在中国政府“走出去”政策以及“一带一路”战略倡议的推动下，中国企业的海外扩张呈“跳跃式”发展，体现出典型的“机会主义取向”（Lyles等，2014）。国际化进程在本质上是一种复杂、多元的国际化行为序列（Casillas和Moreno-Menéndez，2014）。国际化扩张过程的节奏规律性是关系企业国际化风险和绩效的重要因素（周荷晖等，2019）。企业对国际市场进行及时的探索和评估，并保持灵活的国际化扩张模式，以便在面临机会或威胁时能够准确地应对，这种能力对企业而言十分重要（Lin，2012）。但是，政策驱动下的“机会主义”倾向将使企业以不规律的、即兴的模式扩张。鉴于“时间压缩的不经济性”，中国企业将因此承担由于国际化战略资源欠缺、合规经营意识薄弱、管理能力不足等因素所带来的巨大风险，从而可能对企业绩效产生负面影响（周荷晖等，2019；Vermeulen和Barkema，2002）。尤其是近年来全球投资及贸易环境日趋复杂，单边主义和贸易保护主义抬头，贸易摩擦不断加剧，中国企业的海外扩张行为应该更加趋于理性。

在面对不稳定和高风险的外部环境时，聘任女性CEO成为企业的常见选择（徐高彦等，2020；Dah等，2020；Elsaid和Ursel，2018）。绝大多数学者认为，女性高管具备较高的风险规避意识，过度自信程度较低，抵御危机的能力较高，经营较为稳健（Faccio等，2016），尤其是在经济下行时期能够更好地保证企业的生存及业绩（Khan和Vieito，2013）。对于具有较高不确定性的国际化战略决策，CEO性别差异所产生的影响同样被诸多学者所证实（Galbreath，2019）。出口倾向被认为是男性高管的典型需求，而女性掌管的企业可能更不倾向于出口（Welch等，2008）。除此之外，当企业需要进行海外投资时，女性CEO比男性更倾向于规避风险，这种差异随着投资不确定性的增加而变得更大（Lam等，2013）。但该结论在学术界并未达成共识。部分学者认为女性CEO在面临更为残酷的职场环境时，为了获得职位合法性而不得不模仿男性化的管理方式（Hoyt和Murphy，2016），且要付出比男性更多的努力（海本禄等，2020），女性特征逐渐淡化，CEO性别差异最终并未直接体现为领导效能差异（Paustian-Underdahl等，2014）。

本文认为，以前的实证研究结果之所以存在偏差，除了测度方式的差异以及宏观层面（区域、产业、制度）、企业层面（模式、资源、网络）等调节因素的影响之外，还可能源于：第一，以往研究大多探讨的是女性CEO对国际化战略静态特征的影响。传统的国际化理论往往将国际化战略做静态化处理，忽略国际化进程本身固有的动态复杂性（Welch和Paavilainen-Mäntymäki，2014）。事实上，国际化绩效的形成实质上是国际化动态过程的结果和产物。把关注点深入到国际化动态进程之中，围绕中国企业国际化扩张的节奏特征，构建更具情境依赖性的企业国际化战略行为理论模型，有助于进一步整合以及深化国际化过程理论（Child和Marinova，2014）。第二，基于高阶视角或者性别差异视角探讨国际化战略前置因素的相关研究日益丰富，但实证结论的多样性从侧面反映出女性CEO战略决策的复杂性特征（徐高彦等，2020）。CEO倾向于根据个体认知对组织情境做出高度个性化的诠释，并据此进行战略选择。决策者个体认知能力的改变会导致风险偏好及决策风格的调整（吴建祖和龚敏，2018）。需要回到管理者认知本身，重新审视战略决策的底层逻辑（Helfat和Peteraf，2015）。关注决策者“注意力焦点”“因果逻辑”“社会认知”等认知特征，可能会给予国际化战略决策的性别差异以更真实的理论解释。基于有限理性假设，将女性CEO认知特征以及企业国际化战略选择整合起来以构建更全面的模型，有助于揭示中国企业“跳跃性”国际化模式背后的微观认知基础，响应战略管理界“微观基础运动”（micro foundations movement）的号召。第三，CEO与TMT之间关系的研究正成为热点。TMT成员之间的认知差异将导致内部混乱及信任氛围的恶化，而这种团队结构特征将成为CEO决策行为的重要情境变量（成瑾等，2017）。引入CEO个体认知能力变量以及TMT团队结构变量分别作为个体及群体层面重要的调节变量，有助于深入理解CEO决策逻辑及其与TMT有效互动的机理，有助于深化人们对中国企业国际化节奏具体影响机制的认识。

鉴于此，本文基于管理者认知视角，选取沪深两市A股上市公司2008—2018年的动态面板数据，构建女性CEO对中国企业国际化节奏的解释模型，并进一步从个体认知和社会认知角度考察CEO性别对国际化节奏产生影响的边界作用。研究发现：首先，女性CEO与中国企业国际化节奏不规律性显著负相关，即女性CEO倾向于采取更加稳健、更具规律性的国际化扩张节奏；第二，CEO的受教育程度对女性CEO与中国企业国际化节奏不规律性之间的负向关系起到显著正向调节作用，即女性CEO的受教育程度削弱了女性CEO与国际化节奏不规律性之间的负向关系；第三，TMT任务导向断裂带对女性CEO与中国企业国际化节奏不规律性之间的负向关系起到显著负向调节作用，即随着TMT任务导向断裂带强度的增加，女性CEO对规律性国际化扩张模式的倾向会进一步增强。本研究在促进女性人力资本发展、优化公司治理结构、提升企业国际化决策质量等方面具有实践指导意义。

本文余下部分的结构安排如下：第二部分从管理者认知视角探讨女性CEO对国际化节奏的影响以及在上述影响效应中CEO受教育程度与TMT任务导向断裂带所起到的边界作用，并提出相应的研究假设；第三部分是研究设计，包括数据来源、核心变量及控制变量定义以及研究模型设计；第四部分是实证检验结果分析，包括估计方法的选择及数据处理、描述性统计分析、假设检验结果以及稳健性检验；最后一部分是本文的总结。

（一）国际化节奏

企业国际化是由企业进入海外市场的一系列历时性、动态性事件所构成的时间序列（Jones和Coviello，2005），“时间”维度是企业国际化进程中的核心问题（Prashantham和Young，2011）。然而，传统的国际化阶段理论长期把时间作为一个隐含维度进行比较静态考察，并没有真正将国际化过程中的动态、多元要素与时间内在地结合起来（Chetty等，2014）。随着20世纪90年代中期国际创业研究的兴起和发展，关于国际化进程动态特征的研究议程才被正式引入研究中（Hitt等，2016），但是围绕国际化过程的维度、概念、机理以及边界的探讨，仍然存在大量的理论缺口。

Vermeulen和Barkema（2002）首次界定了国际化进程的节奏维度。所谓“国际化节奏”，就是一定时间窗口内企业国际化扩张数量一阶导数的峰度值，它衡量的是企业对外扩张格局的不规律性。即使不同企业在某一时间节点拥有同等数量的海外子公司，它们的扩张路径仍然可能呈现明显的差异。如图1所示，A、B两家企业最终拥有的海外子公司数量相等，但其扩张模式可能是逐年规律性地增加（如企业A），也可能是短时大量扩张后转为停滞状态（如企业B）。国际化节奏的数值越低，表明企业海外扩张模式越具备规律性和连贯性；反之，国际化节奏的数值越高，表明企业海外扩张模式越没有规律。

图 1 国际化节奏的规律性

图选项

国际化节奏只是企业通过国际化扩张进行组织学习这一复杂动态过程本质特征的外在表征和反映（Elosge等，2018）。从组织学习理论的视角看，国际化过程本质上是企业不断从国际化网络中积累经验、获取战略性资源和能力的过程（Deng和Yang，2015）。由于在国际化过程中存在“外来者劣势”，企业国际化时面对的外部环境与内部组织复杂性均显著增加。在吸收能力有限以及存在国际化过程“时间压缩不经济性”的前提下，如果对外直接投资是持续的、有规律的、可预测的，则国际化企业将拥有足够的时间进行信息搜寻和组织适应，通过较为充分的组织学习，最终形成有价值的国际化经验（Jiang等，2014），以更好地适应外来竞争。相比之下，具备高度不规律性的国际化快速扩张将导致本土企业在难以解码、消化、吸收之前海外扩张经验知识时仓促进行下一次海外扩张，从而造成国际经营风险不可预测地增加（Wang等，2012）。

在动态环境下，企业国际化扩张中的战略灵活性同样重要（Shi和Prescott，2012）。由于企业资源、能力以及外部环境的非恒定性，过度规律化的国际化扩张节奏可能导致企业维持一种较高程度的战略惯性，进而丧失对外部环境的敏感性和决策灵活性，最终也会影响企业的长期回报（Lin，2012）。企业国际化扩张如何在稳定性与灵活性之间保持平衡是关乎跨国公司绩效的重要问题。

（二）管理者认知的视角

早期关于战略决策的经典理论大多将决策制定者看作是“完全理性”的。“完全理性”假设认为，战略决策者能够辨识所有可行方案、考虑到所有可能出现的突发状况和意外事件、准确了解其效用函数和分布概率，从而获得最优决策方案（Pratt等，1995）。然而，很多后续实验表明，个体行为并不完全遵循完全理性假说（Kahneman和Tversky，2013）。在这样的背景下，学者们逐渐对“完全理性”假设产生质疑，进而探讨战略决策的微观认知基础问题（胡望斌等，2019；Cyert和March，1963；Simon，1955）。

管理者认知是指管理者在战略决策过程中所依赖的知识结构，它强调从微观认知的视角解读企业战略行为背后的逻辑（Narayanan等，2011）。从管理者认知来说，管理者知识结构及整体特征是管理者应对外界环境刺激和制定战略决策的认知基础；而从管理者认知过程视角出发，管理者对决策的外部信息的注意力焦点及其因果逻辑最终决定其认知方式如何转化为组织战略（Nadkarni和Barr，2008）。“认知—行为”范式已成为战略研究中管理者认知视角的经典范式（Eggers和Kaplan，2013）。在此基础上，Helfat和Peteraf（2015）引入了“管理认知能力”的概念，提出“知觉与注意”（perception and attention）、“问题解决与推理”（problem-solving and reasoning）、“社会认知”（social cogniton）三种类型的认知能力体系，它们能够支撑感知、获取以及重构等动态管理能力，从而引发潜在的战略变革（Helfat和Peteraf，2015）。个体在复杂环境中不具备做出完全知情和无偏见决策的认知能力。为了应对复杂的判断和决策，管理者倾向于使用可能产生系统偏见的简化启发式方法与外部环境持续互动，并最终形成对外部环境的辨识体系（Bao等，2019）。在推理和解决复杂问题的过程中，控制性心理加工（如理性思维倾向）会对管理者的认知能力发挥作用（Stanovich，2009），推理和解决问题的认知能力的异质性可能导致长期投资承诺和商业模式的差异（Ghemawat，1991）。同时，企业是由很多具有冲突性目标和视角的子群体所构成，战略问题的最终解决方案是通过不同子群体之间的冲突和解与讨价还价来确定的。社会认知对个体心理活动（如知觉、注意、推理）发挥着独特的影响作用（Decety和Sommerville，2003）。上述研究为本文从管理者认知能力视角出发构建女性CEO认知能力对中国企业国际化节奏的影响模型奠定了理论基础。

1. 女性CEO与中国企业国际化节奏

机会寻求是战略研究的核心主题之一（Powell等，2011）。作为管理者认知过程的核心要素，知觉、注意和推理能力在个体之间呈异质性分布，而管理者在认知能力上的差异可以影响管理者对新的机遇和威胁的感知能力进而导致战略选择的差异性（Helfat和Peteraf，2015）。从管理者认知能力角度出发，本文认为，女性CEO的存在将促使中国企业国际化扩张模式更具规律性，具体原因如下：

首先，女性CEO在信息处理时注意力焦点更具综合性。管理者注意力对机会的感知是至关重要的（Ocasio，1997）。管理者在注意力和认知能力上的差异会影响管理者能否更准确地感知新的机遇和威胁。选择模型（selectivity model）认为，在进行信息处理时男性注意力表现出高度的选择性，他们通常会更加关注于能够支撑自己决策的信息线索，而女性在处理信息时更倾向于综合考查（Darley和Smith，1995）。因此即使在高风险领域，相较于女性而言，男性CEO也会拥有更强的竞争意识，决策更为大胆（Elosge等，2018）。这种差异在私营企业、敏感行业以及不确定性较高的企业中表现得尤为突出（程锐等，2016）。国际化扩张需要处理来自经济、制度、文化等各方面的不确定性。国际化扩张过程的不规律性意味着组织适应难度的提升，国际化战略风险也随之大幅度增加。在国际化机会信号出现时，女性CEO更善于将机会与风险信息加以综合处理，因此在国际化决策中会表现出比男性CEO更高程度的谨慎和稳健，从而降低“机会主义”驱动下的投资数量波动，保持国际化节奏的规律性。除此之外，两性CEO注意力差异还体现为：高管具有构建“企业帝国”的内在动机，大规模投资背后隐藏着高管的私有利益驱动（Harford和Li，2007）。出于自身利益考虑，CEO将倾向于在国际化机会出现时进行大量国际化投资从而导致国际化节奏的高度不规律性。然而CEO只关注自身私利，可能导致股东利益受损（马云飙等，2018）。相对于男性CEO而言，女性CEO对利益相关者的关注程度相对更高，会综合平衡自身利益与企业价值之间的关系。因此，由女性CEO主导的国际化战略决策将更加谨慎。

其次，女性CEO具有相对客观的因果逻辑。人类大脑将环境中的可感知数据与“先验知识、信念和期望结合起来，以便对环境做出合理的推测”（National Advisory Mental Health Council，Basic Behavioral Science Task Force，1996）。因果逻辑涉及一系列心理功能，包括对环境中新出现的模式进行分类并据此对环境机会与威胁实现早期识别，因此会对国际化机会感知产生影响（Helfat和Peteraf，2015）。相对于女性CEO而言，男性CEO在投资中过度自信程度通常更高（Dadanlar和Abebe，2020）。管理者过度自信具体有三种表现：一是过高估计预期回报，低估收益风险；二是过高估计自身的知识、管理技能以及掌控大局的能力；三是过高估计私人信息产生信号的准确度（Shefrin，2001）。企业成功经历导致自我归因，即使以往成功是得益于过度冒险或运气，过度自信的CEO仍可能将成功归因于自身能力（张明等，2019）。过度自信的因果逻辑，会促进决策者的机会感知（Denrell和Fang，2010）。同时，在过度自信心理影响下，男性CEO对海外投资行为的成功率及收益率的期望会较为乐观，从而对环境中的国际化“机会”更容易感知到，因此其国际化投资会更为激进。相反，在面对可能出现的损失或者风险时，女性CEO往往会高估失败概率和损失，且对损失表现出更高程度的紧张和恐惧（Faccio等，2016），从而对结果的期望值表现得更悲观，进而形成对海外投资机会的感知过滤（Starbuck和Milliken，1988），国际化投资会表现得更谨慎。

综上所述，本文提出如下假设：

假设1:女性CEO倾向于更有规律的国际化投资节奏。

2. CEO受教育程度的调节效应

认知能力发展中的路径依赖可能导致心理活动的潜在和实际表现的异质性。管理者认知能力可以通过实践来提高，学习和训练可能会改变涉及决策的大脑区域的大小或神经网络密度，并改变需要注意力的“认知技能”表现路径并最终体现于战略选择之中。决策者的教育背景对个体思维方式、知识存量以及认知能力都会产生重要影响（Wiersema和Bantel，1992），而认知能力的变化也会导致风险偏好及决策风格的调整（淦未宇，2018）。本文认为，拥有高学历能够削弱女性CEO与国际化节奏不规律性之间的负相关关系，这是因为：

自动性心理过程可能导致决策偏差，而控制性心理过程则可能有干预和克服这种偏见的潜力（Kahneman等，2011）。作为决策者普遍存在的认知偏差，过度自信程度的性别差异会随着受教育程度的提升而明显降低。这是因为，拥有高学历的CEO通常受过规范的学术训练，学术思考的严谨性将促使CEO在决策时更加偏重于用理性思维去审视有价值的决策信息（Jiang和Murphy，2007）。具体来看，随着受教育程度的提升，过度自信程度较高的男性CEO会逐渐习惯采用理性思维对国际化信息进行评估，调整过度乐观预期，建立较为客观的“因果逻辑”，降低对国际化“机会”的感知度，面对较高不确定性时决策会更加稳健和保守。与此同时，教育资源可以在社会上实现与经济资本、社会资本以及文化资本的互换，因此女性CEO在教育中获得的优势地位能够促进其在社会、家庭、职场等方面的主动性及自信心（刘江和万江红，2020）。高学历的女性CEO处理复杂问题能力持续提高（Goll等，2007），创新意愿和创新动机不断增强（Camelo-Ordaz等，2005），变革灵活性也随之提升。随着自信程度及解决问题能力的提高，女性CEO会调整国际化“机会”与“威胁”的注意力配置，增加对国际化机会的感知度；同时，增强对自身国际化风险掌控能力的理性认知，从而弱化了其自动性心理过程对国际化扩张风险的规避倾向。综上所述，随着受教育程度的提升，国际化决策行为在注意力焦点和因果逻辑方面所体现出的两性差异将随之减少。

鉴于此，本文提出如下假设：

假设2: CEO受教育程度会削弱女性CEO与国际化节奏不规律性之间的负向关系。

3. TMT任务导向断裂带的调节作用

在组织中，人们在一个充满制度规范、政治意识形态、建立共识和自我呈现的世界中运作。组织战略的最终形成在很大程度上是一个政治过程，包括建立联盟、讨价还价以及冲突解决（Helfat和Peteraf，2015）。CEO是企业信息处理和战略制定的掌舵人（Hambrick和Mason，1984），但是高管团队是知识信息共享、利益风险共担的集合。TMT内部结构、信息知识分享、信息处理过程都会对CEO决策产生影响（Richard等，2019）。断裂带（faultlines）是指以群体成员单个或多个特征属性为基础进行划分的若干同质亚群体的隐形分割线（Lau和Murnighan，1998）。断裂带强度越高，意味着形成亚群体的可能性越高；相反，断裂带强度越弱，意味着形成亚群体的可能性越低（Meyer和Glenz，2013）。鉴于任务导向属性（职能、教育、专业、任期等）对企业国际化行为的影响更显著（周建等，2015），本文着重分析高管团队（TMT）任务导向断裂带对女性CEO与国际化节奏之间关系的边界效应。

基于相似相吸理论和社会认同理论，个体往往会被具有较高相似性的其他个体所吸引并将其界定为自我范畴，从而实现自我的社会归类。这一归类将导致高管团队内部亚群体成员产生“我们”—“他们”的心理认知。亚群体内部成员之间高度认同，表现出较高的凝聚力和整合程度，但在不同亚群体之间却因负面歧视及刻板印象而出现更多的沟通障碍、情感冲突以及组织内耗（林明等，2018）。

社会角色理论认为，社会期望女性是抚养性和社会导向，而非竞争性和绩效导向（Dragotă等，2020）。根据角色一致性理论，当男性CEO在决策过程中表现出特立独行、作风强硬等领导特征时，往往被认为是适当的；而当女性CEO的领导行为表现出上述特征，却会被感知为与其“社会角色”不匹配而获得消极评价。为了获得积极评价，女性管理者需要以符合社会期望的方式（善良、共情等）进行决策（Boulouta，2013）。与男性CEO不同，女性CEO决策时会更注重团队民主、参与性（Eagly和Johnson，1990）。任务导向断裂带是基于任务相关知识差异所形成的，对群体理念、知识的融合重组具有阻碍作用（Carton和Cummings，2012）。当整个团队缺乏共同认知和凝聚力时，女性CEO可能会借助敏感认知及人际技能来避免潜在冲突的爆发（Nielsen和Huse，2010）。在这种背景下，相对于男性CEO而言，追求“社会角色”匹配的女性CEO会将决策成功归因于团队认同，且在所有的国际化决策中都将更加审慎地对待每位高层管理团队成员的意见，其注意力焦点会进一步趋于分散，国际化决策将更为慎重，国际化扩张过程中的“跳跃”特征将进一步减少。综上所述，随着TMT任务导向断裂带强度的增加，国际化决策行为在注意力焦点及因果逻辑方面所体现出来的两性差异将随之增加。

鉴于此，本文提出如下假设：

假设3：TMT任务导向断裂带会增强女性CEO与国际化节奏不规律性之间的负向关系。

（一）数据来源

本文基于中国上市公司年度报告以及国泰安上市公司数据库（CSMAR）等权威来源，搜集整理了2008—2018年期间经营活动具有一定海外依赖性且拥有海外子公司的A股上市公司的相关数据。在选择和核对样本时，本文依据如下标准：（1）国际化企业的确定标准是具有海外销售收入且在样本期间内拥有海外子公司；（2）新兴经济体跨国公司是指“来自新兴经济体、对外直接投资、对跨国界经营活动进行有效控制并从事价值增值活动的跨国企业”（Luo和Tung，2007），因此，本文排除了不具备子公司控制权、主要在避税国投资以及并非以获利为主要目的的海外子公司；（3）鉴于金融行业国际化行为的特殊性，本文剔除了金融类上市公司；（4）由于从2008年开始高管特征数据在CSMAR数据库中才相对完整，因此本文以2008年作为样本初始年份；（5）由于国际化节奏值的计算跨度为4年，因此最终获得的年份跨度为2008年至2015年、由253家上市公司共计2024个观测值所构成的平衡面板数据。本文涉及的组织层面变量以及CEO、TMT等个体层面变量均通过CSMAR数据库收集，国际化相关变量通过翻阅和整理企业年报获得。缺失数据主要通过上市公司年报、公司官网等渠道补充。不同渠道来源数据出现差异时，数据以年报为准。

（二）变量定义

1. 被解释变量

国际化节奏（Rhythm）。参考Vermeulen和Barkema（2002）、Chang和Rhee（2011）以及王益民和方宏（2018）等大多数学者的做法，本文将国际化节奏定义为海外子公司数量一阶导数的峰值，其具体公式如下：

其中，观测值的数量为n，x_t为第t年海外子公司数量，

定性越强。国际化节奏的数据来源是上市公司年报，通过对企业海外分支机构数量的手动收集、整理以及计算而获得。

2. 解释变量

女性CEO（CEO_gender）。若企业CEO性别为女性，则赋值为1，若企业CEO性别为男性，则赋值为0。考虑到董事长在中国企业国际化战略中扮演的重要角色，在稳健性检验中将董事长性别纳入检验模型之中。

3. 调节变量

（1）CEO教育背景（CEO_edu）。若CEO最高学历为硕士及以上，赋值为1，否则为0。

（2）TMT任务导向断裂带（TMT_fau）。TMT任务导向断裂带强度衡量的是TMT在相关任务问题上出现内部潜在分裂的可能性。借鉴Thatcher等（2003）提出的Fau算子测量法以及Kaczmarek等（2012）、周建等（2015）的相关研究，以任期、职能背景以及教育背景三个特征值为基础进行任务导向断裂带强度计算。任期用TMT成员任职年限进行衡量。教育背景是指TMT成员在观察期的最高学位，分为博士、硕士、本科、专科及专科以下共五类，分别赋值为5、4、3、2、1。借鉴周建等（2012，2015）的做法，将TMT成员在观察期所承担的职能背景划分为转换职能（生产、技术、制造、运营）、输出职能（销售、营销、市场、研发）以及辅助职能（财务、法律、管理）三类，并分别赋值为1、2、3。通过在团队成员的各个特征值之间可能存在的分类模式下计算子群体之间的组间平方和以及总体平方和的比值，并选择不同分类模式下的最高值作为TMT任务导向断裂带强度的代理指标。其计算公式具体如下：

$ {Fau}_{g}=\frac{\sum _{j=1}^{q}\sum _{k=1}^{2}{n}_{k}^{g}{\left({\bar {x}}_{jk}-{\bar {x}}_{j}\right)}^{2}}{\sum _{j=1}^{q}\sum _{k=1}^{2}\sum _{i=1}^{nk}{\left({x}_{ijk}-{\bar {x}}_{j}\right)}^{2}} $

(2)

式中，

$ i $

代表TMT内部成员；

$ j $

代表TMT成员特征值；

$ k $

代表子群体；

$ n $

代表TMT规模；

${q}$

代表特征值数量；

${g}$

代表断裂带可能的分类方式；

${\bar x_{jk}}$

代表子群体

$k$

成员特征

$j$

的平均值；

${\bar x_{j}}$

代表所有TMT成员特征j的平均值；

$ {n}_{k}^{g} $

代表在第g种分类模式下，子群体k中的TMT规模；

${\bar x_{ijk}}$

代表子群体k中，成员i在特征j上的取值。Fau_g代表在第g种分类模式下的TMT断裂带强度，Fau_g值在（0，1）之间变动，值越大表示TMT断裂带强度越高；反之则越低。TMT断裂带强度的最终取值为在不同分类模式下断裂带强度的最大值。也就是说，Fau_g的最大值（g=1，2，…，s）体现了TMT可能出现的断裂带最高强度。TMT任务导向断裂带所用基础数据来源于国泰安数据库。缺失数据基于公司年报、公司官网进行补充。具体变量的定义及来源如表1所示：

表 1 TMT任务导向断裂带衡量指标

TMT任务导向断裂带	断裂带维度	维度定义	具体分类及赋值
$ TMT\_fau=\dfrac{\sum _{j=1}^{q}\sum _{k=1}^{2}{n}_{k}^{g}{\left({\bar {x}}_{jk}-{\bar {x}}_{j}\right)}^{2}}{\sum _{j=1}^{q}\sum _{k=1}^{2}\sum _{i=1}^{nk}{\left({x}_{ijk}-{\bar {x}}_{j}\right)}^{2}} $	任期	TMT成员进入高管团队的任职期限	自然年度（当年任职时间低于6个月，则当年任期为0；如果当年任职时间多于6个月，则当年任期为1）
	教育背景	TMT成员在观察期的最高学位	将教育背景分为博士、硕士、本科、专科、其他五类，分别赋值为5、4、3、2、1
	职能背景	TMT成员在观察期所承担的职能情况	转换职能（生产、技术、制造、运营等），赋值为1；输出职能（销售、营销、市场、研发等），赋值为2；辅助职能（财务、法律、管理等），赋值为3
资料来源：周建和李小青（2012）。

表选项

4. 控制变量

本文分别从组织和个体两个层面对国际化节奏的可能影响因素进行控制。

（1）企业年龄（Firm_age）。经典国际化理论认为企业国际化扩张应该是一种渐进、递增、线性的动态过程（Johanson和Vahlne，1977）。企业年龄越大，往往意味着企业国际化经验越丰富（Love等，2016）。本文采取上市公司成立年限进行测量。

（2）企业规模（Firm_size）。企业规模越大，意味着有更多的资源和机会进行国际化扩张，因此可能会对国际化过程产生直接影响。本文采取企业员工总数的自然对数进行测量。在稳健性检验中采取企业总资产自然对数进行测量。

（3）国有股比例（SST）。国有企业往往承担着经济利益之外的政治任务，从而出现差异性国际化扩张模式。本文采取国有股权数与总股数的比值进行测量。

（4）组织冗余（Leverage）。组织冗余资源是企业进行冒险型国际化战略的基础（王艺霖和王益民，2016）。资产负债率越高，表示企业内部有形资源冗余越低。借鉴大多数学者的做法，选择资产负债率测量企业内部冗余资源数量。

（5）国际化深度（Inte_depth）。国际化深度所反映的是国际化企业的海外经营强度和资源承诺（Hilmersson等，2017）。借鉴以往文献，本文采取企业拥有的海外子公司数量进行衡量。

（6）国际化广度（Inte_scope）。国际化广度所反映的是国际化企业海外组织学习的宽度和范围（Casillas和Moreno-Menéndez，2014）。本文采用企业海外扩张的国家数量进行测量。

（7）国际化程度（Inte_degree）。国际化程度代表着企业国际化经验和知识的积累，反映的是企业经营活动的海外依赖性（Hilmersson等，2017）。本文采用企业海外销售收入比例占企业总销售收入比例（FSTS）对国际化程度进行衡量。

（8）CEO年龄（CEO_age）。年龄是CEO认知能力的重要影响因素。本文采用CEO实际年龄进行测量。

（9）CEO政治背景（CEO_poli）。高管政治背景会对企业国际化决策中的风险偏好产生影响（方宏和王益民，2018），借鉴黄莲琴和主富峰（2015）的处理方法，根据上市公司高管背景信息是否符合以下条件：①是否是中共党员或者民主党派，②是否有在军队、地方政府和中央政府部门的工作经历，③是否担任过全国或者地方的“两会代表”，④是否获得过中央政府或者地方政府颁发的奖项（劳动模范、先进个人、三八红旗手以及优秀企业家等），如果符合四个条件之一，即取值为1，如果不符合，即取值为0。上市公司CEO背景信息主要通过国泰安数据库获取。上述指标的详细说明见表2。

表 2 变量定义

变量名称	变量符号	变量定义
被解释变量
国际化节奏	Rhythm	$rhythm=\left\{\dfrac{n(n+1)}{(n-1)(n-2)(n-3)}\sum {\left(\dfrac{ {x}_{t}-\bar {x} }{s}\right)}^{4}\right\}-\dfrac{3{(n-1)}^{2} }{(n-2)(n-3)}$
解释变量
CEO性别	CEO_gender	哑变量，若CEO为女性，即取值为1，否则为0
调节变量
CEO教育背景	CEO_edu	哑变量，若CEO教育程度为硕士及以上，即取值为1，否则为0
TMT任务导向断裂带	TMT_fau	$TMT\_fau=\dfrac{\sum _{j=1}^{3}\sum _{k=1}^{2}{n}_{k}{({\bar {x} }_{jk}-{\bar {x} }_{j})}^{2} }{\sum _{j=1}^{3}\sum _{k=1}^{2}\sum _{i=1}^{nk}{({x}_{ijk}-{\bar {x} }_{j})}^{2} }$
控制变量
企业年龄	Firm_age	企业自创立至今的时间（以年为单位）
企业规模	Firm_size	企业员工人数的自然对数
国有股比例	SST	国有股股数占总股本比例
组织冗余	Leverage	资产负债率（总负债/总资产）
国际化深度	Inte_depth	海外子公司数量
国际化广度	Inte_scope	海外子公司所属国家数量
国际化程度	Inte_degree	海外销售比例（海外销售收入/总收入）
CEO年龄	CEO_age	CEO年龄（以年为单位）
CEO政治背景	CEO_poli	哑变量。若CEO符合：①中共党员②军队、各级政府工作经历③担任过各级“两会代表”④获得过各级政府奖项（劳动模范、先进个人、优秀企业家、三八红旗手等）4个条件之一，即取值为1，否则为0

表选项

（三）模型构建

考虑到企业在国际化战略决策过程中可能存在的路径依赖，当期国际化节奏很可能受前期影响。为了解决这种相关性，需要将被解释变量的滞后项放入回归模型中进行控制，构建动态面板模型。为了对本文假设进行验证，特构建如下研究模型：

本文设定模型（1）来检验女性CEO是否影响中国企业国际化节奏。其中，

$ i $

代表横截面个体企业；

$ t $

代表时间，用年份表示；

$ {\beta }_{0} $

代表模型截距项；

$ {\beta }_{i} $

（i=1，2，3，…）代表模型中各变量回归系数。

$ {Rhythm}_{i,t-1} $

为国际化节奏的一阶滞后项，

${C}_{i,t}$

代表除解释变量以外的系列控制变量；

$ {CEO\_edu}_{i,t} $

和

${TMT\_\;fau}_{i,t}$

为调节变量；

$ {\mu }_{i} $

代表不可观测的个体固定效应；

$ {\varepsilon }_{i,t} $

代表随机干扰项。如果假设1成立，则

$ {\beta }_{2} $

应显著为负。

$\begin{aligned} {Rhythm}_{i,t}=&{\beta }_{0}+{{\beta }_{1}{Rhythm}_{i,t-1}+\beta }_{2}{CEO\_gender}_{i,t}+{{\beta }_{3}CEO\_edu}_{i,t}+{{\beta }_{4}TMT\_\;fau}_{i,t}\\ &+{\beta }_{5}{C}_{i,t}+{{\mu }_{i}+\varepsilon }_{i,t} \end{aligned}$

(1)

本文设定模型（2）来检验CEO受教育程度是否会调节女性CEO与企业国际化节奏之间的关系。在模型（1）的基础上，将女性CEO与CEO受教育程度的交互项加入模型，如果假设2成立，则系数

$ {\beta }_{5} $

应显著为正。

$\begin{aligned} {Rhythm}_{i,t}= &{\beta }_{0}+{{\beta }_{1}{Rhythm}_{i,t-1}+\beta }_{2}{CEO\_gender}_{i,t}+{{\beta }_{3}CEO\_edu}_{i,t}+{{\beta }_{4}TMT\_\;fau}_{i,t}\\&+{{\beta }_{5}CEO\_edu}_{i,t} \times {CEO\_gender}_{i,t}+{\beta }_{6}{C}_{i,t}+{{\mu }_{i}+\varepsilon }_{i,t} \end{aligned}$

(2)

本文设定模型（3）来检验TMT任务导向断裂带强度是否会调节女性CEO与企业国际化节奏之间的关系。在模型（1）的基础上，将女性CEO与TMT任务导向断裂带强度的交互项加入模型，如果假设3成立，则系数

$ {\beta }_{5} $

应显著为负。

$ \begin{aligned} {Rhythm}_{i,t}= & {\beta }_{0}+{{\beta }_{1}{Rhythm}_{i,t-1}+\beta }_{2}{CEO\_gender}_{i,t}+{{\beta }_{3}CEO\_edu}_{i,t}+{{\beta }_{4}TMT\_\;fau}_{i,t}\\ &+{{\beta }_{5}TMT\_\;fau}_{i,t} \times{CEO\_gender}_{i,t}+{\beta }_{6}{C}_{i,t}+{{\mu }_{i}+\varepsilon }_{i,t} \end{aligned} $

(3)

四、实证检验结果分析

（一）估计方法

鉴于被解释变量国际化节奏与其滞后变量、解释变量以及调节变量之间可能存在的内生性问题，而系统广义矩估计（SYS-GMM）能够克服小样本偏误和弱工具变量的影响，可以有效解决内生性问题并提高估计效率，且样本数据属于大N小T的短面板，因此本文选择系统广义矩估计法（SYS-GMM）对模型进行估计。

为了保证模型估计的一致性和有效性，本文在实证分析之前对数据进行处理如下：（1）对主要的连续变量进行1%水平上的Winsorize缩尾处理，从而避免异常值对实证结果的影响；（2）对交互项测量变量进行中心化处理，以避免多重共线性的影响；（3）为了解决可能出现的异方差等问题，使用稳健标准误（WC-Robust Standard Error）进行估计。

（二）描述性统计分析

本文运用Stata15.0进行计量分析。表3列举了模型核心变量的描述性统计分析。由表3可知，国际化节奏均值为2.465，最大值为7，最小值为−3，这些数据说明在全球贸易及投资环境复杂化的背景下，中国企业国际化进程整体上仍然具有一定程度的“跳跃性”，但企业之间国际化节奏存在较大差异；与此同时，女性CEO平均值为0.068，说明中国上市公司呈现显著的男性主导特征，女性CEO的比例较低。这与中国传统文化中对女性更应该承担家庭责任而非社会经济责任的社会角色定位是密切相关的；另外，CEO为33到66岁，年龄跨度较大；CEO受教育程度均值为0.303，也就是将近三分之一的CEO具有硕士研究生及以上学历，整体受教育程度较高。TMT任务导向断裂带强度的均值为0.454，表明中国国际化企业高管团队的群体潜在冲突程度较高，形成内部“派系”的可能性较大。表3列举了变量间的简单相关关系，所有相关系数均在可接受范围内（Dormann等，2013）。进一步对所有解释变量进行方差膨胀因子（VIF）诊断后，结果显示平均VIF值为2.39，远小于临界值10，由此排除模型可能出现的严重多重共线性问题。

表 3 描述性统计及相关系数矩阵

变量	均值	标准差	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13
1.Rhythm	2.465	2.699	1
2.Firm_age	15.611	4.721	0.003	1
3.Firm_size	4.767	2.193	0.067*	−0.048*	1
4.SST	0.084	0.172	−0.061*	−0.152*	0.044*	1
5.Leverage	0.517	0.209	0.019	0.161*	0.078*	0.069*	1
6.Inte_depth	1.868	3.589	0.061	0.056*	0.088*	−0.092*	0.133*	1
7.Inte_scope	1.080	1.916	0.109*	0.098*	0.065*	−0.088*	0.129*	0.609*	1
8.Inte_degree	0.270	0.261	0.057*	−0.062*	−0.084*	−0.095*	−0.191*	0.156*	0.184*	1
9.CEO_age	48.82	6.162	0.032	0.085*	−0.078*	−0.042	−0.028	0.020	0.016	0.068*	1
10.CEO_poli	0.165	0.371	−0.009	−0.038	0.019	−0.088*	−0.045*	0.004	0.029	0.040	0.026	1
11.CEO_edu	0.303	0.460	0.013	0.009	0.116*	0.017	−0.005	0.200*	0.143*	0.091*	−0.100*	0.091*	1
12.TMT_fau	0.454	0.245	−0.007	−0.168*	0.020	0.063*	−0.032	−0.097*	−0.101*	0.084*	−0.064*	0.019	−0.040	1
13.CEO_gender	0.068	0.216	−0.023	0.012	−0.074*	0.046*	0.090*	−0.004	−0.026	−0.105*	0.029	−0.079*	−0.012	−0.056*	1
注：左下角为Pearson系数；*表示p <0.05。

表选项

（三）假设检验

表4列示了女性CEO与国际化节奏关系模型的动态面板估计结果。如表4第1行所示，前期国际化节奏对当期国际化节奏具有显著负向影响，这表明本文构建的动态面板模型是合理的。Arellano-Bond检验结果显示，差分方程的残差序列不存在二阶序列相关性（各模型p值均>0.1，接受原假设)，即模型通过了自相关检验。而Sargan检验结果也表明所有工具变量都是有效的（各模型p值均>0.1，接受原假设）。因此，本文的数据完全满足系统广义矩阵估计的条件，模型估计具有较高的一致性和可靠性。

模型（1）报告了仅包含被解释变量滞后项、控制变量和调节变量的基准模型结果。模型（2）报告了在对影响国际化速度的其他控制变量和调节变量进行控制后，解释变量——女性CEO对国际化节奏的影响效应。实证结果显示，女性CEO对中国企业国际化节奏具有显著负向影响（beta=−2.1060，p<0.05）。这表明，对于中国企业而言，女性CEO倾向于较为规律的国际化扩张节奏，假设1得以验证。

模型（3）是在主效应基础上进一步加入个体层面调节变量—CEO教育背景和解释变量—女性CEO的交互项，以检验CEO受教育程度对女性CEO与国际化节奏之间关系的调节效应。实证结果显示，该交互项对被解释变量显著正相关（beta=0.5694，p<0.01）。即CEO受教育程度对女性CEO与国际化节奏之间关系具有显著正向调节效应，随着CEO受教育程度的提高，女性CEO对国际化节奏的负向作用受到抑制，假设2得以验证。

模型（4）是在主效应基础上进一步加入群体层面调节变量—TMT任务导向断裂带和解释变量—女性CEO的交互项，以检验TMT任务导向断裂带强度对女性CEO与国际化节奏之间关系的调节效应。实证结果显示，该交互项对被解释变量显著负相关（beta=−0.2879，p<0.05）。即TMT任务导向断裂带强度对女性CEO与国际化节奏之间关系具有显著负向调节效应，随着TMT任务导向断裂带强度的提高，女性CEO对国际化节奏的负向作用会进一步增强，假设3得以验证。

模型（5）为全模型。结果显示假设1—假设3均得到验证。

为进一步了解CEO教育背景对女性CEO与中国企业国际化节奏之间关系的调节作用，本文按照Aiken和West（1991）的建议和做法画出调节效应图，见图2所示。由于CEO受教育程度为虚拟变量，因此取值（0，1）两个水平进行调节效应分析。从图2中可以直观看出，女性CEO对中国企业国际化节奏不规律性的负向效应受到了CEO受教育程度的正向调节，即与受教育程度较低的CEO相比，受教育程度较高的女性CEO与企业国际化节奏的负相关程度会降低。

图 2 CEO受教育程度对女性CEO与国际化节奏之间关系的调节效应

图选项

表 4 女性CEO对国际化节奏影响的动态面板回归结果（系统GMM）

变量	Rhythm
	Model（1）	Model（2）	Model（3）	Model（4）	Model（5）
L.Rhythm	−0.5086***	−0.5095***	−0.5322***	−0.5129***	−0.5325***
	（0.000）	（0.000）	（0.000）	（0.000）	（0.000）
Firm_age	0.0016	0.0023	0.0035	0.0026	0.0036
	（0.535）	（0.406）	（0.300）	（0.373）	（0.298）
Frim_size	−0.2380	−0.1195	−0.1975	−0.1336	−0.2010
	（0.790）	（0.896）	（0.827）	（0.884）	（0.824）
SST	1.0891	1.0058	0.8511	1.0928	0.9318
	（0.508）	（0.540）	（0.602）	（0.505）	（0.568）
Leverage	−2.9605	−2.9398	−2.6965	−2.7667	−2.5870
	（0.332）	（0.336）	（0.360）	（0.361）	（0.380）
Inte_depth	−0.3047	−0.2927	−0.2692	−0.3094	−0.2836
	（0.509）	（0.526）	（0.552）	（0.502）	（0.532）
Inte_scope	0.7516	0.7763	0.8091	0.7759	0.8052
	（0.230）	（0.216）	（0.195）	（0.216）	（0.197）
Inte_degree	3.2927	3.3174	2.8899	3.6447	3.1737
	（0.155）	（0.158）	（0.207）	（0.114）	（0.161）
CEO_age	−0.0080	−0.0252	−0.0602	−0.0232	−0.0559
	（0.866）	（0.588）	（0.213）	（0.621）	（0.243）
CEO_poli	−2.9145**	−2.7222**	−2.7389**	−2.8001**	−2.7960**
	（0.021）	（0.033）	（0.033）	（0.028）	（0.029）
CEO_edu	−0.3183	−0.4754	−0.3679	−0.4722	−0.3732
	（0.651）	（0.505）	（0.583）	（0.500）	（0.576）
TMT_fau	0.1319	0.2666	0.2513	0.1713	0.1804
	（0.871）	（0.742）	（0.744）	（0.828）	（0.811）
CEO_gender		−2.1060**	−4.0182***	−2.4374***	−4.0905***
		（0.020）	（0.000）	（0.006）	（0.000）
CEO_gender×CEO_edu			0.5694***		0.5198***
			（0.001）		（0.003）
CEO_gender×TMT_fau				−0.2879**	−0.2171*
				（0.018）	（0.057）
_cons	−4.3952	−5.6256	−8.0494	−6.5426	−8.5210
	（0.765）	（0.717）	（0.668）	（0.684）	（0.654）
AR（1）-p value	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000
AR（2）-p value	0.4237	0.3620	0.4239	0.3255	0.3955
Sargan-p value	0.4822	0.4956	0.4634	0.4377	0.4242
Wald-p value	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000
注：括号中为p值。***p<0.01、**p<0.05、*p<0.10（Two-tailed）。Arellano-Bond（1）/Arellano-Bond（2）检验的原假设分别为残差项不存在一阶/二阶序列相关；Sargan检验的原假设为所有工具变量都有效；Wald检验原假设为各解释变量的系数均为0。

表选项

同样，本文对TMT任务导向断裂带强度在女性CEO与中国企业国际化节奏之间关系中起到的调节作用也进行了直观体现。按照调节变量（TMT任务导向断裂带强度）均值+/−1个标准差的两个水平进行取值做调节效应分析。由图3可以看出，女性CEO对中国企业国际化节奏不规律性的负向效应受到了TMT任务导向断裂带的负向调节。

图 3 TMT任务导向断裂带对女性CEO与国际化节奏之间关系的调节效应

图选项

（四）稳健性检验

为保证实证结果的可靠性，本研究做了如下稳健性检验。

首先，扩大女性CEO考察范围。为了增强研究结论的稳健性，考虑到中国企业董事长对于国际化战略决策的实际影响力，本文将董事长性别纳入考察范围：如果CEO或者董事长性别为女性，则CEO_gender赋值为1，否则赋值为0。以这个新的CEO_gender的替代变量重新代入方程进行估计。核心实证结果保持一致，再次支持本文的研究结论。核心检验结果如表5所示。

表 5 稳健性检验（更换解释变量）

变量	Rhythm
	Model（1）	Model（2）	Model（3）	Model（4）	Model（5）
L.Rhythm	−0.5086	−0.5125	−0.5269	−0.5153	−0.5191***
	（0.000）	（0.000）	（0.000）	（0.000）	（0.000）
CEO_edu	−0.3183	−0.4373	−0.4175	−0.4281	−0.6433
	（0.651）	（0.543）	（0.540）	（0.545）	（0.344）
TMT_fau	0.1319	0.2310	0.2312	0.1409	0.0870
	（0.871）	（0.776）	（0.767）	（0.858）	（0.900）
CEO_gender		−2.5489**	−2.7060**	−2.6332**	−3.1866***
		（0.021）	（0.031）	（0.028）	（0.009）
CEO_gender×CEO_edu			0.5673**		0.5202*
			（0.048）		（0.053）
CEO_gender×TMT_fau				−0.2626**	−0.2028*
				（0.038）	（0.071）
控制变量	控制	控制	控制	控制	控制
_cons	−4.3952	−5.6119	−7.8495	−6.4370	6.6781
	（0.765）	（0.726）	（0.655）	（0.694）	（0.166）
AR（1）-p value	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000
AR（2）-p value	0.4237	0.4109	0.4423	0.3855	0.4222
Sargan-p value	0.4822	0.6119	0.6060	0.5627	0.5629
Wald-p value	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000
注：括号中为p值。***p<0.01、**p<0.05、*p<0.10（Two-tailed）。Arellano-Bond（1）/Arellano-Bond（2）检验的原假设分别为残差项不存在一阶/二阶序列相关；Sargan检验的原假设为所有工具变量都有效；Wald检验原假设为各解释变量的系数均为0。

表选项

其次，更换估计方法。不同的动态面板模型可能出现差异性实证结果（Acemoglu等，2008；Che等，2013）。为了验证本文结论的稳健性，采用差分GMM对模型进行重新估计，核心实证结果基本保持一致。核心检验结果如表6所示。

表 6 稳健性检验（更换估计方法）

变量	Rhythm
	Model（1）	Model（2）	Model（3）	Model（4）	Model（5）
L.Rhythm	−0.5086***	−0.5095***	−0.5322***	−0.5129***	−0.5129***
	（0.000）	（0.000）	（0.000）	（0.000）	（0.000）
CEO_edu	−0.3183	−0.4754	−0.3679	−0.4722	−0.4200
	（0.651）	（0.505）	（0.583）	（0.500）	（0.523）
TMT_fau	0.1319	0.2666	0.2513	0.1713	0.0447
	（0.871）	（0.742）	（0.744）	（0.828）	（0.949）
CEO_gender		−2.1060**	−4.0182***	−2.4374***	−3.9152***
		（0.020）	（0.000）	（0.006）	（0.000）
CEO_gender×CEO_edu			0.5694***		0.5061***
			（0.001）		（0.002）
CEO_gender×TMT_fau				−0.2879**	−0.2343**
				（0.018）	（0.040）
控制变量	控制	控制	控制	控制	控制
_cons	−1.4592	−2.9338	−4.8080	−4.0532	9.8626*
	（0.909）	（0.827）	（0.760）	（0.769）	（0.074）
AR（1）-p value	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000
AR（2）-p value	0.4488	0.3855	0.4495	0.3077	0.3810
Sargan-p value	0.5439	0.4979	0.4501	0.4742	0.4379
Wald-p value	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000
注：括号中为p值。***p<0.01、**p<0.05、*p<0.10（Two-tailed）。Arellano-Bond（1）/Arellano-Bond（2）检验的原假设分别为残差项不存在一阶/二阶序列相关；Sargan检验的原假设为所有工具变量都有效；Wald检验原假设为各解释变量的系数均为0。

表选项

第三，更换控制变量。一般而言，考查模型是否随参数设定的变化保持适当的稳健性很必要。因此，在控制变量层面，本文采用企业总资产的自然对数来重新定义企业规模，并代入回归模型进行估计，主要结论维持不变。此外，鉴于港澳台投资的相对特殊性，本文将扣除港澳台地区后的海外子公司所处国家数作为国际化广度的替代变量代入模型，实证结果基本保持一致，再次证明本文结论具有较高的稳健性。限于篇幅，本文未报告全部稳健性检验结果。

五、结论与讨论

随着市场化改革的推进，中国企业家队伍的构成不断优化，大量女性高管积极投身于经济大潮之中。在中国特定的制度和文化情境的影响下，女性高管的崛起必将为中国企业带来巨大的变化。然而，作为国际化战略的决策者和负责人，女性CEO的国际化决策基于何种管理逻辑和影响边界？会对中国企业的国际化动态过程产生何种影响？已有文献并没有对上述问题给予充分的关注。本文基于2008—2018年中国上市公司数据，构建女性CEO与国际化节奏关系的动态面板模型，并进一步考察CEO受教育程度和TMT任务导向断裂带对该效应的调节效应。实证结果显示：首先，女性CEO的国际化扩张节奏呈现更强的规律性特征。相对于男性CEO而言，女性CEO具有综合性更高的注意力焦点以及更客观的因果逻辑，对国际化机会感知度相对较低，因此女性CEO更倾向于“平波缓进”式的国际化扩张。其次，随着受教育水平的提高，女性CEO增强了对自身能力及决策行为的自信程度，使其更关注国际化决策的积极效应，从而削弱了女性CEO与国际化节奏不规律性之间的负相关关系，即女性CEO所在企业采取“平波缓进”式国际化扩张的倾向会降低。最后，随着TMT任务导向断裂带强度的增加，TMT整体会出现信息共享减少、团队认知缺乏的现象。追求“社会角色”匹配的女性CEO会更加关注团队认同，并综合考虑每位成员的意见，决策谨慎程度会增强。因此，女性CEO所在企业的“平波缓进”式国际化扩张倾向会上升。

本文拓展了人们对企业国际化过程决策的理论认知，也为领导力性别差异在国际化决策中的体现提供了实证依据。本文结论有如下现实启示：女性CEO能够有效地降低海外投资模式的不规律性，减少“机会主义”驱动下的国际化扩张的诸多风险（周荷晖等，2019；Vermeulen和Barkema，2002）。在逆全球化和贸易保护主义席卷全球的现状下，加大对女性CEO的选拔力度，充分发挥女性在国际化战略决策中的作用，对于中国企业更加稳健地国际化布局具有重要意义。具有高学历的女性CEO能够更加理性地看待自身能力及决策结果，在降低中国企业国际化扩张风险的同时，能够适度提升女性CEO对环境变动的敏感性、接受度和灵活性，这种能力对企业而言非常重要（Lin，2012）。另外，本文证实管理团队的内部结构会影响其国际化进程。尽管普遍认为TMT断裂带对组织绩效有负面影响（Lau和Murnighan，1998；Sawyer等，2006），但也有部分学者肯定其改善团队决策质量的作用（Gibson和Vermeulen，2003）。本文的研究结果再次表明，断裂带对团队决策的影响是复杂的、多层次的。尽管任务导向断裂带会为高管团队内部决策带来信息共享不完全、团队冲突等问题，但也促使女性CEO更加谨慎地对待国际化决策。在当下极其复杂的国际化形势下可能起到很好的效果。因此，实践界在考察断裂带的影响时，应结合企业决策情境加以综合判断。

本研究也存在一些局限：首先，研究对象局限于规模较大、治理结构相对完善的上市企业，结论是否适用于国际新创企业等治理机制不够完善的中小企业尚无法确定。其次，基于管理者认知视角，本文从个体和群体两个层面考察了影响女性CEO与国际化节奏之间关系的边界条件——CEO受教育程度和TMT任务导向断裂带，今后的研究可进一步拓展研究领域，从社会、制度、组织、网络等层面多角度地挖掘更丰富的情境变量进行考察，以便全面地理解CEO性别差异对国际化进程的影响。再次，受限于时间和数据，本文仅关注了断裂带的单一维度——任务导向断裂带强度对女性CEO与国际化节奏之间关系的调节机制。未来可以扩展到其他断裂带类型以及不同断裂带类型的交互影响对该影响机制的边界作用。最后，企业国际化扩张是复杂、多维的动态过程（Kuivalainen等，2012）。国际化节奏仅仅反映了国际化战略的一个侧面。即使国际化节奏完全类似，国际化绩效也会因国际化行为的其他维度而表现迥异。比如，将国际化节奏与区位相结合，企业国际化扩张可能是以较有规律性的节奏全部投资于发达国家市场，也可能是全部投资于新兴经济体，或者是海外投资区位选择并没有明显的局限。单纯的量化研究难以实现对国际化进程复杂动态特征的精确刻画，量化研究与质性研究相结合可能是未来研究的路径之一。