女性高管參與會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新嗎

萬(wàn)姝懿 詹一虹

【摘要】以2014 ～ 2021年我國(guó)A股文化創(chuàng)意上市企業(yè)為研究樣本， 檢驗(yàn)女性高管占比對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)： 女性高管占比對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的負(fù)向影響， 女性高管占比越高， 文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入越少； 女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量顯著負(fù)相關(guān)， 女性高管占比越高， 企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量越少； 但女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量正相關(guān)， 隨著女性高管數(shù)量的增加， 企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量越高； 且創(chuàng)新投入在女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的關(guān)系之間發(fā)揮顯著的中介效應(yīng)。本研究旨在為促進(jìn)我國(guó)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)、 提升文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提供理論依據(jù)和決策參考。

【關(guān)鍵詞】女性高管參與；文化創(chuàng)意企業(yè)；創(chuàng)新投入；創(chuàng)新數(shù)量；創(chuàng)新質(zhì)量

【中圖分類(lèi)號(hào)】F275? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2023）07-0054-6

一、 引言

自“文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)”這一概念在《國(guó)家“十一五”時(shí)期文化發(fā)展規(guī)劃綱要》中被首次提出以來(lái)， 我國(guó)政府高度重視文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。習(xí)近平總書(shū)記對(duì)文化事業(yè)工作做了一系列重要論述， 認(rèn)為推進(jìn)文化事業(yè)從高速增長(zhǎng)邁向高質(zhì)量發(fā)展， 有利于提升中華民族的文化自信， 大力提升全民族的凝聚力和向心力。文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)因其能耗低和資源節(jié)約等優(yōu)勢(shì)， 亦對(duì)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、 經(jīng)濟(jì)實(shí)力提升， 以及促進(jìn)人民美好生活發(fā)揮了極大作用。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局最新公布的數(shù)據(jù)顯示： 2021年全國(guó)規(guī)模以上文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)企業(yè)實(shí)現(xiàn)營(yíng)業(yè)收入119064億元， 比上年增長(zhǎng)16%； 可穿戴智能文化設(shè)備制造、 互聯(lián)網(wǎng)搜索服務(wù)、 數(shù)字出版、 動(dòng)漫、 游戲數(shù)字內(nèi)容服務(wù)等數(shù)字文化新業(yè)態(tài)特征較為明顯的16個(gè)行業(yè)小類(lèi)實(shí)現(xiàn)營(yíng)業(yè)收入39623億元， 比上年增長(zhǎng)18.9%。由此可見(jiàn)， 智能化、 互聯(lián)網(wǎng)搜索以及數(shù)字化技術(shù)等新興技術(shù)的發(fā)展大力推動(dòng)了我國(guó)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的發(fā)展， 技術(shù)創(chuàng)新是推動(dòng)我國(guó)文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)發(fā)展的第一動(dòng)力。因此， 作為文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)的重要組成部分， 文化創(chuàng)意企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量和數(shù)量對(duì)文化產(chǎn)業(yè)整體高質(zhì)量發(fā)展及我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。

文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新受內(nèi)外部多重因素的影響（范群林，2016）， 但企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的源泉是人的主觀(guān)能動(dòng)性， 其創(chuàng)新意愿的核心在于人（葉建木等，2020a）。因此， 高管團(tuán)隊(duì)作為現(xiàn)代企業(yè)實(shí)際控制權(quán)的集體擁有者， 對(duì)企業(yè)開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有重要影響（張兆國(guó)等，2018）。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展、 思想進(jìn)步、 高等教育的普及以及女性社會(huì)地位的提升， 越來(lái)越多的女性擺脫傳統(tǒng)觀(guān)念的桎梏， 成為企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)的重要成員， 并在企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理中扮演著越來(lái)越重要的角色， 女性管理者對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響日益受到關(guān)注（曾萍和鄔綺虹，2012）。既有研究中， 關(guān)于女性管理者與企業(yè)創(chuàng)新間的關(guān)系主要呈現(xiàn)兩種截然相反的觀(guān)點(diǎn)。一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為， 女性特有的性別特質(zhì)， 如重感情、 提倡共贏(yíng)合作、 強(qiáng)調(diào)平等， 使得女性高管更易獲得外部資源的支持（謝霏和后青松，2017）。女性管理者的參與能夠提升企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)性別多元化的程度， 提升企業(yè)管理團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)造力， 利于形成最優(yōu)決策， 從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新（Khan和Vieito，2013）。持相反觀(guān)點(diǎn)的學(xué)者則認(rèn)為， 因技術(shù)創(chuàng)新的高投入、 高風(fēng)險(xiǎn)等特點(diǎn)， 技術(shù)創(chuàng)新充滿(mǎn)失敗風(fēng)險(xiǎn)（葉建木等，2021）。相較于男性高管， 女性高管較為細(xì)心、 謹(jǐn)慎的性格特質(zhì)， 使她們?cè)诿媾R復(fù)雜的投資環(huán)境和具有風(fēng)險(xiǎn)的投資機(jī)會(huì)時(shí)更加保守。女性高管往往具有更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)， 亦不愿承擔(dān)過(guò)多的風(fēng)險(xiǎn)（Hambrick和Mason，1984）， 這會(huì)在一定程度上抑制企業(yè)開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)（陳寶杰，2015）。但女性高管往往因其自身特點(diǎn)會(huì)更加慎重地進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的決策， 企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量反而更高。文化創(chuàng)意企業(yè)本身所具有的創(chuàng)意、 個(gè)性、 彈性等特質(zhì)， 與女性感性、 細(xì)膩的特點(diǎn)較男性理性、 激進(jìn)的特點(diǎn)更加匹配， 并在一定程度上決定了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)屬于“女性化”行業(yè)（范群林，2016）。因此， 女性高管參與對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)的管理、 發(fā)展以及技術(shù)創(chuàng)新決策存在著極大的影響， 會(huì)影響文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量。

基于以上分析， 本文聚焦于以下三個(gè)問(wèn)題： ①女性高管參與如何影響文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新投入， 是促進(jìn)還是抑制？②女性高管參與對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量和數(shù)量的影響呈正向還是負(fù)向效應(yīng)？③創(chuàng)新投入在女性高管和文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量間發(fā)揮中介效應(yīng)嗎？針對(duì)以上三個(gè)問(wèn)題， 本文通過(guò)實(shí)證研究檢驗(yàn)女性高管參與對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新的影響， 以期為提升文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量提供理論依據(jù)和決策借鑒。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）女性高管與企業(yè)創(chuàng)新投入

隨著“女性力量”在職場(chǎng)中不斷崛起， 女性企業(yè)家和管理者的優(yōu)勢(shì)逐漸被社會(huì)所重視， 與一般男性所表現(xiàn)出的特點(diǎn)不同， 女性心思細(xì)膩、 擅長(zhǎng)溝通， 給企業(yè)帶來(lái)不一樣的資源， 顛覆了外界對(duì)女性的刻板印象。女性高管所具備的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)能否影響企業(yè)創(chuàng)新投入也成為學(xué)者們研究的熱點(diǎn)議題。然而， 已有研究并未得出一致結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為， 女性高管參與和企業(yè)創(chuàng)新并無(wú)任何聯(lián)系， 無(wú)論是女性高管比例或是絕對(duì)數(shù)量， 皆對(duì)企業(yè)研發(fā)投入不存在顯著影響（李長(zhǎng)娥和謝永珍，2016）。而另一部分學(xué)者認(rèn)為， 女性高管具有更強(qiáng)的團(tuán)隊(duì)精神和更好的溝通能力， 促使組織內(nèi)部更為和諧， 有利于組織目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)（黎海珊等，2014）， 且女性高管的存在能夠幫助企業(yè)更好地理解顧客的心理和行為、 更為準(zhǔn)確地把握顧客的需求及其變化， 從而制定出更有針對(duì)性的差異化產(chǎn)品創(chuàng)新策略， 促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展（曾萍和鄔綺虹，2012）， 文化創(chuàng)意企業(yè)管理者中女性占比越大時(shí)， 企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度亦會(huì)越大（潘玉香等，2015）。還有一部分學(xué)者則認(rèn)為， 相較于男性高管， 女性高管通常更厭惡風(fēng)險(xiǎn)， 不容易過(guò)度自信， 因而創(chuàng)新投入較少， 也避免較高的負(fù)債水平和使用財(cái)務(wù)杠桿， 屬于穩(wěn)健、 謹(jǐn)慎型的決策風(fēng)格（薛媛，2018）， 女性高管參與會(huì)顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新投入?；谝陨戏治隹芍?， 絕大多數(shù)學(xué)者傾向于女性高管會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響， 但具體是積極還是消極影響有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。因此， 本文提出以下開(kāi)放性假設(shè)：

假設(shè)1： 女性高管占比提高會(huì)抑制文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入。

假設(shè)2： 女性高管占比提高會(huì)促進(jìn)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入。

（二）女性高管與企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量

既有研究中， 有關(guān)女性高管與企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量及質(zhì)量間關(guān)系的觀(guān)點(diǎn)主要有三種。第一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為， 企業(yè)最終制定實(shí)施的創(chuàng)新決策并不會(huì)受高管性別和個(gè)人偏好的影響， 而是由整個(gè)高管團(tuán)隊(duì)決定的， 高管團(tuán)隊(duì)的性別構(gòu)成并不會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效（葉紅雨和陳恬，2016）， 女性參與高管團(tuán)隊(duì)與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效并無(wú)相關(guān)關(guān)系（Carter等，2003）。第二種觀(guān)點(diǎn)則認(rèn)為， 女性較男性而言具有更好的溝通能力， 更善于與消費(fèi)者溝通及挖掘市場(chǎng)需求（Peter等，2010）， 且女性做決策會(huì)更加穩(wěn)?。ㄈ物F和王崢，2010）。因此， 女性高管參與更易為企業(yè)帶來(lái)獨(dú)特的資源， 女性高管占比越高所做出的決策越全面， 企業(yè)績(jī)效越好（Adler，2001）， 尤其是在女性成為企業(yè)高層管理者時(shí)， 企業(yè)績(jī)效會(huì)更好（李武威和張園園，2019；劉中文等，2022）。李穎和侯淑華（2016）研究了女性高管與企業(yè)社會(huì)責(zé)任間的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)女性高管能提升文化創(chuàng)意企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)， 且會(huì)因企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)提升而顯著促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提高（徐琳等，2020）。第三種觀(guān)點(diǎn)則認(rèn)為女性高管因其保守的特征， 會(huì)造成企業(yè)投資水平下降， 企業(yè)價(jià)值亦會(huì)隨之降低（祝繼高等，2012）。缺乏“創(chuàng)新與冒險(xiǎn)精神”會(huì)造成女性管理者因規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而減少企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（李世剛，2013）， 對(duì)新產(chǎn)品和新技術(shù)的重視不夠， 從而抑制企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效（熊艾倫等，2019）。但女性細(xì)心謹(jǐn)慎的特點(diǎn)， 亦會(huì)減少企業(yè)過(guò)度投資的現(xiàn)象， 促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升（歐陽(yáng)辰星等，2017）， 減少企業(yè)“重?cái)?shù)量、 輕質(zhì)量”的策略性創(chuàng)新（張楊等，2022）， 較少引發(fā)企業(yè)的“專(zhuān)利泡沫”現(xiàn)象（肖靜和曾萍，2022）?；谝陨戏治隹芍?雖然相關(guān)研究結(jié)論并不統(tǒng)一， 但絕大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為女性高管參與會(huì)對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生積極影響。故本文認(rèn)為該積極影響亦會(huì)減少企業(yè)“重?cái)?shù)量、 輕質(zhì)量”的現(xiàn)象。因此， 本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3： 女性高管占比提高會(huì)抑制文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量增加。

假設(shè)3a： 創(chuàng)新投入在女性高管占比與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量間存在中介效應(yīng)。

假設(shè)4： 女性高管占比提高會(huì)促進(jìn)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升。

假設(shè)4a： 創(chuàng)新投入在女性高管占比與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量間存在中介效應(yīng)。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

參考證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類(lèi)指引》（2012年修訂）， 并考慮文化創(chuàng)意上市企業(yè)數(shù)據(jù)的可得性， 本文以2014 ～ 2021年我國(guó)A股市場(chǎng)中文化創(chuàng)意上市企業(yè)為研究樣本， 并對(duì)樣本數(shù)據(jù)作如下處理： ①剔除研究期間內(nèi)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)樣本。②剔除被ST處理的上市企業(yè)。③專(zhuān)利數(shù)據(jù)采用上市企業(yè)名稱(chēng)， 對(duì)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局專(zhuān)利信息庫(kù)進(jìn)行檢索， 通過(guò)手工整理獲取。除需手工整理的數(shù)據(jù)外， 其余數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR和東方財(cái)富數(shù)據(jù)庫(kù)。最終獲得35家文化創(chuàng)意上市企業(yè)2014 ～ 2021年共280個(gè)有效研究樣本。

（二）主要變量定義與模型構(gòu)建

1. 主要變量定義。

（1）因變量： 創(chuàng)新數(shù)量（INNOVANUMBER）和創(chuàng)新質(zhì)量（INNOVAQUALITY）。既有研究中有關(guān)創(chuàng)新數(shù)量的衡量主要采用專(zhuān)利申請(qǐng)量的自然對(duì)數(shù)（張國(guó)勝和杜鵬飛，2022；張楊等，2022）， 而創(chuàng)新質(zhì)量的衡量主要采用發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量的自然對(duì)數(shù)（肖靜和曾萍，2022）、 發(fā)明專(zhuān)利申請(qǐng)量占總申請(qǐng)量的比例（張國(guó)勝和杜鵬飛，2022）、 發(fā)明專(zhuān)利的知識(shí)寬度（陶鋒等，2021）以及Tobin Q值與研發(fā)投入和專(zhuān)利申請(qǐng)量的敏感性等（應(yīng)千偉和何思怡，2022）。本文基于前人的研究， 采用總專(zhuān)利申請(qǐng)量的自然對(duì)數(shù)衡量文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量（INNOVANUMBER）， 采用發(fā)明專(zhuān)利數(shù)量的自然對(duì)數(shù)衡量創(chuàng)新質(zhì)量（INNOVAQUALITY）。

（2）自變量： 女性高管占比（FEMALE）。本文借鑒曾萍和鄔綺虹（2012）、 葉建木等（2020b）的研究， 從高管團(tuán)隊(duì)中的董事會(huì)成員、 總經(jīng)理、 副總經(jīng)理、 財(cái)務(wù)總監(jiān)、 營(yíng)銷(xiāo)總監(jiān)以及技術(shù)總監(jiān)等職位中篩選， 采用女性高管在高管團(tuán)隊(duì)中所占的比例衡量女性高管占比。

（3）中介變量： 創(chuàng)新投入（INNOVINPUT）。既有研究中有關(guān)創(chuàng)新投入的衡量方法并未統(tǒng)一， 主要包括研發(fā)投入的自然對(duì)數(shù)（曾萍和鄔綺虹，2012）、 研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比值（楊林等，2018）以及研發(fā)投入占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比值（張兆國(guó)等，2018）等三種方式。本文采用研發(fā)投入的自然對(duì)數(shù)衡量文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新投入（INNOVINPUT）。

另外， 本文結(jié)合Maslach（2016）、 何誠(chéng)穎等（2018）、 葉建木等（2021）等的研究， 控制企業(yè)規(guī)模（SIZE）、 獨(dú)董比例（DLDS）、 企業(yè)成長(zhǎng)性（GROWTH）、 資產(chǎn)收益率（ROE）、 企業(yè)性質(zhì)（STATE）、 年份（YEAR）等變量。具體定義如表1所示。

2. 模型構(gòu)建。本文采用女性高管t期、 創(chuàng)新投入t+1期以及創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量t+2期數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。做此處理的原因在于： 首先， 由于企業(yè)創(chuàng)新投入存在一定的滯后性， 且變量間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。因此， 為緩解內(nèi)生性問(wèn)題對(duì)研究結(jié)論的影響， 借鑒柯東昌和李連華（2020）、 葉建木等（2021）從管理者決策角度處理創(chuàng)新投入的方式檢驗(yàn)女性高管占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。其次， 從創(chuàng)新投入到創(chuàng)新產(chǎn)出亦存在一定的滯后性， 檢驗(yàn)女性高管占比分別對(duì)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的影響。最后， 根據(jù)前文假設(shè)及中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟（溫忠麟和葉寶娟，2014）進(jìn)行回歸分析。

首先， 構(gòu)建女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸模型：

INNOVINPUTi，t+1=α0+β1FEMALEi，t+β2SIZEi，t+

β3DLDSi，t+β4GROWTHi，t+β5STATEi，t+β6ROEi，t+

μi，t? ? ? ?（1）

其次， 構(gòu)建女性高管占比分別與企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的回歸模型：

INNOVANUMBERi，t+2=α0+β1FEMALEi，t+

β2SIZEi，t+β3DLDSi，t+β4GROWTHi，t+β5STATEi，t+

β6ROEi，t+μi，t? ? ?（2）

INNOVAQUALITYi，t+2=α0+β1FEMALEi，t+

β2SIZEi，t+β3DLDSi，t+β4GROWTHi，t+β5STATEi，t+

β6ROEi，t+μi，t? （3）

再次， 構(gòu)建女性高管占比、 企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新數(shù)量、 創(chuàng)新質(zhì)量的回歸模型：

INNOVANUMBERi，t+2=α0+β1FEMALEi，t+

β2INNOVINPUTi，t+1+β3SIZEi，t+β4DLDSi，t+

β5GROWTHi，t+β6STATEi，t+β7ROEi，t+μi，t （4）

IINNOVAQUALITYi，t+2=α0+β1FEMALEi，t+

β2INNOVINPUTi，t+1+β3SIZEi，t+β4DLDSi，t+

β5GROWTHi，t+β6STATEi，t+β7ROEi，t+μi，t （5）

最后， 根據(jù)各回歸模型的研究結(jié)論， 對(duì)需進(jìn)一步進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)的回歸結(jié)果進(jìn)行分析（Hayes，2018）， 若在95%置信區(qū)間內(nèi)， Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果未包含0， 則變量中介效應(yīng)顯著， 反之則中介效應(yīng)不顯著。

四、 實(shí)證分析

（一）實(shí)證檢驗(yàn)

1. 女性高管占比對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入、 創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的影響。表2列示了基礎(chǔ)回歸結(jié)果。由表2可知， 女性高管占比與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)， 回歸系數(shù)為-1.888。由此可知， 文化創(chuàng)意企業(yè)女性高管占比越大， 企業(yè)創(chuàng)新投入越少， 假設(shè)1成立。此外， 企業(yè)規(guī)模和獨(dú)董比例分別與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入在1%的水平上顯著正相關(guān)。資產(chǎn)收益率與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。

女性高管占比與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)， 回歸系數(shù)為-4.361。由此可知， 文化創(chuàng)意企業(yè)女性高管占比越大， 企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量越少， 假設(shè)3成立。而企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新數(shù)量在5%的水平上顯著正相關(guān)。

女性高管占比與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在1%的水平上顯著正相關(guān)， 回歸系數(shù)為1.884， 表明文化創(chuàng)意企業(yè)女性高管占比越大， 企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量越高， 即假設(shè)4成立。而企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新質(zhì)量在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。

2. 創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。表3列示了中介效應(yīng)的回歸結(jié)果。由表3可知， 女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量未表現(xiàn)出顯著相關(guān)性， 創(chuàng)新投入與創(chuàng)新數(shù)量在5%的水平上顯著正相關(guān)， 回歸系數(shù)為0.467。

女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在1%的水平上顯著正相關(guān)， 回歸系數(shù)為2.151， 創(chuàng)新投入與創(chuàng)新質(zhì)量在5%的水平上顯著正相關(guān)， 回歸系數(shù)為0.142。

結(jié)合前文女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新投入、 企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的回歸結(jié)果， 以及溫忠麟等（2014）關(guān)于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟， 分別對(duì)中介變量創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量間關(guān)系中的中介效應(yīng)進(jìn)行分析， 具體如下：

當(dāng)創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數(shù)量間作為中介變量時(shí)， 女性高管占比對(duì)創(chuàng)新數(shù)量具有顯著的負(fù)向影響， 回歸系數(shù)為-4.361（見(jiàn)表2）。繼續(xù)檢驗(yàn)女性高管占比與創(chuàng)新投入間的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)女性高管占比對(duì)創(chuàng)新投入具有顯著負(fù)向影響， 回歸系數(shù)為-1.888（見(jiàn)表2）。再檢驗(yàn)女性高管占比、 創(chuàng)新投入和創(chuàng)新數(shù)量三者間的關(guān)系， 創(chuàng)新投入對(duì)創(chuàng)新數(shù)量具有顯著正向影響， 回歸系數(shù)為0.467。由此可知， 創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數(shù)量之間具有顯著的中介效應(yīng)。進(jìn)一步采用Bootstrap法進(jìn)行檢驗(yàn)， 結(jié)果如表4所示。由表4可知， 其置信區(qū)間LLCI=-1.8846， ULCI=-0.1340， 未包含0， 亦進(jìn)一步證實(shí)了創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數(shù)量間的中介效應(yīng)， 由此可知， 假設(shè)3a成立。

當(dāng)創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新質(zhì)量間作為中介變量時(shí)， 由于女性高管占比對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的正向影響， 回歸系數(shù)為1.884（見(jiàn)表2）。然而， 繼續(xù)檢驗(yàn)女性高管占比與創(chuàng)新投入間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)， 女性高管占比對(duì)創(chuàng)新投入具有顯著的負(fù)向影響， 回歸系數(shù)為-1.888（見(jiàn)表2）。系數(shù)符號(hào)并不一致。由此可知， 創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新質(zhì)量之間不具有顯著的中介效應(yīng)， 即假設(shè)4a不成立。

綜合女性高管占比對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入、 創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的檢驗(yàn)結(jié)果以及創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知， 女性高管占比對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入、 創(chuàng)新數(shù)量具有顯著的負(fù)向影響， 但對(duì)文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的正向影響， 且創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數(shù)量間存在顯著的中介效應(yīng)。因此， 雖然女性高管在文化創(chuàng)意企業(yè)中的占比變大會(huì)抑制文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新投入， 減少文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量， 但會(huì)顯著提升文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量?？赡艿脑蛟谟?， 絕大多數(shù)文化創(chuàng)意企業(yè)更適合于女性發(fā)展。因此， 當(dāng)女性高管占比較大時(shí)， 文化創(chuàng)意企業(yè)因女性管理者心思細(xì)膩、 擅長(zhǎng)溝通以及具有更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)等特點(diǎn)， 對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)更為謹(jǐn)慎。她們不愿意過(guò)多地開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)而浪費(fèi)企業(yè)現(xiàn)有資源， 更不愿意過(guò)多地追求并無(wú)實(shí)質(zhì)性?xún)r(jià)值的創(chuàng)新數(shù)量， 導(dǎo)致不必要的創(chuàng)新投入被浪費(fèi)。因?yàn)樗齻兩钪鞍嬴B(niǎo)在林”不如“一鳥(niǎo)在手”的道理。企業(yè)一味地追求低價(jià)值或無(wú)價(jià)值的創(chuàng)新專(zhuān)利并不能實(shí)質(zhì)性地提升文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新能力和市場(chǎng)價(jià)值。因此， 隨著文化創(chuàng)意企業(yè)女性高管占比的提高， 企業(yè)雖然減少了創(chuàng)新投入和創(chuàng)新數(shù)量， 但亦因此減少了大量不必要的資源浪費(fèi)， 大大提升了企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量， 使企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)更具價(jià)值， 更利于提升企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 更換回歸模型。借鑒葉建木等（2021）的處理方法， 采用FGLS可行性廣義最小二乘法對(duì)實(shí)證過(guò)程進(jìn)行重新檢驗(yàn)， 結(jié)果如表5所示。由表5可知， 女性高管占比對(duì)創(chuàng)新投入在1%的水平上具有顯著負(fù)向影響， 回歸系數(shù)為-1.840。女性高管占比對(duì)創(chuàng)新數(shù)量在10%的水平上具有顯著負(fù)向影響， 回歸系數(shù)為-3.910。女性高管占比對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量在1%的水平上具有顯著正向影響， 回歸系數(shù)為1.980。更換回歸模型后， 所有回歸結(jié)果與前文基本一致。同時(shí)， 分別對(duì)創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量間的中介效應(yīng)進(jìn)行分析， 結(jié)果與前文基本一 致（因篇幅所限，具體結(jié)果未予列示）。

2. 增加多個(gè)控制變量?？紤]到遺漏變量會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成影響， 為檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性， 本文借鑒黃紅光等（2018）的處理方法， 增加董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否兩職合一（ID）以及兩權(quán)分離度（SR）等可能影響企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的控制變量， 并采用原回歸模型重新檢驗(yàn)， 檢驗(yàn)結(jié)果均與前文結(jié)果基本一致， 說(shuō)明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的（因篇幅限制，未列示詳情）。

五、 結(jié)論與啟示

本文以2014 ～ 2021年A股文化創(chuàng)意上市企業(yè)為研究樣本， 檢驗(yàn)了女性高管占比、 企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)， 隨著女性高管占比的提高， 文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入反而減少， 進(jìn)而造成創(chuàng)新數(shù)量亦隨之減少。但文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量會(huì)隨著女性高管占比的提高而變得更好。創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數(shù)量間發(fā)揮顯著的中介作用。

基于以上結(jié)論， 可得出如下管理啟示：

首先， 鼓勵(lì)文化創(chuàng)意企業(yè)提升女性高管所占比例。文化創(chuàng)意企業(yè)應(yīng)注重對(duì)女性管理者的培養(yǎng)， 通過(guò)科學(xué)地設(shè)計(jì)女性?xún)?yōu)先的管理培訓(xùn)項(xiàng)目， 為女性管理者提供更多的學(xué)習(xí)、 實(shí)踐機(jī)會(huì)， 盡可能豐富女性管理者的管理和決策經(jīng)驗(yàn)， 提高女性管理者的技能。在企業(yè)內(nèi)部選拔時(shí)， 可適當(dāng)向合適的女性管理者傾斜， 讓更多的優(yōu)秀女性管理者加入企業(yè)管理層， 改善管理層性別結(jié)構(gòu)， 提高文化創(chuàng)意企業(yè)女性高管的比例， 減少企業(yè)不必要的創(chuàng)新投入， 減少創(chuàng)新資源的浪費(fèi)， 提升文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

其次， 文化創(chuàng)意企業(yè)應(yīng)招聘更多優(yōu)秀的女性高管。文化創(chuàng)意企業(yè)應(yīng)該通過(guò)外部勞動(dòng)力市場(chǎng)或獵頭公司， 積極吸引學(xué)歷高、 閱歷豐富、 擁有較豐富的職業(yè)經(jīng)歷的女性管理者。應(yīng)注重企業(yè)管理層的性別多樣化， 避免對(duì)男性管理者的偏好， 減少性別歧視， 敢于招聘有能力、 有水平的優(yōu)秀女性管理者， 并給予女性管理者更大的發(fā)揮空間， 鼓勵(lì)女性管理者參與文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新決策。同時(shí)， 應(yīng)將女性高管比例和男性高管比例控制在合理范圍內(nèi)， 發(fā)揮不同性別的優(yōu)勢(shì)， 并根據(jù)文化創(chuàng)意企業(yè)相關(guān)工作內(nèi)容合理分配工作， 中和男性管理者的大膽、 奔放以及激進(jìn)與女性管理者的細(xì)膩、 善于溝通以及保守的特點(diǎn)， 讓文化創(chuàng)意企業(yè)既能充分抓住未來(lái)的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)， 又能減少高風(fēng)險(xiǎn)、 低價(jià)值或無(wú)價(jià)值的創(chuàng)新活動(dòng)， 減少盲目擴(kuò)張和投資的風(fēng)險(xiǎn)。尤其是在經(jīng)濟(jì)環(huán)境不景氣的情況下， 適當(dāng)提升女性管理者所占比例， 可避免過(guò)高的創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)， 有利于企業(yè)根據(jù)實(shí)際情況開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)， 提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

最后， 加強(qiáng)政府對(duì)男女性別平等的社會(huì)引導(dǎo)。政府應(yīng)為性別平等營(yíng)造良好的輿論環(huán)境， 通過(guò)發(fā)出男女平等的倡議， 防止一些地方媒體過(guò)度褒揚(yáng)傳統(tǒng)女性形象和夸張渲染男性與女性的社會(huì)分工、 家庭角色差異的固有思維模式， 引導(dǎo)大眾意識(shí)到性別平等的價(jià)值和益處， 讓更多女性能如愿進(jìn)入企業(yè)管理層， 提升文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

曾萍，鄔綺虹．女性高管參與對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響 ——? 基于創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的實(shí)證研究［ J］．科學(xué)學(xué)研究，2012（5）：773 ～ 781．

范群林．文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新績(jī)效影響因素實(shí)證研究［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2016（30）：46 ～ 50．

黃紅光，白彩全，易行．金融排斥、農(nóng)業(yè)科技投入與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展［ J］．管理世界，2018（9）：67 ～ 78．

柯東昌，李連華．管理者權(quán)力與企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度：法律環(huán)境的抑制效應(yīng)［ J］．科研管理，2020（1）：244 ～ 253．

黎海珊，葉建光，王聰．高管性別、過(guò)度自信與投資決策關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)［ J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2014（18）：158 ～ 162．

李世剛．女性高管、過(guò)度投資與企業(yè)價(jià)值：來(lái)自中國(guó)資本市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)管理，2013（7）：74 ～ 84．

李武威，張園園．女性參與高管團(tuán)隊(duì)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響 ——? 基于Meta分析的檢驗(yàn)［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2019（4）：79 ～ 86．

劉中文，王述坤，遲冬梅．女性高管比例與公司治理效率關(guān)系的實(shí)證［ J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2022（15）：185 ～ 188．

陶鋒，趙錦瑜，周浩．環(huán)境規(guī)制實(shí)現(xiàn)了綠色技術(shù)創(chuàng)新的“增量提質(zhì)”嗎 ——? 來(lái)自環(huán)保目標(biāo)責(zé)任制的證據(jù)［ J］．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2021（2）：136 ～ 154．

溫忠麟，葉寶娟．中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展［ J］．心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731 ～ 745．

謝霏，后青松．女性高管與研發(fā)創(chuàng)新［ J］．管理現(xiàn)代化，2017（5）：44 ～ 46．

熊艾倫，蒲勇健，王睿．女性高管對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響［ J］．管理工程學(xué)報(bào)，2019（1）：30 ～ 36．

楊林，段牡鈺，劉娟，徐臣午．高管團(tuán)隊(duì)海外經(jīng)驗(yàn)、研發(fā)投入強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效［ J］．科研管理，2018（6）：9 ～ 21．

葉建木，張洋，萬(wàn)幼清．高管團(tuán)隊(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好影響企業(yè)創(chuàng)新失敗后再創(chuàng)新績(jī)效嗎［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2020a（5）：123 ～ 131．

葉建木，張洋，萬(wàn)幼清．高管團(tuán)隊(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好與企業(yè)失敗再創(chuàng)新行為 ——? 基于薪酬差距的調(diào)節(jié)作用［ J］．財(cái)會(huì)月刊，2020b（12）：119 ～ 127．

葉建木，張洋，萬(wàn)幼清．高管團(tuán)隊(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好、失敗再創(chuàng)新行為與再創(chuàng)新績(jī)效 ——? 基于我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)的實(shí)證研究［ J］．統(tǒng)計(jì)研究，2021（8）：59 ～ 67．

應(yīng)千偉，何思怡．政府研發(fā)補(bǔ)貼下的企業(yè)創(chuàng)新策略：“濫竽充數(shù)”還是“精益求精”［ J］．南開(kāi)管理評(píng)論，2022（2）：57 ～ 69．

張國(guó)勝，杜鵬飛．?dāng)?shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響：增量還是提質(zhì)？［ J］．經(jīng)濟(jì)管理，2022（6）：82 ～ 96．

張兆國(guó)，曹丹婷，張弛．高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性會(huì)影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效嗎 ——? 基于薪酬激勵(lì)和社會(huì)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用研究［ J］．會(huì)計(jì)研究，2018（12）：48 ～ 55．

祝繼高，葉康濤，嚴(yán)冬．女性董事的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避與企業(yè)投資行為研究 ——? 基于金融危機(jī)的視角［ J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012（4）：50 ～ 58．

Hambrick D. C.， Mason P. A.. Upper Echelons： The Organization as a Reflection of Its Top Managers［ J］．Academy of Management Review，1984（2）：193 ～ 206．

Hayes A. F.. Introduction to Mediation，Moderation， and Conditional Process Analysis： A Regression-Based Approach［M］．New York： Guilford Press，2018．

Khan W. A.， Vieito J. P.. CEO Gender and Firm Performance［ J］．Journal of Economics and Business，2013（1）：55 ～ 66．

Peter S. Davis， Emin Babakus， Paula Danskin Englis， Tim Pett. The Influen-ce of CEO Gender on Market Orientation and Performance in Service Small and Medium-Sized Service Businesses［ J］．Journal of Small Business Management，2010（4）：475 ～ 496．

【基金項(xiàng)目】國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：19BGL039）

【作者單位】華中師范大學(xué)國(guó)家文化產(chǎn)業(yè)研究中心， 武漢 430070