張文卿

(重慶師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 重慶 401331)

技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要推動力，也是企業(yè)擺脫對外技術(shù)依賴、構(gòu)建長期競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵。2012-2017年中國企業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出復(fù)合增長率達(dá)11.34%，增速保持世界領(lǐng)先；但進(jìn)行橫向?qū)Ρ葧l(fā)現(xiàn)，2018年中國企業(yè)研發(fā)強度為2.25%，距美(2.84%)、日(3.75%)、德(2.91%)等西方發(fā)達(dá)國家仍有一定差距。隨市場化改革的不斷深化，我國企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新主體地位越發(fā)鞏固。在當(dāng)今企業(yè)廣泛參與國際競爭，全球貿(mào)易摩擦頻繁、科技競爭不斷升溫的背景下，如何推動我國企業(yè)創(chuàng)新投入整體增長已成為學(xué)術(shù)界與實務(wù)界共同關(guān)注的熱點問題。

企業(yè)的創(chuàng)新活動依賴大量的資源積累，且具有長期性、風(fēng)險性特征。因而在企業(yè)創(chuàng)新資源獲取能力和信息處理能力的約束下，技術(shù)創(chuàng)新能夠為企業(yè)帶來遠(yuǎn)期競爭優(yōu)勢的特性通常并不能有效激發(fā)企業(yè)加大R&D經(jīng)費投入的意愿[1]。在此背景下，由董事在不同企業(yè)間的兼任行為產(chǎn)生的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響逐漸受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注。一方面，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對正式制度具有很強的補充作用：企業(yè)可以利用社會網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)外部資源形成控制，充分吸收網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的研發(fā)資源溢出與技術(shù)擴(kuò)散，對內(nèi)外創(chuàng)新資源進(jìn)行積累與整合，使創(chuàng)新活動高效、穩(wěn)定進(jìn)行[2-3]。另一方面，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)作為治理層社會資本的體現(xiàn)，不僅拓寬了公司研發(fā)信息獲取渠道，也一并將網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部各組織的知識差異性進(jìn)行整合，間接促進(jìn)了本企業(yè)高層梯隊建設(shè)，使企業(yè)更為準(zhǔn)確地評估創(chuàng)新活動所帶來的風(fēng)險與收益，做出更科學(xué)的創(chuàng)新決策[4-5]。在理論研究方面，部分文獻(xiàn)基于資源依賴?yán)碚?、結(jié)構(gòu)洞理論和弱連接理論，分析了連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)R&D投入的作用機理[6-7]。而依據(jù)相應(yīng)理論所進(jìn)行的實證研究，其結(jié)果大多表明連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用受制于公司治理水平[8]、制度環(huán)境[9]、組織冗余度[10]等企業(yè)內(nèi)部環(huán)境質(zhì)量與內(nèi)部資源存量水平。

技術(shù)高管(具有生產(chǎn)、技術(shù)、研發(fā)背景或職業(yè)能力的管理層與治理層成員)是影響企業(yè)制度環(huán)境和創(chuàng)新資源存量的重要因素。首先，由于職務(wù)、個人訴求和知識結(jié)構(gòu)的特殊性，技術(shù)高管通常具有“研發(fā)偏好”[11]，其通過在決策者團(tuán)隊內(nèi)部釋放創(chuàng)新激勵信號，直接影響著企業(yè)治理結(jié)構(gòu)、決策方式與運作模式：如郭立新[12]發(fā)現(xiàn)技術(shù)背景高管能夠利用自己的技術(shù)知識、經(jīng)驗積累，提升研發(fā)活動的成功概率，從而提升研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為公司績效的效率，并進(jìn)一步加強對企業(yè)的實際掌控權(quán)和決策權(quán)。同時，技術(shù)高管對企業(yè)技術(shù)資本積累、創(chuàng)新文化的培育有深刻影響，是塑造企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境重要因素[13]：如鄧金龍和曾建光[14]發(fā)現(xiàn)技術(shù)高管辭職后，新任高管會產(chǎn)生超越心理，將更加傾向于增加研發(fā)經(jīng)費支出以提升企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新能力；技術(shù)高管的存在將有助于企業(yè)建設(shè)高管團(tuán)隊學(xué)習(xí)文化，而管理層與治理層的學(xué)習(xí)導(dǎo)向?qū)萍夹推髽I(yè)創(chuàng)新績效具有正向影響[15]。

那么，技術(shù)高管的存在是否影響連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對R&D投入的促進(jìn)作用？技術(shù)高管通過何種路徑優(yōu)化連鎖董事網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新動力？鮮有研究對這一系列問題進(jìn)行系統(tǒng)探討。本文以我國2015-2017年231家技術(shù)密集型制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，在分析企業(yè)個體網(wǎng)絡(luò)“網(wǎng)絡(luò)中心度”和“弱聯(lián)結(jié)程度”兩種特征對R&D投入影響的基礎(chǔ)上，探索在技術(shù)高管的調(diào)節(jié)作用下連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)R&D投入的影響。以期為我國企業(yè)創(chuàng)新管理與決策提供參考與借鑒。

1 研究假設(shè)

1.1 連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)R&D投入

根據(jù)資源依賴?yán)碚摵徒Y(jié)構(gòu)洞理論，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)可以通過強化外部資源獲取能力、提高創(chuàng)新決策信息質(zhì)量兩種主要路徑促進(jìn)企業(yè)R&D投入，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的這兩種功能可分別被概括為“引資”作用和“引智”作用[16]。擬從連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的網(wǎng)絡(luò)中心度和弱聯(lián)結(jié)程度兩個層面考察連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)R&D投入的影響。

1)網(wǎng)絡(luò)中心度反映了企業(yè)在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中所處的位置，體現(xiàn)了連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的“引資”能力。首先，越靠近網(wǎng)絡(luò)中心位置的企業(yè)，其從外界獲取技術(shù)資源的途徑就越豐富，以低成本調(diào)動高質(zhì)量研發(fā)資源的能力越強[4]；其次，企業(yè)個體網(wǎng)絡(luò)中心度通常與企業(yè)價值、信譽、承擔(dān)社會責(zé)任積極性間存在相互影響、相互促進(jìn)的關(guān)系，社會公眾與利益相關(guān)者的認(rèn)可降低了企業(yè)的融資約束，提升了其外部融資能力[17]；最后，企業(yè)網(wǎng)絡(luò)中心度越高，其信息傳遞與資源流動渠道越豐富，企業(yè)內(nèi)部人與外部投資者間的信息不對稱程度越低，進(jìn)而可以吸引外部投資，間接對外部資源進(jìn)行控制[6,10]。

2)弱聯(lián)結(jié)程度體現(xiàn)了連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的“引智”能力。在外兼職的公司獨立董事構(gòu)建了企業(yè)董事會與連鎖網(wǎng)絡(luò)間的弱聯(lián)結(jié)關(guān)系。Granovetter認(rèn)為可以從認(rèn)識時間、親密程度、互動頻次和互惠交換程度等方面考慮人與人之間的聯(lián)結(jié)強度：執(zhí)行董事之間因為對彼此過于了解，彼此間形成的強聯(lián)結(jié)關(guān)系往往將董事會決策流程演化成一個封閉的系統(tǒng)，進(jìn)而惡化企業(yè)代理問題。而弱聯(lián)結(jié)關(guān)系能夠在不同的團(tuán)體間傳遞非重復(fù)性的訊息，充當(dāng)及時信息的橋梁，使決策者可以客觀地、多角度地了解到不同企業(yè)決策制定過程，為企業(yè)創(chuàng)新提供更豐富的決策視角和決策信息，使研發(fā)活動的不確定性降低。

基于以上分析, 本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)R&D投入呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：連鎖董事網(wǎng)絡(luò)弱聯(lián)結(jié)程度與企業(yè)R&D投入呈正相關(guān)關(guān)系。

1.2 技術(shù)高管的調(diào)節(jié)作用

相比于非技術(shù)高管，技術(shù)高管由于個人經(jīng)歷、技術(shù)專長等原因更加重視技術(shù)改進(jìn)、偏好技術(shù)創(chuàng)新；且如果研發(fā)決策被證明是合理的，研發(fā)活動取得成功，將提升技術(shù)高管的地位和社會聲譽，并產(chǎn)生自我滿足感。這些因素都驅(qū)使著技術(shù)高管通過包括董事網(wǎng)絡(luò)在內(nèi)的各種渠道提升企業(yè)R&D投入。

1)較高的網(wǎng)絡(luò)中心度可能驅(qū)使董事會成員利用已掌握的社會資本，與其他公司董事、高管共謀，通過連鎖網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建利益集團(tuán)，使企業(yè)決策短期化，并回避高風(fēng)險的研發(fā)活動。但如果技術(shù)高管擁有較高話語權(quán)，技術(shù)高管便可以為本企業(yè)搭建與其他科技企業(yè)、技術(shù)專家相互溝通的關(guān)系渠道[18]，進(jìn)而將連鎖董事網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)新化、技術(shù)化，通過研發(fā)協(xié)議、合作創(chuàng)新等方式強化技術(shù)網(wǎng)絡(luò)的信息承載力，使董事網(wǎng)絡(luò)為創(chuàng)新決策相關(guān)的高質(zhì)量信息，遏制管理層短視行為。

2)弱聯(lián)結(jié)程度的提高為企業(yè)提供了豐富的信息獲取渠道，開拓了董事會、管理層的決策視野，但同時也增加了企業(yè)信息處理成本。技術(shù)高管對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在“智庫效應(yīng)”：通過長期追蹤技術(shù)創(chuàng)新熱點，技術(shù)高管對創(chuàng)新活動的前景、風(fēng)險及風(fēng)險補救措施更加了解，有能力更有效地配置創(chuàng)新資源[19]?！爸菐煨?yīng)”提高了企業(yè)管理層對創(chuàng)新信息的處理能力，提升企業(yè)對信息利用率，降低信息的冗余度和信息處理成本，從而提高決策效率，激勵企業(yè)創(chuàng)新。

基于以上分析, 本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：在其他條件一定的情形下，提高企業(yè)技術(shù)高管比例，有利于提升連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用。

假設(shè)4：在其他條件一定的情形下，提高企業(yè)技術(shù)高管比例，有利于提升連鎖董事網(wǎng)絡(luò)弱聯(lián)結(jié)程度對企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 變量與數(shù)據(jù)來源

考慮到企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的依賴程度以及相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性，研究數(shù)據(jù)選取2015-2017年全國技術(shù)密集型制造業(yè)上市公司為原始樣本。根據(jù)2012版《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》及相關(guān)研究中對技術(shù)密集制造業(yè)、高端制造業(yè)的定義，將醫(yī)藥制造業(yè)(0327)、專用設(shè)備制造業(yè)(0336)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)(0337)、電氣機械及器材制造業(yè)(0339)、通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè)(0340)、儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)(0341)界定為技術(shù)密集型制造業(yè)。剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失與觀測期內(nèi)出現(xiàn)ST與ST*企業(yè)，最終選取231家上市公司作為最終的實證研究樣本。相關(guān)數(shù)據(jù)來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫與WIND數(shù)據(jù)庫。

1)被解釋變量：企業(yè)R&D投入。利用企業(yè)當(dāng)年研發(fā)支出與營業(yè)收入的比值衡量企業(yè)R&D投入?？紤]到企業(yè)決策流程特征，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)、技術(shù)高管對企業(yè)研發(fā)投入的影響通常帶有時滯性，在實證研究中將企業(yè)R&D投入的一階滯后項納入方程進(jìn)行回歸。

2)解釋變量與中介變量。用本企業(yè)董事在其中兼職的、與目標(biāo)企業(yè)間不存在關(guān)聯(lián)方關(guān)系的企業(yè)總數(shù)衡量連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的網(wǎng)絡(luò)中心度(L1)；用在多個企業(yè)中只擔(dān)任獨立董事，或在本企業(yè)擔(dān)任獨立董事并在其他企業(yè)中只擔(dān)任獨立監(jiān)事、咨詢顧問的董事人數(shù)衡量弱聯(lián)結(jié)程度(L2)；用擁有技術(shù)相關(guān)背景、職稱、從業(yè)資格的高級管理人員人數(shù)代表技術(shù)高管(Tech)。

3)控制變量。分別選取現(xiàn)金流動負(fù)債比率(Cash)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、營業(yè)收入(Rev)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)變量評價并控制企業(yè)短期償債能力和現(xiàn)金獲取能力、長期償債能力、營運能力、實際盈利能力；用營業(yè)利潤增長率(g-eps)評價并控制企業(yè)發(fā)展能力和前發(fā)展景；用企業(yè)價值倍數(shù)(EV/ebitda) 評價并控制企業(yè)相對市場價值。

各主要變量的定義及說明如表1所示。

表1 變量定義及說明

2.2 模型設(shè)定

以企業(yè)R&D投入為被解釋變量，首先建立僅包含技術(shù)高管(Tech)與各控制變量(Control)的回歸方程，結(jié)構(gòu)如式(1)所示，設(shè)為模型1。將技術(shù)高管變量納入該初始模型的目的：一方面，反映出技術(shù)高管對企業(yè)R&D投入的獨立、直接影響，并提高模型的整體解釋力度；另一方面，考察各控制變量對企業(yè)RD投入的回歸系數(shù)，以檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定的合理性。

設(shè)計分層回歸模型體系分析技術(shù)高管的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在。首先，在回歸方程中加入連鎖董事網(wǎng)絡(luò)變量，并將控制變量完整表達(dá)，結(jié)構(gòu)如式(2)所示，設(shè)為模型2。該模型用于考察連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對企業(yè)R&D投入的獨立影響，檢驗假設(shè)1、假設(shè)2的合理性。進(jìn)一步，將技術(shù)高管與連鎖董事網(wǎng)絡(luò)變量的交互項納入方程進(jìn)行回歸，結(jié)構(gòu)如式(3)所示，設(shè)為模型3。通過對比模型2與模型3的回歸結(jié)果，考察技術(shù)高管對連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)R&D投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，以驗證假設(shè)3、假設(shè)4的合理性。

RDi,t+1=α0+α1Techit+∑Controlit+εit

(1)

RDi,t+1=β0+β1Techit+β2Lit+β3Sizeit+β4Cashit+β5Levit+β6Revit+β7Roeit+

β8gepsit+β9(EV/ebitda)it+εit

(2)

β6′Revit+β7′Roeit+β8′gepsit+

β9′(EV/ebitda)it+εit

(3)

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。①由于所考察行業(yè)的特殊性，樣本企業(yè)R&D投入指標(biāo)普遍偏大；其中最小值0.265，最大值46.72，均值為5.349，綜合其離散程度分析可了解到：不同企業(yè)間研發(fā)投入強度差異較大，且樣本數(shù)據(jù)中存在極端值。②考察網(wǎng)絡(luò)中心度和弱連結(jié)程度的極差、標(biāo)準(zhǔn)差等統(tǒng)計指標(biāo)，可以了解到不同企業(yè)在連鎖企業(yè)網(wǎng)絡(luò)中所占據(jù)的位置優(yōu)勢、聘請獨立董事的意向方面有較大的差異。

表3報告了變量的相關(guān)性分析結(jié)果。利用Pearson相關(guān)系數(shù)對假設(shè)的合理性和模型變量間共線性程度進(jìn)行初步判定。根據(jù)表3，網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)R&D投入間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，初步說明假設(shè)1的提出較為合理；網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)R&D投入間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但系數(shù)不顯著，不支持假設(shè)2的論述。應(yīng)進(jìn)一步通過多元回歸得到更精確的實證結(jié)果?？疾熳兞块gPearson相關(guān)系數(shù)，除被解釋變量外的各變量之間相關(guān)性較高，為防止模型存在多重共線性問題，對模型進(jìn)行方差膨脹因子檢驗：結(jié)果顯示VIF均值遠(yuǎn)小于臨界值10，證明不存在嚴(yán)重的多重共線問題，可進(jìn)行多元回歸分析。

表2 變量描述性統(tǒng)計

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)

3.2 回歸結(jié)果分析

表4報告了所有模型的回歸結(jié)果。

1)考察模型1參數(shù)估計結(jié)果。技術(shù)高管與企業(yè)R&D投入在5%的顯著性水平上正相關(guān)，說明技術(shù)高管的存在可以有效促進(jìn)企業(yè)R&D投入；將技術(shù)高管變量納入該受限初始模型可以提升模型對被解釋變量的整體解釋力度。隨著企業(yè)技術(shù)高管數(shù)量增加、技術(shù)高管人數(shù)占高管總?cè)藬?shù)比重增大，技術(shù)高管的話語權(quán)、決策權(quán)力也將得到提升，其對企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用也更加明顯。

考察各控制變量回歸結(jié)果的合理性。①企業(yè)規(guī)模與企業(yè)R&D投入呈顯著的正相關(guān)關(guān)系：一方面，規(guī)模較大企業(yè)通常具有較強的創(chuàng)新需求；另一方面，大企業(yè)更有能力擺脫地區(qū)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)轉(zhuǎn)讓限制等因素對創(chuàng)新的抑制作用，創(chuàng)新能力更強[20]。②現(xiàn)金流動負(fù)債比率和營業(yè)利潤增長率與企業(yè)R&D投入呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說明當(dāng)企業(yè)發(fā)展前景良好、短期償債能力與現(xiàn)金獲取能力較強時，決策者將更多地關(guān)注企業(yè)長遠(yuǎn)利益，更傾向于進(jìn)行研發(fā)以構(gòu)建企業(yè)遠(yuǎn)期的競爭優(yōu)勢。③營業(yè)收入和凈資產(chǎn)收益率與企業(yè)R&D投入呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。說明企業(yè)營運能力和盈利能力較高時，企業(yè)怠于提高R&D投入。可從產(chǎn)業(yè)生命周期視角解釋該結(jié)果：處于導(dǎo)入期、成長期的企業(yè)往往沒有很強的盈利能力，但迫于競爭壓力，其必須不斷提升創(chuàng)新投入力度以改進(jìn)產(chǎn)品質(zhì)量，達(dá)到占有市場的目的；而處于成熟期的企業(yè)盈利水平較高，但此時顯性市場基本分割完畢，構(gòu)建市場競爭力的核心路徑由產(chǎn)品升級轉(zhuǎn)向營銷推廣，致使企業(yè)提升研發(fā)強度的動力不足。

2)考察模型2-1回歸結(jié)果。網(wǎng)絡(luò)中心度對企業(yè)R&D投入的回歸系數(shù)為正數(shù)且在10%水平上顯著，假設(shè)1得到驗證，即網(wǎng)絡(luò)中心度的提升能有效促進(jìn)企業(yè)R&D投入。這與資源依賴?yán)碚撝衅髽I(yè)的中心地位能帶來更多有效外部資源的論述相一致，企業(yè)可以憑借其優(yōu)勢地位減小創(chuàng)新活動的不確定性，并傾向于投入更多研發(fā)資金。

表4 回歸結(jié)果

考察模型2-2回歸結(jié)果。弱連結(jié)程度對企業(yè)R&D投入的回歸系數(shù)為正數(shù)但并不顯著，說明弱連結(jié)程度對企業(yè)R&D投入的獨立影響有限，假設(shè)2沒有得到驗證。這可能是由于，弱聯(lián)結(jié)程度的加強使信息的獲取渠道多樣化，但當(dāng)前并未在國內(nèi)企業(yè)間形成高質(zhì)量的信息系統(tǒng)。首先，被弱連結(jié)“非正式交流”強化的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)可能會加速違規(guī)行為和負(fù)面信息的傳播[21]；其次，由于企業(yè)創(chuàng)新投入風(fēng)險性一般高于其他資本性投入，而來自非正式團(tuán)體的信息質(zhì)量往往良莠不齊，對創(chuàng)新決策而言參考價值的也不盡相同，決策者需要支付成本對大量信息進(jìn)行鑒定、甄別與整合，進(jìn)而降低創(chuàng)新風(fēng)險。因而穩(wěn)定的非正式團(tuán)體、豐富的信息量看似為企業(yè)創(chuàng)新決策的合理性提供了保障，但在決策者信息處理、鑒別能力不足時，弱聯(lián)結(jié)關(guān)系的作用只是將不確定的創(chuàng)新風(fēng)險轉(zhuǎn)化為確定的信息處理成本，從而對創(chuàng)新投入促進(jìn)作用有限。

3)考察模型3-1回歸結(jié)果。將網(wǎng)絡(luò)中心度與技術(shù)高管交互項納入模型后，網(wǎng)絡(luò)中心度、交互項的系數(shù)均顯著且為正數(shù)，修正后的判定系數(shù)R2由模型2-1的0.176 4上升至0.179 7，說明網(wǎng)絡(luò)中心度對企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用受到技術(shù)高管的正向調(diào)節(jié)，假設(shè)3得到驗證。一方面，技術(shù)高管可以為本企業(yè)搭建與其他科技企業(yè)、技術(shù)專家相互溝通的關(guān)系渠道，將連鎖董事網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)新化、技術(shù)化，遏制管理層短視行為。另一方面，技術(shù)高管發(fā)揮“創(chuàng)新驅(qū)動作用”，通過向企業(yè)內(nèi)部發(fā)出創(chuàng)新激勵信號，憑借自身技術(shù)領(lǐng)域權(quán)威性提高創(chuàng)新資源整合效率，將董事網(wǎng)絡(luò)提供的大量原始信息轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新激勵信號，有利于創(chuàng)新決策的做出。

為確認(rèn)技術(shù)高管的調(diào)節(jié)作用，以技術(shù)高管變量雙側(cè)25%分位數(shù)為界限，劃定技術(shù)高管變量低分位區(qū)與高分位區(qū)。圖1、圖2分別報告了低分位區(qū)和高分位區(qū)下技術(shù)高管變量、網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)R&D投入間的交互效應(yīng)。對比圖1與圖2可知，在技術(shù)高管比例較高、有較高決策話語權(quán)的情況下，連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度對研發(fā)投入強度的正向影響更強，即驗證了技術(shù)高管對網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)R&D投入間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用。

考察模型3-2回歸結(jié)果。將弱連結(jié)程度與技術(shù)高管交互項納入模型后，交互項系數(shù)顯著且為正數(shù)；修正后的判定系數(shù)R2由模型2-2的0.163 1上升至0.166 3，解釋力度更強。說明在技術(shù)高管的作用下，弱連結(jié)程度對企業(yè)R&D投入有正向影響：具體而言，技術(shù)高管并未對弱聯(lián)結(jié)程度與企業(yè)R&D投入間的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，而是與弱聯(lián)結(jié)程度聯(lián)合正向影響企業(yè)R&D投入，假設(shè)4得到驗證。這說明當(dāng)前國內(nèi)企業(yè)技術(shù)高管所帶來的“智庫效應(yīng)”有效地提高了企業(yè)管理層對創(chuàng)新信息的處理能力，提升企業(yè)對信息利用效率，降低信息的冗余度和信息處理成本，激發(fā)了企業(yè)創(chuàng)新動力。

圖1 技術(shù)高管(低分位區(qū))的調(diào)節(jié)作用

圖2 技術(shù)高管(高分位區(qū))的調(diào)節(jié)作用

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為確保實證模型中變量間不存在嚴(yán)重的內(nèi)生性，對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。通過替換關(guān)鍵變量的衡量手段驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。①用總資產(chǎn)收益率(Roa)替代凈資產(chǎn)收益率(Roe)參與回歸：總資產(chǎn)收益率側(cè)重于衡量企業(yè)資產(chǎn)組合的整體盈利能力，不注重資產(chǎn)的來源，相較于后者更能反映企業(yè)杠桿經(jīng)營效率，能更加全面地評估企業(yè)獲利水平。②用托賓q值(Tobin-q)替代企業(yè)價值倍數(shù)(EV/ebitda)反映企業(yè)市場價值并參與回歸：企業(yè)價值倍數(shù)基于潛在收購方視角，受公司內(nèi)部經(jīng)營能力影響較大；托賓q值側(cè)重于反映企業(yè)資產(chǎn)保值增值率，受外部市場價格變動影響較大。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與回歸結(jié)果基本一致，說明回歸結(jié)果可靠。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文以我國2015-2017年技術(shù)密集型制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，基于網(wǎng)絡(luò)中心度和弱聯(lián)結(jié)程度兩個層面，實證研究了連鎖董事網(wǎng)絡(luò)對我國企業(yè)R&D投入的影響，并探討了技術(shù)高管對這種影響的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示：網(wǎng)絡(luò)中心度的提升對企業(yè)R&D投入具有顯著的促進(jìn)作用，該促進(jìn)作用受到技術(shù)高管的正向調(diào)節(jié)；弱聯(lián)結(jié)程度對企業(yè)R&D投入無顯著獨立影響，但與技術(shù)高管共同對企業(yè)R&D投入產(chǎn)生正向的聯(lián)合影響。

根據(jù)研究結(jié)論，提出如下政策建議。

1)在保證決策效率基礎(chǔ)上，企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極優(yōu)化自身在連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中的位置，提高網(wǎng)絡(luò)中心度。在當(dāng)前“開放式創(chuàng)新”模式尚未在我國高科技企業(yè)間全面普及，企業(yè)信息處理能力有限的背景下，單純從擴(kuò)大董事網(wǎng)絡(luò)規(guī)模或提升弱聯(lián)結(jié)程度等角度入手，一味拓展個體網(wǎng)絡(luò)外延，勢必造成企業(yè)過度嵌入并導(dǎo)致信息冗雜，降低創(chuàng)新決策效率[22]。相比于連鎖董事網(wǎng)絡(luò)“量”的積累，企業(yè)應(yīng)當(dāng)更注重網(wǎng)絡(luò)中心度的提高，即重視董事網(wǎng)絡(luò)“質(zhì)”的優(yōu)化，以拓寬資源與資金的獲取渠道、減少創(chuàng)新資源的獲取費用，進(jìn)而降低企業(yè)創(chuàng)新活動風(fēng)險和成本，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新動力。

2)企業(yè)應(yīng)注重培養(yǎng)、引進(jìn)技術(shù)董事，注重高級管理人員的技術(shù)型人力資本積累，并將其作為促進(jìn)企業(yè)R&D投入的戰(zhàn)略資源。建立完善的技術(shù)董事考核、激勵機制，利用更多元的激勵手段，延長技術(shù)高管的任期，激發(fā)技術(shù)高管更強烈的創(chuàng)新意愿，從而加速企業(yè)創(chuàng)新資源積累與創(chuàng)新文化塑造。在完善技術(shù)高管監(jiān)督機制的前提下，賦予技術(shù)高管更多決策權(quán)，提高其在組織內(nèi)的話語權(quán)，充分發(fā)揮技術(shù)董事的 “創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)”和 “智庫效應(yīng)”，強化企業(yè)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的“引資”與“引智”功能，使企業(yè)獲得更高質(zhì)量的創(chuàng)新資源和決策信息，以企業(yè)技術(shù)能力提升帶動創(chuàng)新活動進(jìn)行。