趙 毅 張雙鵬

一、引言

資本市場建設(shè)對資產(chǎn)評估服務(wù)有著高端、直接的需求，其中對資產(chǎn)價值的準(zhǔn)確判斷是市場參與者進行資產(chǎn)交易的基礎(chǔ)。如何提高對交易對象價值判斷的準(zhǔn)確性，進而合理地評價、運用資產(chǎn)評估結(jié)論作為定價參考的依據(jù)就成為評估實踐中亟待解決的重要問題。但縱觀前期研究發(fā)現(xiàn)，實務(wù)界側(cè)重從推動資產(chǎn)評估立法、完善評估準(zhǔn)則、修正評估方法、提升評估機構(gòu)獨立性以及加強行業(yè)監(jiān)管等制度層面展開有益探索(北京證監(jiān)局評估監(jiān)管課題組，2017[1]；張國春，2016[2]；紀(jì)益成，2016[3]；余炳文和張君來，2016[4])，但對個體微觀層面關(guān)鍵因素的研究則缺乏足夠的關(guān)注。

事實上，在資產(chǎn)評估實踐中，委托方負(fù)責(zé)人與評估機構(gòu)隨時處于信息溝通之中，評估機構(gòu)實際上處于現(xiàn)有設(shè)計的財務(wù)信息框架之中，因而在既定準(zhǔn)則和程序下，委托方作為信息提供和判斷框架的設(shè)計者，特別是對生成和提供公司財務(wù)信息肩負(fù)重要職責(zé)的CFO，就很可能依據(jù)其自身特征對企業(yè)的未來預(yù)期收益與風(fēng)險做出判斷和決策，進而對擬評估資產(chǎn)的價值判斷(差異)產(chǎn)生一條符合經(jīng)濟直覺的影響路徑。進一步地，高管性別作為管理者最為重要的個體特征對企業(yè)財務(wù)實踐的影響已日益受到理論界的關(guān)注。學(xué)者們普遍認(rèn)為，高管性別特征在公司財務(wù)與公司治理等方面均具有重要影響，而公司財務(wù)與治理又與評估資產(chǎn)價值密切相關(guān)(李小榮等，2016[5])，那么高管性別是否會影響其對于資產(chǎn)價值的評估判斷呢？也即可表述為：由資產(chǎn)評估機構(gòu)出具的評估報告中對被評估資產(chǎn)的價值判斷是否也會受到委托方CFO性別差異的影響呢？遺憾的是，盡管大量經(jīng)驗研究揭示了高管性別對財務(wù)與會計實踐的諸多方面影響，但是研究重點仍集中于從股東或投資者視角去進行CFO性別差異的經(jīng)濟效果檢驗。值得注意的是，作為促進資本市場發(fā)展中的重要中介機構(gòu)——資產(chǎn)評估機構(gòu)，從該視角的研究還未得到學(xué)者們應(yīng)有的重視(馬海濤等，2017[6]；李小榮等，2016[5])。此外，在現(xiàn)有實務(wù)界對資產(chǎn)價值的評定估算實踐過程中，其評估機構(gòu)所采用的評估方法都尚未對企業(yè)高管特征對資產(chǎn)價值評估的影響予以足夠考慮。例如，市場法在選取參照物時通常注重選擇交易因素、時間、行業(yè)、企業(yè)經(jīng)營績效、規(guī)模、成長性等要素相同或相似的交易案例，但缺乏考慮高管特征是否相同或類似。又如采用收益法對交易資產(chǎn)進行價值評估時，其管理層的高管特征異質(zhì)性又會影響預(yù)期收益額和風(fēng)險，而企業(yè)風(fēng)險又與折現(xiàn)率的確定直接相關(guān)。因此，本文旨在研究委托方高管(CFO)對評估機構(gòu)出具的評估報告結(jié)論(增值率)的價值判斷中的性別效應(yīng)，以彌補現(xiàn)有理論與實務(wù)兩界的缺憾，并為資產(chǎn)評估機構(gòu)如何進一步探索影響資產(chǎn)價值評估的重要因素，完善現(xiàn)有的評估技術(shù)提供合理的建議。

本文的邊際貢獻可以歸結(jié)如下：第一，在理論層面上，先前研究對女性高管財務(wù)行為的考察仍然以企業(yè)股東視角或投資者視角為研究重點，其主題主要集中于女性CFO對公司治理與績效、過度投資行為、稅收規(guī)避行為、財務(wù)舞弊行為、盈余管理、并購決策等方面的影響(Adams和Ferreira，2009[7]；何威風(fēng)和劉啟亮，2010[8]；Srinidhi等，2011[9]；Ge等2011[10]；李小榮等，2013[11]；Francis等，2014[12]；Francis等，2015[13]；Huang和Kisgen，2013[14])，而鮮有從資產(chǎn)評估中介視角著手的研究。本文首次揭示了委托方CFO性別特質(zhì)在被評估資產(chǎn)價值判斷中的實際影響，這為全面理解性別差異在資產(chǎn)評估中所產(chǎn)生的經(jīng)濟效果提供了有益的啟示。第二，在實務(wù)層面上，本文緊密聯(lián)系資產(chǎn)評估實踐中的不同情境，將資產(chǎn)評估學(xué)的實務(wù)理論與高管特征理論相結(jié)合，豐富了評估領(lǐng)域的實務(wù)知識體系，也為深刻理解評估場景圍繞CFO性別差異下資產(chǎn)價值判斷的交互影響提供了嶄新且切實可行的視角。第三，在研究方法層面上，目前學(xué)界普遍采用的傾向值匹配方法并不能完全保證試驗組和對照組在消除偏誤和減少方差兩方面同時實現(xiàn)最優(yōu)化。本文在傳統(tǒng)的PSM分析的基礎(chǔ)上，分別引入兩種全新的優(yōu)化分組匹配效率的算法，并對研究結(jié)果的可靠性進行再測試，這為今后學(xué)者運用較為新穎、前沿的應(yīng)對選擇性偏誤的處理方法進行因果推斷提供了有價值的參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

一系列心理學(xué)、管理學(xué)等相關(guān)研究表明，性別特質(zhì)作為決策者性別差異的重要解釋，存在系統(tǒng)性差異。相較于男性高管，女性高管在財務(wù)與會計實踐中具體表現(xiàn)出的個體、心理、人格等特質(zhì)呈現(xiàn)出與男性高管不同的傾向歸因(Khlif和Achek，2017[15]；Francis等，2015[13]；Huang和Kisgen，2013[14]；Figner和Weber，2011[16]；Borghans等，2009[17]；Niederle和Vesterlund，2007[18])。進一步地，由高管性別差異所反映出的系統(tǒng)性特質(zhì)差異又會引致相應(yīng)的管理行為呈現(xiàn)出明顯的分化，進而對組織輸出結(jié)果也將造成差異的影響。由于CFO負(fù)責(zé)生成和提供公司的財務(wù)信息，所產(chǎn)生信息的質(zhì)量取決于CFO的特征，因而本文將CFO性別差異的內(nèi)在傾向特質(zhì)作為一種重要的解釋，去剖析CFO系統(tǒng)性特質(zhì)差異對被評估資產(chǎn)價值判斷的潛在作用機理。

就女性管理者的心理特質(zhì)而言，多數(shù)文獻都為女性具有更高的風(fēng)險規(guī)避程度提供了理論分析和經(jīng)驗證據(jù)的支持(Khlif和Achek，2017[15]；Huang和Kisgen，2013[14]；李小榮和劉行，2012[19]；周澤將，2012[20]；Borghans等，2009[17]；Agnew等，2003[21]；Carter等，2017[22]；Bernasek和Shwiff，2001[23])。女性高管的這種天生的風(fēng)險偏好將導(dǎo)致其謹(jǐn)慎、敏感、保守及非過度自信等行為傾向。在財務(wù)與會計實踐中，通常女性CFO與男性CFO的決策和效果差異也能夠由基于性別差異的個體風(fēng)險偏好特質(zhì)所解釋(Olsen和Cox，2001[24]；Krishnan和Parsons，2008[25]；Francis等，2014[12]；Francis等，2015[13]；Hwang等，2017[26])。就評估實踐活動來說，一方面，如采用收益法對單項或整體類型的資產(chǎn)進行評定、估算時，準(zhǔn)確預(yù)測資產(chǎn)的未來預(yù)期收益和確定折現(xiàn)率是估值的最為關(guān)鍵的兩個要素。而高管特征會同時影響預(yù)期收益額和企業(yè)風(fēng)險(李小榮等，2016[5])，并且企業(yè)風(fēng)險又與折現(xiàn)率的確定直接相關(guān)。女性CFO所具有的更高風(fēng)險規(guī)避程度使得其在財務(wù)決策中更加傾向于降低風(fēng)險(Hwang等，2017[26])，因而在對期望投資報酬率的確定上會與男性CFO存在系統(tǒng)性差異。此外，學(xué)者Carter等(2017)[22]發(fā)現(xiàn)，較低的風(fēng)險厭惡被認(rèn)為與過度自信相關(guān)，而高管的自信程度會對企業(yè)的財務(wù)決策產(chǎn)生重要影響，過度自信的管理者通常高估自身能力與決策收益，低估風(fēng)險(姜付秀等，2009[27])，而女性CFO所具有的更高風(fēng)險規(guī)避程度以及所體現(xiàn)出的相對不過度自信將影響其在財務(wù)行為、決策的選擇上更為謹(jǐn)慎，風(fēng)險承受水平也更低，這進而也會影響未來預(yù)期收益的預(yù)測和期望投資報酬率的確定。因而，在面對過高的資產(chǎn)增值率的情形時，女性CFO所具有的更高風(fēng)險規(guī)避特質(zhì)使其更傾向于從避免增大企業(yè)風(fēng)險和謹(jǐn)慎決策角度考慮，接受認(rèn)可相對較低或波動性較小的資產(chǎn)增值率結(jié)論。另一方面，按照資產(chǎn)評估程序要求，評估機構(gòu)在評估報告內(nèi)部審核之后，必須與委托人或相關(guān)當(dāng)事人對評估報告的內(nèi)容進行溝通，以使評估機構(gòu)了解委托人或者相關(guān)當(dāng)事人對評估結(jié)論的反饋意見。在這一需要委托人合理地理解評估結(jié)論，正確使用評估報告的關(guān)鍵環(huán)節(jié)中，通常而言，女性CFO相較于男性CFO更加謹(jǐn)慎、保守以及風(fēng)險規(guī)避的特質(zhì)要求對其財務(wù)信息負(fù)責(zé)，并且女性CFO 通常希望以較小的法律與監(jiān)管風(fēng)險來實現(xiàn)職業(yè)安全風(fēng)險的降低，從而在法律與監(jiān)管風(fēng)險、職業(yè)風(fēng)險之間取得良好的平衡。這實際上表現(xiàn)出一種整體風(fēng)險最小化行為(Francis等，2015[13])，將使得其與評估機構(gòu)交換意見時更傾向于選擇相對穩(wěn)健和可靠的價值評估信息，其對評估報告的內(nèi)容也會表現(xiàn)出更高程度的謹(jǐn)慎性，對過高資產(chǎn)增值率的評估結(jié)論所可能引發(fā)的企業(yè)風(fēng)險可能更為敏感，對風(fēng)險的承受意愿也更低。就女性管理者的個體特質(zhì)而言，女性高管可以利用其獨特的職業(yè)溝通優(yōu)勢、敏銳的財經(jīng)觸覺以及法律規(guī)則賦予的權(quán)利來影響企業(yè)財務(wù)行為。已有經(jīng)濟學(xué)、心理學(xué)及管理學(xué)等研究表明，與男性相比，女性CFO更具有獨特的溝通優(yōu)勢，并能夠改善在溝通中可能存在的信息不對稱等問題，進而有助于提供質(zhì)量更好的財務(wù)信息(Hwang等2017[26])。就評估實踐活動來說，受托的評估機構(gòu)在業(yè)務(wù)的開展過程中，如評估計劃編制、現(xiàn)場業(yè)務(wù)勘查以及評估報告編制，均需要委托方及相關(guān)當(dāng)事人的大力配合，而配合得是否順利很大程度上又體現(xiàn)在熟悉企業(yè)財務(wù)狀況的CFO的溝通能力上。CFO既需要將委托方管理層的未來戰(zhàn)略意圖及資產(chǎn)評估的目的準(zhǔn)確、細(xì)致地傳遞給評估機構(gòu)，從而使評估機構(gòu)能夠更加科學(xué)和有效地開展后續(xù)業(yè)務(wù)，又需要負(fù)責(zé)與被評估單位、評估機構(gòu)間保持實時的溝通和聯(lián)絡(luò)。而女性CFO所具有的獨特溝通交流技能，能夠更有效地在評估多方之間傳遞信息，降低可能存在的評估信息不對稱等問題，進而在一定程度上提升和改善由評估機構(gòu)出具的評估報告信息質(zhì)量。此外，就女性管理者的人格特質(zhì)而言，其自身表現(xiàn)出的職業(yè)道德操守在財務(wù)行為中亦發(fā)揮著重要作用。Labelle等(2010)[28]、Hwang等(2017)[26]發(fā)現(xiàn)，總體而言，女性CFO的職業(yè)道德操守優(yōu)于男性CFO，女性高管通常不太愿意從事不道德的行為，以獲取自身的經(jīng)濟利益(Adams和Ferreira，2009[7]；Jurkus等，2011[29])，并且這種道德水準(zhǔn)在緩解管理者機會主義行為中同樣發(fā)揮著重要作用，例如通過影響評估機構(gòu)的獨立性來影響評估結(jié)論的客觀性。因而，作為委托方熟悉企業(yè)財務(wù)狀況的CFO，特別是女性CFO，在職業(yè)、法律及法規(guī)的約束下，當(dāng)出現(xiàn)委托人、相關(guān)當(dāng)事方與評估機構(gòu)在對評估結(jié)論產(chǎn)生理解偏差時，這種相對于男性的更強道德敏感性的人格特質(zhì)更有可能使其及時提出異議，在降低執(zhí)業(yè)風(fēng)險的同時也傾向于接受更加謹(jǐn)慎的、避免由過高資產(chǎn)增值率所引致的增大企業(yè)風(fēng)險的資產(chǎn)價值評估結(jié)論。此外，從代理成本角度來看，過高的資產(chǎn)增值率可以被視作企業(yè)代理問題的一種表現(xiàn)形式，并因其隱秘性等優(yōu)勢日益成為“內(nèi)部人”實施自利性尋租行為的良好途徑。進一步地，相較于男性高管成員，女性進入管理層能夠有效降低公司的代理成本(Jurkus等，2011[29])，并且女性高管的管理層機會主義行為相對較弱，表現(xiàn)出更為節(jié)制的自利型行為(Adams和Ferreira，2009[7]；Krishnan和Parsons，2008[25])。因此，女性高管(如CFO)對代理沖突的緩和可能伴隨著相對較低的資產(chǎn)增值率的價值判斷行為，也即女性CFO能夠在一定程度上抑制被評估資產(chǎn)的高估行為。綜合以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1：委托方的CFO若由女性擔(dān)任時，其接受、認(rèn)可的被評估資產(chǎn)增值率將顯著低于男性CFO，也即女性CFO與被評估資產(chǎn)價值增值率負(fù)相關(guān)。

三、研究設(shè)計

(一)樣本和數(shù)據(jù)來源

中國資產(chǎn)評估協(xié)會自2011年起正式發(fā)布資產(chǎn)評估機構(gòu)綜合評價前百家名單，同時鑒于研究需運用前期財務(wù)指標(biāo)，因此本文選取2010—2016年主板全部上市公司作為初始樣本，并按照如下標(biāo)準(zhǔn)進行篩選：(1)結(jié)合資產(chǎn)評估報告所涉及的相關(guān)當(dāng)事人，本文選擇以下三種情形的樣本公司，一是委托方、被評估單位以及上市公司三者是同一公司；二是委托方與上市公司兩者是同一公司，被評估單位是前者的子公司；三是上市公司與委托方和被評估單位三者屬于其他關(guān)系情形，主要為上市公司是以控制后兩者為基礎(chǔ)來確定合并財務(wù)報表的合并范圍，后者財務(wù)報表均納入到上市公司中期與期末合并財務(wù)報表編制和列報的范疇。(2)評估對象聚焦于企業(yè)股東全部權(quán)益價值的評估事件。(3)選擇遵循以交易假設(shè)、公開市場假設(shè)為基本假設(shè)前提且價值類型為“市場價值”或“投資價值”的資產(chǎn)評估事件，破產(chǎn)清算假設(shè)及其對應(yīng)的價值類型不包括在本研究中。(4)剔除金融類、ST、*ST和數(shù)據(jù)不完整的公司所發(fā)生的資產(chǎn)評估事件。本文的資產(chǎn)評估機構(gòu)綜合評價指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于中國資產(chǎn)評估協(xié)會網(wǎng)站，委托方企業(yè)特征和被評估對象特征數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析工具為R version 3.5.1。

(二)變量定義與度量

結(jié)果變量。本文的結(jié)果變量為資產(chǎn)評估機構(gòu)對被評估單位的企業(yè)股東全部權(quán)益價值的評估增值率(Ratio)。以評估機構(gòu)的評估值和企業(yè)股東全部權(quán)益的賬面價值(或經(jīng)調(diào)整后的賬面價值)之差與企業(yè)股東全部權(quán)益的賬面價值(經(jīng)調(diào)整后的賬面價值)之比計算得出。

處理變量。本研究中處理變量為CFO性別(CFOGender)，若CFO職位由女性擔(dān)任賦值為1，否則為0。由此將樣本初步劃分為試驗組(CFOGender=1)和對照組(CFOGender=0)。

協(xié)變量。參考先前學(xué)者的研究(何威風(fēng)和劉啟亮，2010[8]；王霞等，2011[30]；Huang 和Kisgen，2013[14]；Francis等，2015[13]；李小榮等，2013[11]；馬海濤等，2017[6]；Ge等，2011[10]；Hwang，2017[26])，本文控制了傾向指數(shù)模型中的重要協(xié)變量。

具體變量符號和定義見表1。

表1 主要變量定義

(三)模型構(gòu)建與方法

Francis等(2015)[13]指出，對于企業(yè)而言，CFO是由女性擔(dān)任還是由男性任職可能并不是隨機委派的。因而，采用匹配分析方法能夠通過基于一組可觀測的特征來對試驗組和對照組的樣本觀察值進行匹配，進而在一定程度上減少樣本選擇偏差問題(Carter等，2017[22])，也同時能夠緩解諸如采用多元回歸分析時由模型設(shè)定偏誤所產(chǎn)生的遺漏變量問題(Swanquist等，2017[31])。據(jù)此，本文在檢驗研究假設(shè)H1時首先采用傳統(tǒng)的PSM分析方法進行分析，探究與男性CFO(Control Group)相比，當(dāng)CFO職位由女性擔(dān)任(Treatment Group)時對資產(chǎn)評估機構(gòu)出具的評估報告中被評估資產(chǎn)價值增值率影響所產(chǎn)生的凈效應(yīng)。

運用PSM分析方法對模型進行設(shè)定時，首先需要構(gòu)建傾向得分的Logit模型，對傾向得分進行獲取后進行樣本匹配。本文將CFO性別作為二分類處理變量(后續(xù)模型計算中用Di表示，當(dāng)CFO職位由女性擔(dān)任時取1，否則取0)，將所有協(xié)變量(后續(xù)模型計算中用Xi表示，代表樣本企業(yè)多個維度的匹配特征)納入傾向得分模型中，模型構(gòu)建如下：

=β1+β2Profession+β3Diversity+β4Reputation

+β8Intassetratio+β9Goodwillratio+β10Growth

+β11ROEgrowrate+β12ABSDACC+β13Nomc

+β14Chair+β15Duality+β16Board+β17Lev

+β18Size+β19SOE+ui,t

通過Logit模型獲取傾向得分后，本文采用“被處理單位的平均處理效應(yīng)”(ATT)來估計CFO性別差異對被評估資產(chǎn)價值增值率的潛在影響，該值若顯著為負(fù)，則表示相較于對照組，CFO由女性擔(dān)任時對被評估資產(chǎn)價值增值率有顯著的負(fù)向影響。其中ATT的計算過程如下：

ATT=E[Ratio1,i-Ratio0,i|Di=1]

=E{E[Ratio1,i-Ratio0,i|Di=1,p(Xi)]}

也即：

ATT=E{E[Ratio1,i|Di=1,p(Xi)]

-E[Ratio0,i|Di=0,p(Xi)|Di=1]}

其中，Ratio1,i、Ratio0,i分別表示同一家企業(yè)CFO職務(wù)是由女性擔(dān)任和不是由女性擔(dān)任的情況下所對應(yīng)的被評估資產(chǎn)的增值率。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2列示了對各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，由于財務(wù)數(shù)據(jù)存在少數(shù)異常值，因此在全樣本水平對連續(xù)變量1% 以下和99% 以上的分位數(shù)進行winsorize處理，以消除異常值對分析結(jié)果造成的偏差。在1 226 個初始觀測值中(涉及861家企業(yè))，平均來說，樣本公司聘請評估機構(gòu)針對企業(yè)凈資產(chǎn)價值評定、估算后得出的評估增值率(Ratio)為144.350%，標(biāo)準(zhǔn)差為353.758，反映出資產(chǎn)評估機構(gòu)受托對不同企業(yè)凈資產(chǎn)價值評定估算的增值率存在較大差異，具有充分的變異性，這為本文提供了一個良好的研究契機。全樣本中31%的CFO職位由女性擔(dān)任(CFOGender)。Panel C列示了各協(xié)變量的基本統(tǒng)計指標(biāo)。高管團隊性別多樣化變量(Diversity)的均值和中位數(shù)分別為0.171和0.158，說明上市公司中女性高管成員的參與比例還比較低。從資產(chǎn)評估機構(gòu)綜合評價指標(biāo)(Reputation)來看，其均值和中位數(shù)分別為8.707和8.496，樣本企業(yè)都選擇了具有從事證券評估資格業(yè)務(wù)的資產(chǎn)評估機構(gòu)，而且基本在中國資產(chǎn)評估協(xié)會發(fā)布的年度評估機構(gòu)百強名單中上榜。從價值類型指標(biāo)(Valuetype)來看，有近97%的樣本委托方選擇市場價值。評估方法中選擇市場法和收益法的占樣本比例的24.2%。市凈率指標(biāo)(P/BRatio)的均值和中位數(shù)分別為4.622和2.931，標(biāo)準(zhǔn)差為6.010，說明不同委托方的價值比率存在一定差異。無形資產(chǎn)比率指標(biāo)(Intassetratio)的均值和中位數(shù)分別為0.054和0.037。商譽比率指標(biāo)(Goodwillratio)的均值和中位數(shù)分別為0.018和0.000。本文還對 CFO性別差異的資產(chǎn)評估增值率差異性進行初步分析，結(jié)果顯示，總體上女性CFO組的資產(chǎn)評估增值率均值為114.20%，男性CFO組的資產(chǎn)評估增值率均值為158.10%，均值和中位數(shù)檢驗均表明，委托方CFO由女性擔(dān)任時所認(rèn)可的評估報告的增值率顯著低于男性CFO組，并且在5%的水平上顯著。此外，針對相關(guān)性檢驗，Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果顯示，各主要變量的相關(guān)系數(shù)都在0.5以下，因此不會產(chǎn)生明顯的多重共線性問題。限于篇幅，相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果未在文中列示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)前表

(二)樣本匹配效果分析

表3報告了以CFO性別為分類變量的PSM分析第一階段Logit模型的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，模型整體非常顯著(p值為0.000)。由于CFO Gender是二值變量，因而對于衡量分類變量模型設(shè)定的精確性和擬合優(yōu)度好壞的判斷方法通常有兩種：一種是直接觀察Logit模型的偽R2，本文的偽R2為0.111。另一種更為常用的是通過計算模型的正確預(yù)測比例，也即通過Logit模型計算繪制出ROC曲線下方的面積，得出AUC的值，以此來評價判定模型效果的好壞。本文的Logit模型計算繪制出的ROC曲線下面積(AUC)的值為0.729，也即協(xié)變量對處理變量的準(zhǔn)確預(yù)測比率為72.9%。該模型結(jié)果表明，本研究的協(xié)變量能在一定程度上進行準(zhǔn)確預(yù)測，因此模型中協(xié)變量的選擇是較為合理的，構(gòu)建的傾向得分模型也比較適用于估計研究樣本的傾向值。

表3 PSM第一階段的Logit模型估計結(jié)果

進一步地，通過Logit模型計算傾向得分后，本文將采用常用的三種方法對試驗組和對照組進行匹配。本文為比較匹配前后試驗組和對照組傾向值差異性，還同步繪制出匹配前后相應(yīng)的核密度函數(shù)曲線。結(jié)果顯示，樣本匹配前，試驗組和對照組均具有左偏傾向，且樣本中的兩組數(shù)據(jù)傾向值的概率密度分布存在明顯差異，如果不進行匹配，直接選取對照組全部樣本作為比較對象將會產(chǎn)生嚴(yán)重的估計偏誤。在實施匹配后，兩組樣本的傾向得分值的概率密度分布明顯趨于一致，這表明兩組樣本經(jīng)匹配后的多維度層面的特征已趨于一致，樣本的選擇性偏差已消除。表4報告了傾向值匹配分析的平衡性檢驗結(jié)果。結(jié)果表明，匹配后各協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均低于4%，遠(yuǎn)低于10%的平行假設(shè)規(guī)定的經(jīng)驗法則，且試驗組和對照組的變量均值差異在匹配后均不顯著。因此，平衡性假設(shè)得到滿足。

表4 變量匹配前后差異對比

(三)女性CFO組平均處理效應(yīng)的結(jié)果分析

表5報告了CFO性別差異對被評估資產(chǎn)增值率的影響結(jié)果。以核匹配列示結(jié)果為例，匹配后女性CFO的資產(chǎn)評估報告增值率為 114.815%，而作為對照組的男性CFO樣本企業(yè)的評估報告增值率為176.977%，ATT值在1%水平上顯著為負(fù)。此外，采用最近鄰一對一匹配和半徑匹配進行的配對結(jié)果顯示，試驗組的平均處理效應(yīng)ATT值分別為-67.381和-73.690，在5%的水平上顯著。在設(shè)定的半徑匹配規(guī)則中，試驗組有6例女性CFO未能匹配到合適的對照，同時整體結(jié)果也與核匹配基本保持一致。實證結(jié)果表明，如果委托方的CFO由女性任職，則由資產(chǎn)評估機構(gòu)出具的資產(chǎn)評估報告的增值率無論在經(jīng)濟意義還是統(tǒng)計意義上均顯著較小，也即與男性CFO組相比，女性CFO組的資產(chǎn)評估報告增值率平均降低幅度超過了62%。因此，總體而言，與男性CFO相比，女性CFO將會對被評估資產(chǎn)價值表現(xiàn)出更多的謹(jǐn)慎性、敏感性，其認(rèn)可的評估報告的增值率也更低，以上結(jié)果與假設(shè)的推斷相符。

表5 CFO性別差異對被評估資產(chǎn)增值率的影響

最近鄰匹配的配對比例為1∶1，控制組個體不會重復(fù)匹配，下同；半徑匹配的卡尺范圍采用最為普遍使用的設(shè)定數(shù)值0.01。

(四)穩(wěn)健性測試

1.基于傾向得分加權(quán)匹配分析的穩(wěn)健性檢驗。

本部分我們采用Hirano和Imbens(2003)[32]提出的傾向得分加權(quán)匹配分析方法，對樣本數(shù)據(jù)進行重新分析。從表6列示的結(jié)果看，通過該方法所進行的匹配變量前后差異明顯減小，各協(xié)變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化平均差均大幅度下降，其標(biāo)準(zhǔn)化平均偏差均控制在10%的經(jīng)驗法則之內(nèi)，因而通過了平衡性假設(shè)檢驗。此外，本文還對相應(yīng)的傾向得分模型設(shè)定進行了檢驗，通過對傾向得分模型的擬合優(yōu)度進行檢驗后，所得到的模型檢驗的p值為0.543，說明本文的模型設(shè)定不拒絕原假設(shè)，也即本研究的傾向得分模型適合在試驗組和對照組之間進行協(xié)變量匹配。進一步地，采用傾向得分加權(quán)方法進行的穩(wěn)健估計中ATT的值為-71.743，且在5%水平上顯著為負(fù)，研究結(jié)果與前文保持一致。

表6 Propensity Score Weighting分析

2.基于Matching Frontier權(quán)匹配分析的穩(wěn)健性檢驗。

在匹配方法的前沿動態(tài)研究中，King等(2017)[33]指出，目前流行的傾向值匹配(PSM)方法僅僅通過傾向得分本身進行匹配，在試驗組與對照組的相似度、模型依賴度、統(tǒng)計效率、偏誤等評價指標(biāo)上仍有優(yōu)化和改進的空間，因而本文也采用King等學(xué)者提出的一種前沿的匹配算法Matching Frontier，通過該算法對樣本聯(lián)合優(yōu)化分組匹配，得到經(jīng)消除偏誤和減少方差這兩個維度同步達到最優(yōu)化后的匹配樣本，然后采用最小二乘法(OLS)對匹配樣本進行估計檢驗。

(1)基于Matching Frontier算法的最優(yōu)化匹配樣本的構(gòu)建。好的匹配方法應(yīng)該同時在試驗組與對照組的相似度上(消除偏誤)和樣本規(guī)模上(減少方差)同步實現(xiàn)最大化(King等，2017[33])。而目前流行的傾向值匹配分析缺乏一種原則性的解決方案去處理偏誤——方差之間如何權(quán)衡的問題。也即現(xiàn)有的匹配方法是通過選擇性地修剪觀測數(shù)據(jù)來降低樣本數(shù)據(jù)的不平衡，從而降低模型的依賴度。然而，修剪數(shù)據(jù)同時又會減少樣本量，因而反過來又可能會增大最終估計值的方差。因此，研究者長期面臨著偏誤——方差的權(quán)衡困境。鑒于此，上述學(xué)者設(shè)計的Matching Frontier算法很好地解決了以上問題。該方法的直觀思想是要求在每一次剔除觀測單位時，要確保所獲得的觀測樣本在所有可能的同等規(guī)模的觀測樣本中擁有最大的試驗組與對照組的相似度。Matching Frontier算法實現(xiàn)了對不平衡(在試驗組和控制組之間)和樣本大小的同步聯(lián)合優(yōu)化與精簡，優(yōu)化了分組匹配效率。該算法首先需要構(gòu)造匹配邊界，通過聯(lián)合優(yōu)化，構(gòu)造出邊界中每個點的子樣本，從而形成平均馬氏不平衡邊界(Average Mahalanobis Imbalance)。本文將通過研究設(shè)計部分中的協(xié)變量去構(gòu)造馬氏不平衡邊界。從計算結(jié)果來看，消除偏誤和減少方差這兩個維度同步達到最優(yōu)化條件的邊界曲線所相應(yīng)計算得出與每種可能的樣本量的最大平衡匹配的觀測值為165個(包括試驗組的76個觀測值和對照組的89個觀測值)，也即在聯(lián)合優(yōu)化分組匹配過程中，修剪了1 061個觀測值后，消除偏誤和減少方差這兩個維度同步達到最優(yōu)化。結(jié)果進一步顯示，大量對照組的觀測并沒有能夠很好地匹配試驗組觀測，至少在資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模價值比率等匹配維度方面。因此，通過Matching Frontier算法還需修剪更多的觀測值(在試驗組和對照組之間)，以同步達到平衡性和樣本量的聯(lián)合最優(yōu)。算法結(jié)果顯示，基于優(yōu)化后的最終匹配樣本，經(jīng)修剪后的剩余觀測值為165個。因此，在得到經(jīng)消除偏誤和減少方差這兩個維度同步達到最優(yōu)化后的匹配樣本后，本文將基于此進行后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗。

(2)基于Matching Frontier算法的最優(yōu)化匹配樣本的穩(wěn)健性檢驗。通過Matching Frontier匹配進行樣本匹配處理后，本文采用OLS方法對結(jié)果進行估計。結(jié)果顯示，委托方CFO若由女性擔(dān)任時，其認(rèn)可的被評估資產(chǎn)增值率在10%水平上仍顯著低于男性CFO(Gender的系數(shù)為-70.573)。因而本文的結(jié)論保持穩(wěn)健。

3.其他穩(wěn)健性測試。

本文還進行了以下系列穩(wěn)健性測試：第一，上文對被評估資產(chǎn)增值率變量按照上下1% 進行縮尾處理后其最大值和最小值仍然相差甚遠(yuǎn)，本文還分別按照上下2%和5%對被評估資產(chǎn)增值率進行縮尾后重新估計，結(jié)果保持穩(wěn)健。第二，根據(jù)資產(chǎn)評估準(zhǔn)則規(guī)定，有關(guān)評估機構(gòu)原則上需要采取兩種及以上評估方法對股東全部權(quán)益價值評估進行評定估算，并確定其中一種評估結(jié)論作為評估結(jié)果，因而本文出于謹(jǐn)慎性考慮，選取樣本中資產(chǎn)評估機構(gòu)目前最為普遍運用的成本法所確定的評估結(jié)論作為穩(wěn)健測試樣本(929例觀測值)，剔除了易受主觀影響較大的收益法和易受外部市場條件影響的市場比較法的樣本，重新進行傾向得分匹配估計。從表7 Panel A列示的結(jié)果來看，研究結(jié)果保持穩(wěn)健。第三，本文對被評估資產(chǎn)增值率結(jié)果變量進行替換，以資產(chǎn)評估機構(gòu)的評估值與企業(yè)股東全部權(quán)益的賬面價值(或經(jīng)調(diào)整后的賬面價值)的偏離程度來度量差異，也即以評估值和賬面價值(或經(jīng)調(diào)整后的賬面價值)之差與賬面價值(經(jīng)調(diào)整后的賬面價值)之比的絕對值計算得出新的因變量指標(biāo)后，重新進行傾向得分匹配估計。從Panel B列示的結(jié)果來看，結(jié)果與前文結(jié)論一致，表現(xiàn)為委托方CFO若由女性擔(dān)任時，其資產(chǎn)評估機構(gòu)出具報告的評估值與被評估資產(chǎn)賬面值差異更小，反映出CFO性別差異的確顯著影響了對被評估資產(chǎn)的價值判斷。第四，考慮到董事長和首席執(zhí)行官是公司重要事務(wù)的最終決策者，本文借鑒Xu等(2016)[34]和Friedman等(2014)[35]的研究思路，通過加入更多的控制變量，選擇董事長性別、首席執(zhí)行官性別及CEO權(quán)力變量引入假定的模型中，其中CEO權(quán)力指標(biāo)測度方法參考張祥建等(2015)[36]、權(quán)小鋒和吳世農(nóng)(2010)[37]的研究，并重新進行估計。從Panel C列示的結(jié)果來看，我們并沒有發(fā)現(xiàn)女性董事長和女性CEO的存在以及公司CEO的權(quán)力會顯著影響到本文的研究結(jié)論。第五，本文還對由女性董事長領(lǐng)導(dǎo)或女性CEO領(lǐng)導(dǎo)或者由兩職合一的女性領(lǐng)導(dǎo)的企業(yè)樣本進行了剔除，研究結(jié)論仍未發(fā)生改變。上述測試結(jié)果表明，與董事長或首席執(zhí)行官不同，CFO是委托方資產(chǎn)評估業(yè)務(wù)活動的真正執(zhí)行者，會直接參與到具體的評估實踐過程中。因而，資產(chǎn)評估中介機構(gòu)將首席財務(wù)官CFO而非首席執(zhí)行官或董事長視為評估業(yè)務(wù)信息溝通和財務(wù)信息提供的主要高管，由此并最終引致其對委托評估的交易資產(chǎn)的價值判斷產(chǎn)生影響。綜上，以上結(jié)果均與前文保持一致，提升了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

(五)內(nèi)生性問題的識別與處理

根據(jù)本文的模型設(shè)定，要想獲得CFO性別差異對被評估資產(chǎn)增值率的因果識別效應(yīng)，還需要處理可能存在的內(nèi)生性問題。Swanquist等(2017)[31]指出，盡管傳統(tǒng)的PSM經(jīng)常會作為緩解內(nèi)生性問題的一種方法，但是該方法僅能從降低因可觀測的變量模型設(shè)定偏誤而產(chǎn)生的遺漏變量問題，故并不能代替內(nèi)生性檢驗來處理遺漏不可觀測因素的問題。此外，Adams和Ferreira(2009)[7]發(fā)現(xiàn)，在高管性別(性別差異)對公司決策與公司財務(wù)行為影響的研究主題中，其內(nèi)生性問題主要體現(xiàn)在遺漏了不可觀測的企業(yè)特征因素(unobservable firm characteristics)。從某種程度來說，大多數(shù)不可觀測的企業(yè)特征(特定異質(zhì)性)通常在一定時期內(nèi)并不會隨時間發(fā)生變化或變化很慢(Carter等，2017[22])。因而，可以通過個體固定效應(yīng)或GMM來處理該類問題(Adams和Ferreira，2009[7]；Carter等，2017[22]；呂英和王正斌，2017[38])。遺憾的是，由于本文所關(guān)注的資產(chǎn)評估事件為典型的混合數(shù)據(jù)，故無法直接采用面板數(shù)據(jù)的估計方法進行緩解?？v觀前期高管性別對公司決策與公司財務(wù)行為影響的主題文獻，我們發(fā)現(xiàn)，高管性別差異主題下對內(nèi)生性問題探討的焦點在于：遺漏變量的存在將可能會影響企業(yè)對于女性高管的雇用，也即核心解釋變量(虛擬變量)與隨機干擾項ε相關(guān)，那么可能會由此引發(fā)樣本選擇偏誤這一經(jīng)典內(nèi)生性問題(Certo等，2016[39]；Carter等，2017[22]；Huang和Kisgen，2015[14]；Adams和Ferreira，2009[7])。因此，針對可能由于樣本選擇所帶來的內(nèi)生性問題，本文將參考Certo等(2016)[39]、Carter等(2017)[22]的做法，采用IV+Treatment effects模型來克服企業(yè)特定異質(zhì)性對女性進入高管職位的內(nèi)生自選擇所造成的估計偏差的影響，以確保研究結(jié)論的可靠性。識別策略具體表現(xiàn)為：在處理效應(yīng)模型中的第一階段Probit選擇方程中通過一組企業(yè)特征并引入兩個外生工具(Instrument)來考察企業(yè)特定異質(zhì)性對女性高管被雇用的可能性。對于外生變量的尋找，本文借鑒Carter等(2017)[22]、Xu等(2016)[34]、Huang 和Kisgen(2015)[14]的思路，選取2009—2016年度中國市級(分省份匯總)主要領(lǐng)導(dǎo)人(市、區(qū)長和市、區(qū)黨委書記)的性別構(gòu)成比例(Cityleaderratio)作為外生變量之一，其數(shù)據(jù)來源于CSMAR中國市級領(lǐng)導(dǎo)人數(shù)據(jù)庫和人民網(wǎng)地方領(lǐng)導(dǎo)資料庫進行收集整理。從性別不平等的相關(guān)文獻來看，在一個州(市、區(qū))中選出的女性主要領(lǐng)導(dǎo)人比例與當(dāng)?shù)嘏該?dān)任高管職位的比例相關(guān)，因而一家企業(yè)總部位于該州(市、區(qū))的公司雇用女性高管的可能性很大(Carter等，2017[22]；Huang 和Kisgen，2015[14])，但是企業(yè)所在州(市、區(qū))的政府女性主要領(lǐng)導(dǎo)人比例與任何特定的本地企業(yè)的資產(chǎn)評估實踐活動并不直接相關(guān)。故滿足工具的相關(guān)性和外生性條件。此外，性別歧視比較嚴(yán)重的省份，女性高管較少(Xu等，2016[34])，但是人口出生性別比與任何特定的本地企業(yè)的資產(chǎn)評估實踐活動也并不直接相關(guān)。因而，本文選擇公司總部所在省份的年度出生性別比例(性別比例)作為另一個重要的工具變量，其數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)平臺的中國衛(wèi)生數(shù)據(jù)庫。綜上，第一階段的Probit模型構(gòu)建如下：

Pr(CFOGender=1|Xi,t)=φ(a0+β1Birthsexratio

+β2Cityleaderratio+β3Diversity

+β4Nomc+β5Chair+β6Duality

+β7Board+β8Lev+β9risk

+β10Firmage+β11Size+β12SOE)

其中：被解釋變量為是否有企業(yè)女性CFO虛擬變量，也即若企業(yè)聘任的CFO為女性時取值為1，否則為0。針對影響雇用女性高管的其他主要因素，借鑒已有文獻對相關(guān)因素進行了控制(呂英和王正斌，2017[38]；Carter等，2017[22]；Huang 和Kisgen，2015[14]；李小榮等，2013[11]；Adams和Ferreira，2009[7])。通過第一階段模型，計算出風(fēng)險比率(HazardRatio)，然后代入原模型，進行第二階段回歸，以修正自選擇偏差。表8列示的處理效應(yīng)模型的兩階段回歸結(jié)果顯示，在第一階段回歸中，引入的外生變量出生性別比(Birthsexratio)前面系數(shù)為-0.023(z=-2.33,p<0.05)，說明使用的工具變量能夠顯著影響企業(yè)是否聘任女性CFO的決定，這和Xu(2016)[34]等的研究結(jié)論是一致。此外，外生變量中國市級主要領(lǐng)導(dǎo)人的性別構(gòu)成比例與企業(yè)聘任女性CFO正相關(guān)，但不顯著。在第二階段回歸中，女性CFO虛擬變量的系數(shù)為-231.732(z=-2.94,p<0.01)，說明考慮了企業(yè)特定異質(zhì)性遺漏變量所可能產(chǎn)生的樣本自選擇問題后，CFO性別差異對被評估資產(chǎn)價值增值率的影響仍然顯著。

表8 內(nèi)生性檢驗-Treatment effects模型檢驗結(jié)果

(六)影響機制分析

本部分將進一步分析女性CFO對被評估資產(chǎn)價值增值率的影響機制，對理論假設(shè)1進行實證檢驗。本文的假設(shè)1指出，除女性相比于男性擁有更強的溝通能力、更強的職業(yè)操守外，對風(fēng)險承受的意愿可能構(gòu)成CFO性別差異影響被評估資產(chǎn)價值增值率的重要渠道。如假設(shè)1所述，在遵循高管性別特質(zhì)存在系統(tǒng)性差異的假定下，女性CFO所具有的更高風(fēng)險規(guī)避程度將使其在財務(wù)行為與決策上更加謹(jǐn)慎，相比于男性具有更低的風(fēng)險承受水平，其對風(fēng)險承擔(dān)的意愿將影響未來的預(yù)期收益的預(yù)測和期望投資報酬率的判斷，進而影響其接受或認(rèn)可的資產(chǎn)增值率的大小。本部分將對此影響機制予以檢驗，如果該機制成立，那么相比于男性CFO，女性CFO與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平之間的關(guān)系將顯著負(fù)相關(guān)，而風(fēng)險承擔(dān)的意愿將同步影響未來的預(yù)期收益的預(yù)測和期望投資報酬率，進而最終降低了資產(chǎn)評估增值率。

本文使用如下兩個回歸模型，其中，RiskTake是企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)變量(毛其淋和許家云，2016[40]；余明桂等，2013[41])，以企業(yè)在每一個觀測時段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量。其余變量與前文保持一致。

Risktake=α0+α1CFOGender+θ1X+ε

Ratio=β0+γ1RiskTake+β2CFOGender+θ2X+μ

表9列(1)和列(2)的結(jié)果顯示，與男性CFO相比，女性CFO具有更低的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，并在1%的水平上顯著。從列(3)～列(5)的結(jié)果來看，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平與被評估資產(chǎn)的增值率在10%的水平上顯著正相關(guān)，說明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)機制可能是重要的。上述結(jié)果已經(jīng)論證了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是CFO性別差異影響被評估資產(chǎn)增值率的機制，那么企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能多大程度地解釋CFO性別差異的影響作用呢?我們將CFO性別差異、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)同時放入回歸，關(guān)注CFO性別差異的影響系數(shù)的變化程度，從而分析企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)機制的解釋程度，表9列(4)和列(5)報告的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)放入企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)變量之后，女性CFO對被評估資產(chǎn)價值增值率的影響系數(shù)有一定程度的下降，但是顯著性變化不大(相較于表5，仍在10%的水平上顯著)。同時，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對于被評估資產(chǎn)增值率的影響作用表現(xiàn)出穩(wěn)健性和一致的正向顯著影響，說明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平是穩(wěn)定且重要的影響途徑，支持了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平是CFO性別差異影響被評估資產(chǎn)價值增值率的機制。

表9 影響機制探究：企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平

五、拓展性分析：基于資產(chǎn)評估實踐的不同情境

上述結(jié)果顯示了CFO性別差異對評估機構(gòu)出具的評估報告結(jié)論(增值率)的價值判斷的顯著影響，并且從多個角度進行穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論依然成立。本部分分別從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和資產(chǎn)評估機構(gòu)綜合評價指標(biāo)出發(fā)，對主要結(jié)果分情境進行分析，進一步觀察其效果的差異。

(一)企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)差異的影響

基于我國的制度背景，所有權(quán)性質(zhì)是企業(yè)最為重要的一項微觀制度安排。由于存在行政干預(yù)的因素，企業(yè)高管依賴自身特征對被評估資產(chǎn)進行價值判斷的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間可能會表現(xiàn)出一定的差異。本文認(rèn)為，一方面，隨著市場化改革推進的加快，政府對國有企業(yè)的行政干預(yù)不斷減少，但是就現(xiàn)狀而言，國有企業(yè)尚未完全做到真正的政企分開，最終控制人的重要角色仍由政府所扮演，對于企業(yè)的日常經(jīng)營管理仍在一定程度上進行參與，對企業(yè)的干預(yù)也比較容易，企業(yè)的行為也較多地體現(xiàn)政府的意志(繆毅和胡奕明，2014[42])。特別是從以往的資產(chǎn)評估業(yè)務(wù)來源來看，針對國有企業(yè)的評估服務(wù)是資產(chǎn)評估的主要業(yè)務(wù)來源，在重要的經(jīng)濟活動中，如兼并重組過程中的資產(chǎn)評估業(yè)務(wù)，地方政府對于資產(chǎn)的交易定價存在著直接干預(yù)的沖動，可能扭曲資產(chǎn)的評估價值(馬海濤等，2017[6])。另一方面，我國的資產(chǎn)評估機構(gòu)從早期依附于政府部門逐漸向獨立、客觀、公正的中介服務(wù)機構(gòu)過渡中，也仍會受到政府干預(yù)的影響(馬海濤等，2017[6])。綜上分析，由于評估機構(gòu)和評估對象(國有企業(yè))均會在一定程度上受到來自行政干預(yù)的影響，因而，國有企業(yè)管理層完全依賴自身的特征對被評估資產(chǎn)進行價值判斷的影響就難以充分發(fā)揮，會受到一定程度的約束，從而削弱了高管特征對其被評估資產(chǎn)價值專業(yè)判斷的影響。相反，非國有企業(yè)的所有權(quán)相對比較清晰和簡單，企業(yè)的管理者具有較大的自主性，由此使得相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的高管特征對被評估資產(chǎn)價值的專業(yè)判斷的影響能夠發(fā)揮得更加充分。綜上，在CFO性別差異與被評估資產(chǎn)價值增值率的關(guān)系上，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的表現(xiàn)很可能會有顯著差異。表10中Panel A的結(jié)果顯示，CFO性別特征對國有企業(yè)的被評估資產(chǎn)價值增值率的降低效應(yīng)低于非國有企業(yè)。也即相對于國有企業(yè)，女性CFO對被評估資產(chǎn)增值率的負(fù)向影響在非國有企業(yè)更為顯著。

(二)資產(chǎn)評估機構(gòu)綜合評價差異的影響

資產(chǎn)評估機構(gòu)聲譽機制在評估中是否有效發(fā)揮作用是另一個有趣而需要探索的問題。從目前的文獻檢索來看，有關(guān)對資產(chǎn)評估機構(gòu)聲譽機制作用探討的實證研究較為鮮見(馬海濤等，2017[6])，因而基于研究主題，本部分針對資產(chǎn)評估機構(gòu)綜合評價差異對CFO性別與被評估資產(chǎn)增值率兩者關(guān)系的影響展開探索性分析。馬海濤等(2017)[6]研究發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)評估機構(gòu)的聲譽越好，評估值越會被作為并購重組定價的依據(jù)，其表現(xiàn)出成交價與評估值差異越小。本文遵循先前學(xué)者的邏輯，首先，綜合評價排名越高的評估機構(gòu)在組織和人力資本中通常越高于中小機構(gòu)，從專業(yè)性角度來說，因其具有更高的專業(yè)性，其做出的評估值也就更為準(zhǔn)確，也更容易得到委托方或當(dāng)事人的認(rèn)可。其次，綜合評價排名越高的機構(gòu)也越容易獲得業(yè)界認(rèn)可，其更有可能傳遞出高品質(zhì)信號，也更容易得到雙方信賴。此外，高聲譽機構(gòu)也更加注重自己的聲譽、形象、保持其獨立性，其做出的評估值也能夠得到業(yè)務(wù)雙方的認(rèn)可。由此推測，相對于排名高于等于中位數(shù)(高聲譽)的機構(gòu)，CFO性別差異對資產(chǎn)價值判斷的影響在排名低于中位數(shù)的機構(gòu)樣本中將表現(xiàn)得更加明顯。

表10中Panel B的結(jié)果顯示，在排名低于中位數(shù)的機構(gòu)樣本中，委托方CFO若由女性擔(dān)任時，其認(rèn)可的被評估資產(chǎn)增值率在5%的水平上仍顯著低于男性CFO。在排名高于等于中位數(shù)(高聲譽)的機構(gòu)樣本中，CFO性別差異與被評估資產(chǎn)價值增值率仍呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，但在統(tǒng)計意義上不顯著。這也即表明相對于排名高于等于中位數(shù)(高聲譽)的機構(gòu)，女性CFO對被評估資產(chǎn)增值率的負(fù)向影響在排名低于中位數(shù)的機構(gòu)樣本中更為顯著。

表10 基于資產(chǎn)評估業(yè)務(wù)情境差異的影響

六、研究結(jié)論與討論

本文首次揭示了委托方CFO性別差異對資產(chǎn)評估機構(gòu)出具的評估報告結(jié)論(增值率)的價值判斷影響。研究發(fā)現(xiàn)，總體而言，委托方女性CFO所認(rèn)可的被評估資產(chǎn)增值率顯著低于男性CFO，其資產(chǎn)增值率平均比男性CFO至少低62%以上。研究還發(fā)現(xiàn)，委托方CFO性別差異對國有企業(yè)的被評估資產(chǎn)價值增值率的降低效應(yīng)低于非國有企業(yè)，在相對低聲譽的資產(chǎn)評估機構(gòu)樣本中委托方CFO對被評估資產(chǎn)價值的專業(yè)判斷的性別效應(yīng)更加顯著。此外，委托方企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平是CFO性別差異影響被評估資產(chǎn)價值增值率的穩(wěn)定且重要的路徑。

本文的研究在理論層面上響應(yīng)了Francis等學(xué)者有關(guān)在企業(yè)經(jīng)濟行為中性別效應(yīng)這一開放性問題值得研究的呼吁，突破了以往從股東或投資者視角考察CFO性別差異對財務(wù)行為影響的研究局限，為學(xué)界從資產(chǎn)評估角度對被評估資產(chǎn)價值判斷中的性別問題提供了更深入的理解。在政策層面，本文研究的啟示意義在于：第一，在委托方企業(yè)里，與董事長或首席執(zhí)行官不同，CFO是委托方資產(chǎn)評估業(yè)務(wù)活動的真正執(zhí)行者，資產(chǎn)評估機構(gòu)也將CFO視為直接參與到評估活動中的業(yè)務(wù)信息溝通和財務(wù)信息提供的主要高管，在資產(chǎn)評估機構(gòu)對被評估資產(chǎn)的價值提供評定、估算服務(wù)的過程中，委托方CFO對被評估資產(chǎn)價值的專業(yè)判斷的性別效應(yīng)是存在的且具有顯著差異，這將使資產(chǎn)評估機構(gòu)對相關(guān)當(dāng)事方的交易所提供的定價參考依據(jù)產(chǎn)生重要影響。第二，與男性相比，女性CFO與評估機構(gòu)展開業(yè)務(wù)合作過程中，對評估結(jié)論在一定程度上表現(xiàn)得更為謹(jǐn)慎、敏感及保守，其認(rèn)可的評估增值率和實際資產(chǎn)賬面價值的偏離程度均顯著低于男性CFO，這表明CFO的性別效應(yīng)在一定程度上有利于抑制被評估資產(chǎn)的虛增和高估，特別是針對在當(dāng)前資本市場上企業(yè)資產(chǎn)價值評估業(yè)務(wù)中存在不同程度的被評估資產(chǎn)虛高現(xiàn)象，女性CFO可以在這一個過程中充分發(fā)揮其治理效應(yīng)，對企業(yè)資產(chǎn)價值起到監(jiān)督作用。第三，在資產(chǎn)評估實踐活動中，CFO性別會影響其決策行為和效果，是影響資產(chǎn)價值評定、估算的重要因素之一。而從目前行業(yè)機構(gòu)的具體業(yè)務(wù)實踐開展情況來看，現(xiàn)有實務(wù)界對資產(chǎn)價值的評定估算實踐過程中，其評估機構(gòu)所采用的評估方法(市場比較法、收益法、成本法)都對評估對象和評估方法中各參數(shù)的選擇給予足夠的重視，但對委托方企業(yè)特征(如高管特征)對資產(chǎn)價值評估的影響缺乏足夠考慮，而對這一微觀重要影響因素的考慮將有利于提高資產(chǎn)評估機構(gòu)的評估技術(shù)方面的創(chuàng)新性和先進性，也有利于更好地發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)價值，提升自身的執(zhí)業(yè)水平。此外，對于中國資產(chǎn)評估行業(yè)協(xié)會而言，應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)和鼓勵更多的評估機構(gòu)探索實踐中可能影響資產(chǎn)價值評估的重要因素，豐富現(xiàn)有的評估技術(shù)并完善相應(yīng)的業(yè)務(wù)指導(dǎo)。