易影響女性董事在董事會(huì)決策中作用的發(fā)揮，也就是說與學(xué)歷認(rèn)同、年齡認(rèn)同和任期認(rèn)同相比較，性別認(rèn)同和性別社交在高管團(tuán)隊(duì)互動(dòng)中的影響更為重要，性別的相似更能形成高管團(tuán)隊(duì)成員在價(jià)值觀念、人生信仰及處事態(tài)度等方面之間的天然相似性，從而產(chǎn)生認(rèn)同感，加強(qiáng)合作與交往。

本文具有如下啟示：第一，為了提升企業(yè)的社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)，要充分重視高管團(tuán)隊(duì)中女性的“移情倫理”和“社會(huì)導(dǎo)向”特征，尤其是要注重發(fā)揮女性董事、女性董事長(zhǎng)和女性高管對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的積極治理作用。第二，在發(fā)揮女性高管優(yōu)勢(shì)作用的同時(shí)注重發(fā)揮高管團(tuán)隊(duì)的性別協(xié)同效應(yīng)，鼓勵(lì)女性高管之間的互動(dòng)與協(xié)作，以放大女性高管產(chǎn)生的影響，從而實(shí)現(xiàn)“1+1”大于2的協(xié)同作用。

本文的不足之處在于：第一，采用上市公司檔案數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析方法驗(yàn)證了女性董事對(duì)CSR產(chǎn)生顯著的正向影響，但無法直接驗(yàn)證女性董事是否通過“移情關(guān)懷”和“社會(huì)導(dǎo)向”等心理特征進(jìn)而影響CSR決策。因此，未來研究要考慮應(yīng)用問卷法、案例研究法等深入分析女性董事異于男性董事的心理特點(diǎn)及其對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生的影響。第二，在關(guān)注女性董事受董事會(huì)團(tuán)體特征影響時(shí)，分析了董事會(huì)成員的學(xué)歷、年齡和任期等團(tuán)體特征，但并未支持董事會(huì)團(tuán)體特征在女性董事影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任中的協(xié)同作用。未來可以進(jìn)一步關(guān)注董事會(huì)成員在社會(huì)關(guān)系、職業(yè)背景等方面的特征對(duì)女性董事發(fā)揮作用的可能影響。