女性高管參與會影響企業(yè)創(chuàng)新嗎

萬姝懿 詹一虹

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

【關鍵詞】女性高管參與；文化創(chuàng)意企業(yè)；創(chuàng)新投入；創(chuàng)新數量；創(chuàng)新質量

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）07-0054-6

一、 引言

自“文化創(chuàng)意產業(yè)”這一概念在《國家“十一五”時期文化發(fā)展規(guī)劃綱要》中被首次提出以來， 我國政府高度重視文化創(chuàng)意產業(yè)的發(fā)展。習近平總書記對文化事業(yè)工作做了一系列重要論述， 認為推進文化事業(yè)從高速增長邁向高質量發(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)意產業(yè)因其能耗低和資源節(jié)約等優(yōu)勢， 亦對我國產業(yè)結構升級、 經濟實力提升， 以及促進人民美好生活發(fā)揮了極大作用。國家統(tǒng)計局最新公布的數據顯示： 2021年全國規(guī)模以上文化及相關產業(yè)企業(yè)實現營業(yè)收入119064億元， 比上年增長16%； 可穿戴智能文化設備制造、 互聯(lián)網搜索服務、 數字出版、 動漫、 游戲數字內容服務等數字文化新業(yè)態(tài)特征較為明顯的16個行業(yè)小類實現營業(yè)收入39623億元， 比上年增長18.9%。由此可見， 智能化、 互聯(lián)網搜索以及數字化技術等新興技術的發(fā)展大力推動了我國文化創(chuàng)意產業(yè)的發(fā)展， 技術創(chuàng)新是推動我國文化創(chuàng)意產業(yè)發(fā)展的第一動力。因此， 作為文化創(chuàng)意產業(yè)的重要組成部分， 文化創(chuàng)意企業(yè)的技術創(chuàng)新質量和數量對文化產業(yè)整體高質量發(fā)展及我國經濟高質量發(fā)展至關重要。

文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新受內外部多重因素的影響（范群林，2016）， 但企業(yè)技術創(chuàng)新的源泉是人的主觀能動性， 其創(chuàng)新意愿的核心在于人（葉建木等，2020a）。因此， 高管團隊作為現代企業(yè)實際控制權的集體擁有者， 對企業(yè)開展技術創(chuàng)新活動具有重要影響（張兆國等，2018）。隨著經濟發(fā)展、 思想進步、 高等教育的普及以及女性社會地位的提升， 越來越多的女性擺脫傳統(tǒng)觀念的桎梏， 成為企業(yè)高管團隊的重要成員， 并在企業(yè)經營管理中扮演著越來越重要的角色， 女性管理者對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響日益受到關注（曾萍和鄔綺虹，2012）。既有研究中， 關于女性管理者與企業(yè)創(chuàng)新間的關系主要呈現兩種截然相反的觀點。一種觀點認為， 女性特有的性別特質， 如重感情、 提倡共贏合作、 強調平等， 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)高管團隊性別多元化的程度， 提升企業(yè)管理團隊的創(chuàng)造力， 利于形成最優(yōu)決策， 從而促進企業(yè)創(chuàng)新（Khan和Vieito，2013）。持相反觀點的學者則認為， 因技術創(chuàng)新的高投入、 高風險等特點， 技術創(chuàng)新充滿失敗風險（葉建木等，2021）。相較于男性高管， 女性高管較為細心、 謹慎的性格特質， 使她們在面臨復雜的投資環(huán)境和具有風險的投資機會時更加保守。女性高管往往具有更強的風險規(guī)避意識， 亦不愿承擔過多的風險（Hambrick和Mason，1984）， 這會在一定程度上抑制企業(yè)開展技術創(chuàng)新活動（陳寶杰，2015）。但女性高管往往因其自身特點會更加慎重地進行企業(yè)創(chuàng)新活動的決策， 企業(yè)創(chuàng)新質量反而更高。文化創(chuàng)意企業(yè)本身所具有的創(chuàng)意、 個性、 彈性等特質， 與女性感性、 細膩的特點較男性理性、 激進的特點更加匹配， 并在一定程度上決定了文化創(chuàng)意產業(yè)屬于“女性化”行業(yè)（范群林，2016）。因此， 女性高管參與對文化創(chuàng)意企業(yè)的管理、 發(fā)展以及技術創(chuàng)新決策存在著極大的影響， 會影響文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量。

基于以上分析， 本文聚焦于以下三個問題： 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， 是促進還是抑制？②女性高管參與對文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質量和數量的影響呈正向還是負向效應？③創(chuàng)新投入在女性高管和文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新數量和質量間發(fā)揮中介效應嗎？針對以上三個問題， 本文通過實證研究檢驗女性高管參與對文化創(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)新質量提供理論依據和決策借鑒。

二、 理論分析與研究假設

（一）女性高管與企業(yè)創(chuàng)新投入

隨著“女性力量”在職場中不斷崛起， 女性企業(yè)家和管理者的優(yōu)勢逐漸被社會所重視， 與一般男性所表現出的特點不同， 女性心思細膩、 擅長溝通， 給企業(yè)帶來不一樣的資源， 顛覆了外界對女性的刻板印象。女性高管所具備的獨特優(yōu)勢能否影響企業(yè)創(chuàng)新投入也成為學者們研究的熱點議題。然而， 已有研究并未得出一致結論。部分學者認為， 女性高管參與和企業(yè)創(chuàng)新并無任何聯(lián)系， 無論是女性高管比例或是絕對數量， 皆對企業(yè)研發(fā)投入不存在顯著影響（李長娥和謝永珍，2016）。而另一部分學者認為， 女性高管具有更強的團隊精神和更好的溝通能力， 促使組織內部更為和諧， 有利于組織目標的實現（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、 更為準確地把握顧客的需求及其變化， 從而制定出更有針對性的差異化產品創(chuàng)新策略， 促進企業(yè)創(chuàng)新活動的開展（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， 企業(yè)研發(fā)投入強度亦會越大（潘玉香等，2015）。還有一部分學者則認為， 相較于男性高管， 女性高管通常更厭惡風險， 不容易過度自信， 因而創(chuàng)新投入較少， 也避免較高的負債水平和使用財務杠桿， 屬于穩(wěn)健、 謹慎型的決策風格（薛媛，2018）， 女性高管參與會顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。基于以上分析可知， 絕大多數學者傾向于女性高管會對企業(yè)創(chuàng)新產生影響， 但具體是積極還是消極影響有待進一步檢驗。因此， 本文提出以下開放性假設：

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

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

（二）女性高管與企業(yè)創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量

既有研究中， 有關女性高管與企業(yè)創(chuàng)新數量及質量間關系的觀點主要有三種。第一種觀點認為， 企業(yè)最終制定實施的創(chuàng)新決策并不會受高管性別和個人偏好的影響， 而是由整個高管團隊決定的， 高管團隊的性別構成并不會影響企業(yè)創(chuàng)新績效（葉紅雨和陳恬，2016）， 女性參與高管團隊與企業(yè)創(chuàng)新績效并無相關關系（Carter等，2003）。第二種觀點則認為， 女性較男性而言具有更好的溝通能力， 更善于與消費者溝通及挖掘市場需求（Peter等，2010）， 且女性做決策會更加穩(wěn)健（任颋和王崢，2010）。因此， 女性高管參與更易為企業(yè)帶來獨特的資源， 女性高管占比越高所做出的決策越全面， 企業(yè)績效越好（Adler，2001）， 尤其是在女性成為企業(yè)高層管理者時， 企業(yè)績效會更好（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)社會責任間的關系， 發(fā)現女性高管能提升文化創(chuàng)意企業(yè)社會責任表現， 且會因企業(yè)社會責任表現提升而顯著促進企業(yè)績效提高（徐琳等，2020）。第三種觀點則認為女性高管因其保守的特征， 會造成企業(yè)投資水平下降， 企業(yè)價值亦會隨之降低（祝繼高等，2012）。缺乏“創(chuàng)新與冒險精神”會造成女性管理者因規(guī)避風險而減少企業(yè)技術創(chuàng)新（李世剛，2013）， 對新產品和新技術的重視不夠， 從而抑制企業(yè)創(chuàng)新績效（熊艾倫等，2019）。但女性細心謹慎的特點， 亦會減少企業(yè)過度投資的現象， 促進企業(yè)創(chuàng)新質量的提升（歐陽辰星等，2017）， 減少企業(yè)“重數量、 輕質量”的策略性創(chuàng)新（張楊等，2022）， 較少引發(fā)企業(yè)的“專利泡沫”現象（肖靜和曾萍，2022）。基于以上分析可知， 雖然相關研究結論并不統(tǒng)一， 但絕大多數學者認為女性高管參與會對文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新績效產生積極影響。故本文認為該積極影響亦會減少企業(yè)“重數量、 輕質量”的現象。因此， 本文提出以下假設：

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

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

假設4： 女性高管占比提高會促進文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質量提升。

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

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

參考證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂）， 并考慮文化創(chuàng)意上市企業(yè)數據的可得性， 本文以2014 ～ 2021年我國A股市場中文化創(chuàng)意上市企業(yè)為研究樣本， 并對樣本數據作如下處理： ①剔除研究期間內相關數據缺失的企業(yè)樣本。②剔除被ST處理的上市企業(yè)。③專利數據采用上市企業(yè)名稱， 對國家知識產權局專利信息庫進行檢索， 通過手工整理獲取。除需手工整理的數據外， 其余數據主要來源于CSMAR和東方財富數據庫。最終獲得35家文化創(chuàng)意上市企業(yè)2014 ～ 2021年共280個有效研究樣本。

（二）主要變量定義與模型構建

1. 主要變量定義。

（1）因變量： 創(chuàng)新數量（INNOVANUMBER）和創(chuàng)新質量（INNOVAQUALITY）。既有研究中有關創(chuàng)新數量的衡量主要采用專利申請量的自然對數（張國勝和杜鵬飛，2022；張楊等，2022）， 而創(chuàng)新質量的衡量主要采用發(fā)明專利數量的自然對數（肖靜和曾萍，2022）、 發(fā)明專利申請量占總申請量的比例（張國勝和杜鵬飛，2022）、 發(fā)明專利的知識寬度（陶鋒等，2021）以及Tobin Q值與研發(fā)投入和專利申請量的敏感性等（應千偉和何思怡，2022）。本文基于前人的研究， 采用總專利申請量的自然對數衡量文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新數量（INNOVANUMBER）， 采用發(fā)明專利數量的自然對數衡量創(chuàng)新質量（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， 從高管團隊中的董事會成員、 總經理、 副總經理、 財務總監(jiān)、 營銷總監(jiān)以及技術總監(jiān)等職位中篩選， 采用女性高管在高管團隊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)投入的自然對數（曾萍和鄔綺虹，2012）、 研發(fā)投入占總資產的比值（楊林等，2018）以及研發(fā)投入占主營業(yè)務收入的比值（張兆國等，2018）等三種方式。本文采用研發(fā)投入的自然對數衡量文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新投入（INNOVINPUT）。

另外， 本文結合Maslach（2016）、 何誠穎等（2018）、 葉建木等（2021）等的研究， 控制企業(yè)規(guī)模（SIZE）、 獨董比例（DLDS）、 企業(yè)成長性（GROWTH）、 資產收益率（ROE）、 企業(yè)性質（STATE）、 年份（YEAR）等變量。具體定義如表1所示。

2. 模型構建。本文采用女性高管t期、 創(chuàng)新投入t+1期以及創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量t+2期數據進行回歸。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生性問題。因此， 為緩解內生性問題對研究結論的影響， 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)新投入的方式檢驗女性高管占比對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。其次， 從創(chuàng)新投入到創(chuàng)新產出亦存在一定的滯后性， 檢驗女性高管占比分別對企業(yè)創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量的影響。最后， 根據前文假設及中介效應的檢驗步驟（溫忠麟和葉寶娟，2014）進行回歸分析。

首先， 構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， 構建女性高管占比分別與企業(yè)創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量的回歸模型：

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， 構建女性高管占比、 企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新數量、 創(chuàng)新質量的回歸模型：

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， 根據各回歸模型的研究結論， 對需進一步進行Bootstrap檢驗的回歸結果進行分析（Hayes，2018）， 若在95%置信區(qū)間內， Bootstrap檢驗結果未包含0， 則變量中介效應顯著， 反之則中介效應不顯著。

四、 實證分析

（一）實證檢驗

1. 女性高管占比對文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入、 創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量的影響。表2列示了基礎回歸結果。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%的水平上顯著負相關， 回歸系數為-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1成立。此外， 企業(yè)規(guī)模和獨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。資產收益率與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入在5%的水平上顯著負相關。

女性高管占比與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新數量在5%的水平上顯著負相關， 回歸系數為-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)新數量越少， 假設3成立。而企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新數量在5%的水平上顯著正相關。

女性高管占比與文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質量在1%的水平上顯著正相關， 回歸系數為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)新質量越高， 即假設4成立。而企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新質量在1%的水平上顯著負相關。

2. 創(chuàng)新投入的中介效應檢驗。表3列示了中介效應的回歸結果。由表3可知， 女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新數量未表現出顯著相關性， 創(chuàng)新投入與創(chuàng)新數量在5%的水平上顯著正相關， 回歸系數為0.467。

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

結合前文女性高管占比與企業(yè)創(chuàng)新投入、 企業(yè)創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量的回歸結果， 以及溫忠麟等（2014）關于中介效應的檢驗步驟， 分別對中介變量創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量間關系中的中介效應進行分析， 具體如下：

當創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數量間作為中介變量時， 女性高管占比對創(chuàng)新數量具有顯著的負向影響， 回歸系數為-4.361（見表2）。繼續(xù)檢驗女性高管占比與創(chuàng)新投入間的關系， 發(fā)現女性高管占比對創(chuàng)新投入具有顯著負向影響， 回歸系數為-1.888（見表2）。再檢驗女性高管占比、 創(chuàng)新投入和創(chuàng)新數量三者間的關系， 創(chuàng)新投入對創(chuàng)新數量具有顯著正向影響， 回歸系數為0.467。由此可知， 創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數量之間具有顯著的中介效應。進一步采用Bootstrap法進行檢驗， 結果如表4所示。由表4可知， 其置信區(qū)間LLCI=-1.8846， ULCI=-0.1340， 未包含0， 亦進一步證實了創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數量間的中介效應， 由此可知， 假設3a成立。

當創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新質量間作為中介變量時， 由于女性高管占比對創(chuàng)新質量具有顯著的正向影響， 回歸系數為1.884（見表2）。然而， 繼續(xù)檢驗女性高管占比與創(chuàng)新投入間的關系發(fā)現， 女性高管占比對創(chuàng)新投入具有顯著的負向影響， 回歸系數為-1.888（見表2）。系數符號并不一致。由此可知， 創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新質量之間不具有顯著的中介效應， 即假設4a不成立。

綜合女性高管占比對企業(yè)創(chuàng)新投入、 創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量的檢驗結果以及創(chuàng)新投入的中介效應檢驗結果可知， 女性高管占比對文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新投入、 創(chuàng)新數量具有顯著的負向影響， 但對文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質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)新數量間存在顯著的中介效應。因此， 雖然女性高管在文化創(chuàng)意企業(yè)中的占比變大會抑制文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新投入， 減少文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新數量， 但會顯著提升文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新質量。可能的原因在于， 絕大多數文化創(chuàng)意企業(yè)更適合于女性發(fā)展。因此， 當女性高管占比較大時， 文化創(chuàng)意企業(yè)因女性管理者心思細膩、 擅長溝通以及具有更強的風險規(guī)避意識等特點， 對企業(yè)創(chuàng)新活動更為謹慎。她們不愿意過多地開展技術創(chuàng)新活動而浪費企業(yè)現有資源， 更不愿意過多地追求并無實質性價值的創(chuàng)新數量， 導致不必要的創(chuàng)新投入被浪費。因為她們深知“百鳥在林”不如“一鳥在手”的道理。企業(yè)一味地追求低價值或無價值的創(chuàng)新專利并不能實質性地提升文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新能力和市場價值。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)新數量， 但亦因此減少了大量不必要的資源浪費， 大大提升了企業(yè)的創(chuàng)新質量， 使企業(yè)的創(chuàng)新活動更具價值， 更利于提升企業(yè)市場價值。

（二）穩(wěn)健性檢驗

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實證過程進行重新檢驗， 結果如表5所示。由表5可知， 女性高管占比對創(chuàng)新投入在1%的水平上具有顯著負向影響， 回歸系數為-1.840。女性高管占比對創(chuàng)新數量在10%的水平上具有顯著負向影響， 回歸系數為-3.910。女性高管占比對創(chuàng)新質量在1%的水平上具有顯著正向影響， 回歸系數為1.980。更換回歸模型后， 所有回歸結果與前文基本一致。同時， 分別對創(chuàng)新投入在女性高管占比與創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量間的中介效應進行分析， 結果與前文基本一 致（因篇幅所限，具體結果未予列示）。

2. 增加多個控制變量。考慮到遺漏變量會對估計結果造成影響， 為檢驗估計結果的穩(wěn)健性， 本文借鑒黃紅光等（2018）的處理方法， 增加董事長和總經理是否兩職合一（ID）以及兩權分離度（SR）等可能影響企業(yè)創(chuàng)新數量和質量的控制變量， 并采用原回歸模型重新檢驗， 檢驗結果均與前文結果基本一致， 說明本文的研究結論是穩(wěn)健的（因篇幅限制，未列示詳情）。

五、 結論與啟示

本文以2014 ～ 2021年A股文化創(chuàng)意上市企業(yè)為研究樣本， 檢驗了女性高管占比、 企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新數量和創(chuàng)新質量間的關系。研究發(fā)現， 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， 進而造成創(chuàng)新數量亦隨之減少。但文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新質量會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)新數量間發(fā)揮顯著的中介作用。

基于以上結論， 可得出如下管理啟示：

首先， 鼓勵文化創(chuàng)意企業(yè)提升女性高管所占比例。文化創(chuàng)意企業(yè)應注重對女性管理者的培養(yǎng)， 通過科學地設計女性優(yōu)先的管理培訓項目， 為女性管理者提供更多的學習、 實踐機會， 盡可能豐富女性管理者的管理和決策經驗， 提高女性管理者的技能。在企業(yè)內部選拔時， 可適當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， 改善管理層性別結構， 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， 提升文化創(chuàng)意企業(yè)創(chuàng)新質量。

其次， 文化創(chuàng)意企業(yè)應招聘更多優(yōu)秀的女性高管。文化創(chuàng)意企業(yè)應該通過外部勞動力市場或獵頭公司， 積極吸引學歷高、 閱歷豐富、 擁有較豐富的職業(yè)經歷的女性管理者。應注重企業(yè)管理層的性別多樣化， 避免對男性管理者的偏好， 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， 鼓勵女性管理者參與文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新決策。同時， 應將女性高管比例和男性高管比例控制在合理范圍內， 發(fā)揮不同性別的優(yōu)勢， 并根據文化創(chuàng)意企業(yè)相關工作內容合理分配工作， 中和男性管理者的大膽、 奔放以及激進與女性管理者的細膩、 善于溝通以及保守的特點， 讓文化創(chuàng)意企業(yè)既能充分抓住未來的成長機會， 又能減少高風險、 低價值或無價值的創(chuàng)新活動， 減少盲目擴張和投資的風險。尤其是在經濟環(huán)境不景氣的情況下， 適當提升女性管理者所占比例， 可避免過高的創(chuàng)新風險， 有利于企業(yè)根據實際情況開展創(chuàng)新活動， 提升企業(yè)創(chuàng)新質量。

最后， 加強政府對男女性別平等的社會引導。政府應為性別平等營造良好的輿論環(huán)境， 通過發(fā)出男女平等的倡議， 防止一些地方媒體過度褒揚傳統(tǒng)女性形象和夸張渲染男性與女性的社會分工、 家庭角色差異的固有思維模式， 引導大眾意識到性別平等的價值和益處， 讓更多女性能如愿進入企業(yè)管理層， 提升文化創(chuàng)意企業(yè)的創(chuàng)新質量。

【 主 要 參 考 文 獻 】

曾萍，鄔綺虹．女性高管參與對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響 ——? 基于創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的實證研究［ J］．科學學研究，2012（5）：773 ～ 781．

范群林．文化創(chuàng)意產業(yè)創(chuàng)新績效影響因素實證研究［ J］．財會月刊，2016（30）：46 ～ 50．

黃紅光，白彩全，易行．金融排斥、農業(yè)科技投入與農業(yè)經濟發(fā)展［ J］．管理世界，2018（9）：67 ～ 78．

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

黎海珊，葉建光，王聰．高管性別、過度自信與投資決策關系的實證檢驗［ J］．統(tǒng)計與決策，2014（18）：158 ～ 162．

李世剛．女性高管、過度投資與企業(yè)價值：來自中國資本市場的經驗證據［J］.經濟管理，2013（7）：74 ～ 84．

李武威，張園園．女性參與高管團隊對企業(yè)績效的影響 ——? 基于Meta分析的檢驗［ J］．財會月刊，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系的實證［ J］．統(tǒng)計與決策，2022（15）：185 ～ 188．

陶鋒，趙錦瑜，周浩．環(huán)境規(guī)制實現了綠色技術創(chuàng)新的“增量提質”嗎 ——? 來自環(huán)保目標責任制的證據［ J］．中國工業(yè)經濟，2021（2）：136 ～ 154．

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

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

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

楊林，段牡鈺，劉娟，徐臣午．高管團隊海外經驗、研發(fā)投入強度與企業(yè)創(chuàng)新績效［ J］．科研管理，2018（6）：9 ～ 21．

葉建木，張洋，萬幼清．高管團隊風險偏好影響企業(yè)創(chuàng)新失敗后再創(chuàng)新績效嗎［ J］．財會月刊，2020a（5）：123 ～ 131．

葉建木，張洋，萬幼清．高管團隊風險偏好與企業(yè)失敗再創(chuàng)新行為 ——? 基于薪酬差距的調節(jié)作用［ J］．財會月刊，2020b（12）：119 ～ 127．

葉建木，張洋，萬幼清．高管團隊風險偏好、失敗再創(chuàng)新行為與再創(chuàng)新績效 ——? 基于我國醫(yī)藥制造業(yè)上市企業(yè)的實證研究［ J］．統(tǒng)計研究，2021（8）：59 ～ 67．

應千偉，何思怡．政府研發(fā)補貼下的企業(yè)創(chuàng)新策略：“濫竽充數”還是“精益求精”［ J］．南開管理評論，2022（2）：57 ～ 69．

張國勝，杜鵬飛．數字化轉型對我國企業(yè)技術創(chuàng)新的影響：增量還是提質？［ J］．經濟管理，2022（6）：82 ～ 96．

張兆國，曹丹婷，張弛．高管團隊穩(wěn)定性會影響企業(yè)技術創(chuàng)新績效嗎 ——? 基于薪酬激勵和社會關系的調節(jié)作用研究［ J］．會計研究，2018（12）：48 ～ 55．

祝繼高，葉康濤，嚴冬．女性董事的風險規(guī)避與企業(yè)投資行為研究 ——? 基于金融危機的視角［ J］．財貿經濟，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．

【基金項目】國家社會科學基金項目（項目編號：19BGL039）

【作者單位】華中師范大學國家文化產業(yè)研究中心， 武漢 430070