收稿日期：2024-04-07 修回日期：2024-07-15

基金項(xiàng)目：中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)科研創(chuàng)新平臺(tái)能力建設(shè)項(xiàng)目（31513110812/108，2023.01—2024.12）

作者簡(jiǎn)介：胡川（1972—），男，湖北武漢人，博士，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新；陶康勝（1991—），男，湖北恩施人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新；毛江華（1990—），男，湖北宜昌人，博士，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院副教授、碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)榻M織行為、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)；王子豪（1995—），男，湖北天門人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新；王燦（1993—），男，湖北天門人，博士，湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院工商管理學(xué)院講師，研究方向?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新、供應(yīng)鏈管理。

摘 要：作為企業(yè)重要社會(huì)資本，技術(shù)連鎖董事對(duì)核心技術(shù)攻關(guān)具有重要意義。基于技術(shù)連鎖董事的連鎖和技術(shù)背景雙重特性視角，選取2010—2022年A股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，考察技術(shù)連鎖董事對(duì)核心技術(shù)能力的影響效應(yīng)及機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度和技術(shù)強(qiáng)度對(duì)核心技術(shù)能力均具有顯著正向影響，兩者通過技術(shù)資本積累間接影響核心技術(shù)能力。研發(fā)生產(chǎn)率不僅正向調(diào)節(jié)技術(shù)資本積累與核心技術(shù)能力的關(guān)系，而且調(diào)節(jié)技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度和技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的間接效應(yīng)。結(jié)論可豐富核心技術(shù)能力形成機(jī)理研究，拓展技術(shù)連鎖董事理論內(nèi)涵，對(duì)企業(yè)提升核心技術(shù)能力具有理論意義和實(shí)踐指導(dǎo)價(jià)值。

關(guān)鍵詞：技術(shù)連鎖董事；技術(shù)資本積累；研發(fā)生產(chǎn)率；核心技術(shù)能力

DOI：10.6049/kjjbydc.2024040155

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID） 開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

中圖分類號(hào)：F273.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1001-7348（2024）19-0138-13

0 引言

中共二十大報(bào)告提出，“以國(guó)家戰(zhàn)略需求為導(dǎo)向，集聚力量進(jìn)行原創(chuàng)性引領(lǐng)性科技攻關(guān)，堅(jiān)決打贏關(guān)鍵核心技術(shù)攻堅(jiān)戰(zhàn)”。關(guān)鍵核心技術(shù)為國(guó)之重器，關(guān)系到國(guó)家安全和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。目前，新一輪產(chǎn)業(yè)變革向縱深演進(jìn)，我國(guó)在半導(dǎo)體等高新技術(shù)領(lǐng)域面臨“卡脖子”問題，亟需發(fā)展關(guān)鍵核心技術(shù)。作為重要?jiǎng)?chuàng)新主體，企業(yè)核心技術(shù)能力提升對(duì)發(fā)展關(guān)鍵核心技術(shù)、打贏關(guān)鍵核心技術(shù)攻堅(jiān)戰(zhàn)具有重要影響［1］。

核心技術(shù)能力是企業(yè)通過特有技術(shù)要素和技能組合創(chuàng)造具有自身特性的技術(shù)，以產(chǎn)生稀缺、不可模仿技術(shù)資源的能力［2］。外部異質(zhì)性資源能夠?yàn)槠髽I(yè)核心技術(shù)能力構(gòu)建提供創(chuàng)造性方案。部分研究基于外部資源及其獲取方式視角探索核心技術(shù)能力的影響因素。例如，黃華［3］發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商和客戶是重要外部資源，加強(qiáng)與供應(yīng)商及客戶聯(lián)系能夠促進(jìn)核心技術(shù)能力水平提升；Kim等［4］發(fā)現(xiàn)，多元化戰(zhàn)略有助于企業(yè)獲取外部資源，對(duì)核心技術(shù)能力構(gòu)建具有重要意義；盧任等［5］認(rèn)為，數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于企業(yè)獲取大量外部資源，進(jìn)而強(qiáng)化核心技術(shù)能力。縱觀現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，外部資源對(duì)核心技術(shù)能力影響的研究有限，鮮有學(xué)者關(guān)注連鎖董事對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力的影響及作用機(jī)制。

作為外部資源和信息傳遞渠道，連鎖董事能夠?yàn)槠髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供優(yōu)質(zhì)外部資源。一方面，部分相關(guān)研究從網(wǎng)絡(luò)規(guī)模［6］、網(wǎng)絡(luò)中心度［7］、網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)洞［8］和網(wǎng)絡(luò)專業(yè)性［9］等連鎖董事網(wǎng)絡(luò)特征視角，探究連鎖董事對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響；另一方面，部分相關(guān)研究探討綠色連鎖董事［10］、獨(dú)立連鎖董事［11］ 、財(cái)務(wù)連鎖董事［12］、女性連鎖董事［13］、行業(yè)內(nèi)外連鎖董事［14］、直接間接連鎖董事［15］等不同類型連鎖董事對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。需要指出的是，關(guān)于連鎖董事對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有何種影響，已有文獻(xiàn)并未達(dá)成一致意見。部分研究認(rèn)為，連鎖董事是企業(yè)重要社會(huì)資本，能夠?yàn)槠髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供外部資源。例如，張維今等［16］發(fā)現(xiàn)，企業(yè)可以通過連鎖董事獲取技術(shù)和資金等創(chuàng)新資源，且連鎖董事的社會(huì)資本與企業(yè)創(chuàng)新水平正相關(guān)；Li［17］發(fā)現(xiàn)，目標(biāo)公司可以通過連鎖董事模仿互鎖公司技術(shù)，從而提升自身創(chuàng)新水平。另一部部分研究則認(rèn)為，連鎖董事會(huì)因過度關(guān)注自身事業(yè)變成忙碌董事，進(jìn)而導(dǎo)致其工作投入度降低，阻礙技術(shù)創(chuàng)新。例如，Boltond＆Zhao［18］證實(shí)，忙碌的連鎖董事會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新；Fich＆Shivdasani［19］認(rèn)為，連鎖董事可能產(chǎn)生代理成本，過度兼職會(huì)影響其履職盡責(zé)，導(dǎo)致創(chuàng)新效率降低。上述觀點(diǎn)分歧可能緣于現(xiàn)有研究未充分考察連鎖董事特征差異，如是否具有技術(shù)背景等。已有研究證實(shí)，不同類型連鎖董事所承擔(dān)的角色及所起作用不同，故其產(chǎn)生的影響也有所不同［20］。作為特殊連鎖董事類型，學(xué)者們對(duì)技術(shù)連鎖董事關(guān)注較少。技術(shù)連鎖董事是目標(biāo)企業(yè)具有技術(shù)專長(zhǎng)的董事同時(shí)在另一家或多家企業(yè)兼任董事職位的董事［20-21］。有別于其他連鎖董事，技術(shù)連鎖董事既具有與外部技術(shù)資源相關(guān)聯(lián)的連鎖特性，也具備對(duì)內(nèi)部技術(shù)創(chuàng)新掌舵的技術(shù)專家特性。因此，技術(shù)連鎖董事對(duì)企業(yè)核心技術(shù)突破、外部重要技術(shù)資源獲取以及內(nèi)外部資源深度融合、核心技術(shù)能力培育具有重要影響。在考慮連鎖董事技術(shù)背景差異的基礎(chǔ)上，探討技術(shù)連鎖董事對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力的影響具有重要現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

本文立足國(guó)家戰(zhàn)略需求，聚焦企業(yè)這一重要?jiǎng)?chuàng)新主體，剖析技術(shù)連鎖董事對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力的影響及機(jī)制。首先，厘清技術(shù)連鎖董事與核心技術(shù)能力的內(nèi)涵并選取恰當(dāng)?shù)拇碜兞俊Ｆ浯?，基于技術(shù)資本積累與研發(fā)生產(chǎn)率交互視角，構(gòu)建一個(gè)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。最后，選取2010—2022年A股制造業(yè)上市公司作為樣本，從連鎖強(qiáng)度和技術(shù)強(qiáng)度兩個(gè)維度檢驗(yàn)技術(shù)連鎖董事對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力的影響及作用機(jī)制，進(jìn)一步分析上述影響是否受技術(shù)資本積累的中介，以及是否因研發(fā)生產(chǎn)率差異而有所不同。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 技術(shù)連鎖董事與核心技術(shù)能力

資源依賴?yán)碚撜J(rèn)為，沒有組織可以實(shí)現(xiàn)資源自給自足，任何組織都需要通過與外部環(huán)境交換資源維持自身生存和發(fā)展。外部資源利用是核心技術(shù)能力培育的關(guān)鍵途徑。作為邊界跨越者，技術(shù)連鎖董事不僅是企業(yè)間信息傳遞與溝通交流渠道，還是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主導(dǎo)力量。作為非正式制度安排，技術(shù)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)具有連接成本低、連接穩(wěn)定、連接有效等優(yōu)勢(shì)，有助于企業(yè)以較低成本獲取豐富的外部資源［22］。相較于媒體、分析師、審計(jì)師及行業(yè)協(xié)會(huì)等外部信息渠道，連鎖董事在信息傳遞方面具有顯著成本優(yōu)勢(shì)，對(duì)公司決策的影響更大。作為企業(yè)內(nèi)部與外部環(huán)境的橋梁，連鎖董事信息傳遞效率和準(zhǔn)確性較高，有助于企業(yè)制定更精準(zhǔn)和有效的戰(zhàn)略決策［23］。與普通連鎖董事相比，技術(shù)連鎖董事具有專業(yè)技術(shù)背景優(yōu)勢(shì)。實(shí)際上，兼任多個(gè)企業(yè)的技術(shù)董事能夠快速識(shí)別并捕獲關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域核心知識(shí)和隱性知識(shí)。與普通技術(shù)董事相比，技術(shù)連鎖董事能夠以獨(dú)特身份嵌入不同企業(yè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，成為企業(yè)不可或缺的社會(huì)資本。這種社會(huì)資本能夠提供獨(dú)特技術(shù)創(chuàng)新資源獲取渠道，有助于企業(yè)獲取豐富和有價(jià)值的技術(shù)創(chuàng)新資源。企業(yè)連鎖規(guī)模與其所構(gòu)建的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系，隨著連鎖規(guī)模不斷擴(kuò)大，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)廣度和深度得以拓展。這種網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)擴(kuò)展能夠?yàn)樘幱诰W(wǎng)絡(luò)核心位置的企業(yè)提供豐富的資金、技術(shù)和人才資源，進(jìn)而支撐其核心技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新。因此，技術(shù)連鎖董事連鎖網(wǎng)絡(luò)規(guī)模較大的企業(yè)，更容易獲取核心技術(shù)創(chuàng)新所需的外部資源。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H1a：技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度正向影響核心技術(shù)能力。

履職經(jīng)歷不僅是技術(shù)連鎖董事個(gè)人寶貴的知識(shí)、技能和經(jīng)驗(yàn)，有助于其提升監(jiān)督與指導(dǎo)能力［24］，而且可為互鎖企業(yè)間研發(fā)合作創(chuàng)造機(jī)會(huì)，具體體現(xiàn)如下：一是高專業(yè)技術(shù)水平的連鎖董事對(duì)未來技術(shù)發(fā)展具有專業(yè)判斷，能夠?qū)Χ聲?huì)重大技術(shù)戰(zhàn)略決策提供專家意見，降低企業(yè)技術(shù)戰(zhàn)略決策失誤風(fēng)險(xiǎn)，一定程度上幫助企業(yè)規(guī)避創(chuàng)新失敗。二是具有較強(qiáng)專業(yè)技能的連鎖董事能夠指導(dǎo)管理層整合內(nèi)部資源，降低冗余資源和閑置成本，從而提高資源利用效率和研發(fā)效率。三是根據(jù)背景特征理論，職業(yè)、教育、年齡等背景特征能夠影響董事創(chuàng)新價(jià)值觀和認(rèn)知能力，進(jìn)而影響其創(chuàng)新偏好。其中，職業(yè)背景和教育背景是董事創(chuàng)新價(jià)值觀的關(guān)鍵影響因素，且專業(yè)技術(shù)強(qiáng)度與技術(shù)創(chuàng)新偏好強(qiáng)度正相關(guān)，因而技術(shù)連鎖董事具有技術(shù)創(chuàng)新偏好。四是在創(chuàng)新領(lǐng)域建立技術(shù)合作伙伴關(guān)系至關(guān)重要。具有技術(shù)專長(zhǎng)的高管通常擁有廣泛的合作網(wǎng)絡(luò)，能夠與其它技術(shù)領(lǐng)域?qū)＜液蜋C(jī)構(gòu)建立聯(lián)系，促進(jìn)知識(shí)交流和技術(shù)合作，從而加速創(chuàng)新進(jìn)程。同時(shí)，受“專家效應(yīng)”影響，企業(yè)管理層吸納技術(shù)員工的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。兼具專業(yè)能力和管理經(jīng)驗(yàn)的人才參與公司技術(shù)決策［25］，不僅能夠提升技術(shù)員工忠誠(chéng)度和組織承諾水平，而且能夠?yàn)槠髽I(yè)核心技術(shù)能力培育提供保障。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H1b：技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度正向影響核心技術(shù)能力。

1.2 技術(shù)資本積累的中介作用

技術(shù)資本積累是關(guān)鍵核心技術(shù)突破的基礎(chǔ)［26］。技術(shù)資本積累是企業(yè)研發(fā)或外購(gòu)形成的專利、非專利技術(shù)、專有技術(shù)、系統(tǒng)與軟件等各類技術(shù)資源的統(tǒng)稱［27-28］。知識(shí)積累對(duì)新知識(shí)創(chuàng)造具有顯著正反饋效應(yīng)。擁有豐富技術(shù)知識(shí)儲(chǔ)備的企業(yè)能夠敏銳洞察和發(fā)現(xiàn)新的技術(shù)機(jī)會(huì)，進(jìn)而推動(dòng)新知識(shí)生產(chǎn)與創(chuàng)造，實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新與知識(shí)更新的良性循環(huán)。資源學(xué)派的觀點(diǎn)認(rèn)為，資源是企業(yè)能力構(gòu)建的必備條件。據(jù)此推測(cè)，技術(shù)資本積累能夠有效推動(dòng)企業(yè)核心技術(shù)能力形成。

外部技術(shù)獲取是企業(yè)技術(shù)資本積累的重要方式。從資源依賴?yán)碚撘暯强?，一方面，企業(yè)技術(shù)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)中心度越高，該企業(yè)與其它企業(yè)建立關(guān)系越多，信息和資源傳遞路徑越短，獲得核心資源和有效信息的速度越快。另一方面，與處于網(wǎng)絡(luò)邊緣的企業(yè)相比，占據(jù)網(wǎng)絡(luò)中心位置的企業(yè)更容易獲得與研發(fā)活動(dòng)相關(guān)的新信息和新資源［29］。作為重要非正式制度安排，技術(shù)連鎖董事的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系能夠促進(jìn)企業(yè)間形成技術(shù)聯(lián)盟，降低創(chuàng)新試錯(cuò)成本和投資風(fēng)險(xiǎn)，有助于企業(yè)增強(qiáng)積累技術(shù)資本的積極性。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H2a：技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累影響核心技術(shù)能力。

從代理理論視角看，連鎖董事在一定程度上會(huì)加劇代理問題。技術(shù)連鎖董事大多是某一技術(shù)領(lǐng)域?qū)＜遥夹g(shù)技能較強(qiáng)的連鎖董事具有強(qiáng)烈的聲譽(yù)保護(hù)動(dòng)機(jī)，因而技術(shù)連鎖董事工作積極性和投入度較高，更注重積累技術(shù)資本以推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。從資源視角看，技術(shù)連鎖董事專業(yè)能力是企業(yè)的寶貴資源。一方面，技術(shù)連鎖董事可為研發(fā)團(tuán)隊(duì)提供專業(yè)咨詢與建議，幫助企業(yè)研發(fā)部門科學(xué)配置資金、人力和設(shè)備等資源，避免創(chuàng)新資源冗余，進(jìn)而加速技術(shù)資本積累。另一方面，技術(shù)連鎖董事通過專業(yè)判斷為企業(yè)制定合理的技術(shù)發(fā)展路線。此外，根據(jù)背景特征理論觀點(diǎn)，技術(shù)連鎖董事的技術(shù)能力越強(qiáng)，其創(chuàng)新偏好水平越高，在董事會(huì)決議中越傾向?yàn)楹诵募夹g(shù)突破爭(zhēng)取更多資金和人才。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H2b：技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累影響核心技術(shù)能力。

1.3 研發(fā)生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)作用

技術(shù)資本積累能夠反映企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)資源，這些資源既包括專有技術(shù)資源也包括企業(yè)外購(gòu)技術(shù)資源，但并不都是企業(yè)難以模仿的專屬資源。資源基礎(chǔ)學(xué)派認(rèn)為，企業(yè)能力來源于異質(zhì)性、難以模仿的專有資源。技術(shù)資本積累對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力的影響有限，因而企業(yè)需要在現(xiàn)有知識(shí)的基礎(chǔ)上形成特有的、難以模仿的專有知識(shí)。研發(fā)生產(chǎn)率是指企業(yè)通過研發(fā)投入獲得的研發(fā)產(chǎn)出水平，既是衡量研發(fā)資源利用效率的關(guān)鍵指標(biāo)，也是影響企業(yè)核心技術(shù)能力形成的關(guān)鍵要素［30-31］。一方面，高研發(fā)生產(chǎn)率意味著組織擁有穩(wěn)定和專業(yè)化的研發(fā)團(tuán)隊(duì)，以及緊密的外部研發(fā)合作者［32］。企業(yè)專業(yè)研發(fā)團(tuán)隊(duì)能夠憑借深厚的專業(yè)素養(yǎng)和敏銳的洞察力，對(duì)存量知識(shí)中的潛在機(jī)會(huì)進(jìn)行精準(zhǔn)識(shí)別和高效整合，通過系統(tǒng)化研發(fā)活動(dòng)和創(chuàng)新思維方式加速核心技術(shù)能力培育。外部研發(fā)合作者帶來的高質(zhì)量知識(shí)有助于企業(yè)避免創(chuàng)新中的路徑依賴陷阱，強(qiáng)化技術(shù)知識(shí)存量?jī)?yōu)勢(shì)［33］，促進(jìn)核心技術(shù)能力發(fā)展。另一方面，高研發(fā)生產(chǎn)率能夠凸顯企業(yè)在不同領(lǐng)域的知識(shí)資源整合能力，拓展企業(yè)認(rèn)知邊界，為多元化知識(shí)組合提供更多機(jī)會(huì)，加速新知識(shí)創(chuàng)造進(jìn)程，進(jìn)而促進(jìn)核心技術(shù)能力構(gòu)建。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H3： 研發(fā)生產(chǎn)率在技術(shù)資本積累與核心技術(shù)能力間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

1.4 被調(diào)節(jié)的中介作用

研發(fā)生產(chǎn)率表面反映企業(yè)研發(fā)投入與產(chǎn)出關(guān)系，深層次則體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)團(tuán)隊(duì)水平、創(chuàng)新關(guān)注度和創(chuàng)新管理能力［30-31］。高研發(fā)生產(chǎn)率有利于組織利用內(nèi)外部資源積累技術(shù)資本，進(jìn)而形成核心技術(shù)能力。本研究推測(cè)，研發(fā)生產(chǎn)率不僅調(diào)節(jié)技術(shù)資本積累與核心技術(shù)能力的關(guān)系，而且調(diào)節(jié)技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的間接效應(yīng)。

具體而言，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度有助于企業(yè)拓展創(chuàng)新視野，豐富創(chuàng)新資源，進(jìn)而為核心技術(shù)能力提升奠定基礎(chǔ)。技術(shù)連鎖董事帶來的資源能否成功轉(zhuǎn)化為企業(yè)核心技術(shù)能力，取決于研發(fā)生產(chǎn)率。低研發(fā)生產(chǎn)率意味著企業(yè)創(chuàng)新人才匱乏，高管對(duì)創(chuàng)新重視不夠，創(chuàng)新管理混亂，難以將外部資源內(nèi)化為技術(shù)資本，進(jìn)而抑制核心技術(shù)能力形成。相反，高研發(fā)生產(chǎn)率的企業(yè)更容易吸收和整合技術(shù)連鎖董事網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的異質(zhì)性知識(shí)，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)技術(shù)和知識(shí)積累。豐富的內(nèi)外部知識(shí)能夠?yàn)槠髽I(yè)突破核心技術(shù)提供基礎(chǔ)支撐。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H4a：研發(fā)生產(chǎn)率調(diào)節(jié)技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的間接效應(yīng)，即研發(fā)生產(chǎn)率越高，連鎖強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的間接效應(yīng)越顯著。

技術(shù)連鎖董事專業(yè)技術(shù)能力可以從技術(shù)創(chuàng)新方向、創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)管理、合作研發(fā)和技術(shù)人才激勵(lì)等方面促進(jìn)企業(yè)核心技術(shù)能力形成［21，34］。研發(fā)生產(chǎn)率能夠影響技術(shù)連鎖董事的專業(yè)技術(shù)能力與核心技術(shù)能力構(gòu)建。低研發(fā)生產(chǎn)率企業(yè)，其技術(shù)積累薄弱，在創(chuàng)新研發(fā)團(tuán)隊(duì)水平、創(chuàng)新關(guān)注度和組織創(chuàng)新管理能力3個(gè)方面表現(xiàn)欠佳，因而弱化了技術(shù)連鎖董事專業(yè)技術(shù)能力通過技術(shù)資本積累對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力的促進(jìn)作用。相反，對(duì)于高研發(fā)生產(chǎn)率的企業(yè)而言，技術(shù)連鎖董事的專業(yè)技術(shù)能力得到高管團(tuán)隊(duì)認(rèn)可，在創(chuàng)新管理方面更具話語權(quán)。此外，技術(shù)連鎖董事技術(shù)能力越強(qiáng)，越有利于激勵(lì)企業(yè)技術(shù)研發(fā)團(tuán)隊(duì)吸收和整合內(nèi)外部技術(shù)知識(shí)。技術(shù)連鎖董事從內(nèi)部研發(fā)和外部吸收兩個(gè)方面促進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累，強(qiáng)化核心技術(shù)能力。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H4b：研發(fā)生產(chǎn)率調(diào)節(jié)技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的間接效應(yīng)，即研發(fā)生產(chǎn)率越高，技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的間接效應(yīng)越顯著。

綜上所述，本文構(gòu)建研究框架如圖1所示。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2022年A股制造業(yè)上市公司作為樣本，并根據(jù)以下條件進(jìn)行樣本篩選：第一，剔除ST、*ST樣本企業(yè)；第二，剔除當(dāng)年專利申請(qǐng)量為0的樣本企業(yè)；第三，剔除變量數(shù)據(jù)不全的樣本企業(yè)。最終，確定研究對(duì)象為2 698家公司，面板數(shù)據(jù)大小為13 131。企業(yè)專利數(shù)據(jù)來源于中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS），并結(jié)合中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)網(wǎng)（https：//cpquery.cponline.cnipa.gov.cn/bridge）和大為Innojoy專利搜索引擎專利數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行交叉比對(duì)。技術(shù)連鎖董事原始數(shù)據(jù)來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR），并結(jié)合百度百科（https：//baike.baidu.com）和企查查（https：//www.qcc.com）進(jìn)行補(bǔ)充和驗(yàn)證。研發(fā)投入和技術(shù)資本積累等其它變量數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.2 主要變量度量

2.2.1 被解釋變量：企業(yè)核心技術(shù)能力（CTC）

企業(yè)核心技術(shù)能力是一個(gè)較為抽象的概念，現(xiàn)有研究采用問卷法和專利直接加總法進(jìn)行測(cè)量，但問卷法測(cè)量缺乏客觀性，專利加總法難以體現(xiàn)企業(yè)專業(yè)領(lǐng)域技術(shù)水平［2，5］。RTA指數(shù)（Revealed Technology Advantage Index）更能體現(xiàn)企業(yè)某一技術(shù)領(lǐng)域優(yōu)勢(shì)［5］，本文借鑒Kim等［4］的核心技術(shù)能力測(cè)量方法，根據(jù)國(guó)際專利分類（IPC）標(biāo)準(zhǔn)，先將企業(yè)申請(qǐng)的發(fā)明專利和實(shí)用新型專利分為23類，并計(jì)算23類技術(shù)領(lǐng)域RTA指數(shù)，再將RTA指數(shù)與對(duì)應(yīng)技術(shù)領(lǐng)域?qū)＠麛?shù)的乘積最大值取自然對(duì)數(shù)，如式（1）所示。

CTCit=lnmaxRTAijt·Pijt（1）

RTA指數(shù)計(jì)算如式（2）所示。

RTAijt=Pijt/PjtPit/Pt=Pijt/PitPjt/Pt（2）

其中，Pijt表示企業(yè)i在t年的j領(lǐng)域的專利申請(qǐng)數(shù)量；Pjt表示t年所有企業(yè)在j領(lǐng)域申請(qǐng)專利數(shù)；Pit表示t年企業(yè)i申請(qǐng)的專利總數(shù)；Pt表示t年所有企業(yè)申請(qǐng)的專利總數(shù)。

2.2.2 核心解釋變量：技術(shù)連鎖董事（IV）

根據(jù)技術(shù)連鎖董事的連鎖特性和技術(shù)背景特性，本文將其分為技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TIN）和技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度（TIT）兩個(gè)維度。參考胡元木和紀(jì)端［21］的研究成果，本文技術(shù)董事認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)如下：①擁有院士、教授級(jí)工程師、工程師或其它技術(shù)類相關(guān)職稱；②具有理工醫(yī)等技術(shù)性較強(qiáng)的專業(yè)背景，或在相關(guān)技術(shù)行業(yè)協(xié)會(huì)擔(dān)任主要負(fù)責(zé)人；③從事技術(shù)研發(fā)、技術(shù)管理、生產(chǎn)制造和設(shè)計(jì)等技術(shù)相關(guān)工作。滿足以上3個(gè)條件中的任意一個(gè)均可被認(rèn)定為技術(shù)董事。

技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TIN）采用技術(shù)董事個(gè)體層面的連鎖企業(yè)數(shù)衡量，原因在于，個(gè)體層面構(gòu)建的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)更為全面，公司層面構(gòu)建的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)不如個(gè)體層面構(gòu)建的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)緊密。技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度（TIT）。參考許秀梅和黨曉虹［35］的研究方法，本文從學(xué)習(xí)背景、從業(yè)經(jīng)歷、職稱特征3個(gè)維度對(duì)技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度進(jìn)行測(cè)量，具體而言：①若某技術(shù)連鎖董事具有理工醫(yī)類技術(shù)性較強(qiáng)的專業(yè)背景，則計(jì)1分，無則計(jì)0分；②若有技術(shù)、研發(fā)、設(shè)計(jì)和生產(chǎn)相關(guān)經(jīng)歷或在相關(guān)技術(shù)行業(yè)協(xié)會(huì)（學(xué)會(huì)）擔(dān)任主要負(fù)責(zé)人，則計(jì)1分，無則計(jì)0分；③若有院士、高級(jí)工程師或其它技術(shù)類相關(guān)職稱，則計(jì)1分，無則計(jì)0分。技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度為公司所有技術(shù)連鎖董事以上三維度分值合計(jì)再取對(duì)數(shù)。

具體數(shù)據(jù)處理如下：第一，按照教育部學(xué)位委員會(huì)公布的專業(yè)目錄，確定理工醫(yī)等技術(shù)性較強(qiáng)的專業(yè)（如機(jī)械工程、智能科學(xué)與技術(shù)等專業(yè)），由此構(gòu)建學(xué)習(xí)背景關(guān)鍵詞詞典。第二，按照技術(shù)研發(fā)、技術(shù)管理、生產(chǎn)制造和設(shè)計(jì)等技術(shù)相關(guān)工作（如研發(fā)工程師、技術(shù)開發(fā)中心經(jīng)理等），構(gòu)建從業(yè)經(jīng)歷關(guān)鍵詞詞典。第三，選擇院士、工程師、研究員等關(guān)鍵詞，構(gòu)建職稱特征詞典。第四，采用Python對(duì)國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中的連鎖董事簡(jiǎn)歷按照學(xué)習(xí)背景、從業(yè)經(jīng)歷、職稱特征進(jìn)行文本分析。最后，將學(xué)習(xí)背景、從業(yè)經(jīng)歷和職稱特征3個(gè)維度得分匯總得到技術(shù)連鎖董事技術(shù)得分。

2.2.3 中介變量：企業(yè)技術(shù)資本積累（TC）

采用湯倩等［28］的測(cè)量方法，本文以無形資產(chǎn)明細(xì)中的專利、專有技術(shù)、專用技術(shù)、軟件系統(tǒng)等技術(shù)資本期末凈值之和作為企業(yè)技術(shù)資本積累的代理變量，考慮到絕對(duì)額與正態(tài)分布要求不符，進(jìn)一步取其對(duì)數(shù)。

2.2.4 調(diào)節(jié)變量：研發(fā)生產(chǎn)率（RDP）

現(xiàn)有研究對(duì)研發(fā)生產(chǎn)率的測(cè)量方法如下：①使用DEA模型或SFA模型計(jì)算實(shí)際產(chǎn)出與最優(yōu)產(chǎn)出的差異；②使用企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)與研發(fā)投入的比值測(cè)量［31］。DEA模型或SFA模型測(cè)量包含技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，后者與核心技術(shù)能力可能在內(nèi)涵上存在共性。本文探討的研發(fā)生產(chǎn)率，其核心在于評(píng)估企業(yè)將研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為知識(shí)產(chǎn)權(quán)或創(chuàng)新成果的效果，以專利數(shù)衡量產(chǎn)出符合其對(duì)技術(shù)能力作用的邏輯事實(shí)［31］。借鑒 Choi＆Lee［30］的做法，本文采用企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量與研發(fā)投入的比值衡量研發(fā)生產(chǎn)率。

2.2.5 控制變量

參考現(xiàn)有研究成果［3，5，31］，本文將董事會(huì)規(guī)模（Board）、兩職合一（Dual）、上市時(shí)間（Age）、兩權(quán)分離（Separate）、管理層女性比例（Female）、董監(jiān)高是否具有海外背景（Oversea）、企業(yè)規(guī)模（Size）、總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（Roa）、流動(dòng)比率（Liquid）、高科技行業(yè)（Tech）、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度（HHI）設(shè)為控制變量。此外，本文對(duì)行業(yè)和年份進(jìn)行了雙向固定。以上變量具體定義如表 1 所示。

2.3 模型設(shè)定

2.3.1 主效應(yīng)模型

為了探究解釋變量（IV）技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TIN）和技術(shù)強(qiáng)度（TIT）對(duì)核心技術(shù)能力（CTC）的影響，本文根據(jù)假設(shè)H1a和H1b設(shè)定主效應(yīng)模型如下：

C4D5e1QqJLy9mHBXiJNTMaucKFN4L9Pcg53P8VBw//YY=TCit=c0+cIVit+∑Controlsit+Industry+Year+εit（3）

式（3）系數(shù)c顯著，說明技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TIN）和技術(shù)強(qiáng)度（TIT）對(duì)核心技術(shù)能力（CTC）具有顯著影響。

2.3.2 中介效應(yīng)模型

為了厘清技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TIN）和技術(shù)強(qiáng)度（TIT）對(duì)核心技術(shù)能力（CTC）的傳導(dǎo)機(jī)制，根據(jù)前文假設(shè)H2a和H2b，利用逐步回歸法對(duì)技術(shù)資本積累（TC）的中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證，設(shè)定如下模型：

TCit=α0+αIVit+∑Controlsit+Industry+Year+εit （4）

CTCit=c0+c′IVit+bTCit+∑Controlsit+Industry+Year+εit （5）

式（4）系數(shù)a和式（5）系數(shù)b顯著，且ab≠0，表明技術(shù)資本積累（TC）在技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TIN）、技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度（TIT）對(duì)核心技術(shù)能力（CTC）影響過程中具有中介作用。

2.3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

為了進(jìn)一步分析研發(fā)生產(chǎn)率（RDP）在企業(yè)技術(shù)資本積累（TC）到核心技術(shù)能力（CTC）轉(zhuǎn)化的邊界條件，根據(jù)前文假設(shè)H3設(shè)定模型如下：

CTCit=ζ0+ζ1TCit+ζ2RDPit+∑Controlsit+Industry+Year+εit （6）

CTCit=γ0+γ1TCit+γ2RDPit+γ3TCit×RDPit+∑Controlsit+Industry+Year+εit （7）

式（6）系數(shù)ζ1和式（7）系數(shù)γ3均顯著，說明研發(fā)生產(chǎn)率（RDP）在技術(shù)資本積累（TC）和核心技術(shù)能力（CTC）間具有調(diào)節(jié)作用。

2.3.4 調(diào)節(jié)中介模型

研發(fā)生產(chǎn)率（RDP）影響連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TIN）和技術(shù)強(qiáng)度（TIT）通過技術(shù)資本積累（TC）對(duì)核心技術(shù)能力（CTC）的中介效應(yīng)，在上文假設(shè)H4a和假設(shè)H4b設(shè)定被調(diào)節(jié)的中介模型如下：

TCit=hm+αIVit+∑Controlsit+Industry+Year+εit （8）

CTCit=hy+bTCit+c′IVit+b2RDPit+b3IVit×RDPit+∑Controlsit+Industry+Year+εit（9）

以上模型中介效應(yīng)為（ab+ab3RDPit），若ab3≠0，則技術(shù)資本積累（TC）的中介效應(yīng)受研發(fā)生產(chǎn)率（RDP）的影響。此時(shí)，可判定存在被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。核心技術(shù)能力（CTC）均值為3.881，標(biāo)準(zhǔn)差為1.76，說明不同企業(yè)核心技術(shù)能力差異較大。連鎖強(qiáng)度（TIN）均值為1.758，標(biāo)準(zhǔn)差為1.1，說明技術(shù)連鎖董事在企業(yè)中廣泛存在，且不同企業(yè)技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度存在顯著差異。技術(shù)強(qiáng)度（TIT）均值為1.392，標(biāo)準(zhǔn)差為0.831，說明不同企業(yè)技術(shù)連鎖董事的技術(shù)強(qiáng)度差異顯著。技術(shù)資本積累（TC）均值為16.5，標(biāo)準(zhǔn)差為4.18，同樣說明不同企業(yè)技術(shù)資本積累具有顯著差異。研發(fā)生產(chǎn)率（RDP）均值為0.184，標(biāo)準(zhǔn)差為0.068，說明企業(yè)整體研發(fā)生產(chǎn)率較低，不同企業(yè)研發(fā)生產(chǎn)率存在顯著差異。

變量相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度與核心技術(shù)能力正相關(guān)，初步驗(yàn)證研究假設(shè)H1a和H1b。技術(shù)資本積累、研發(fā)生產(chǎn)率與企業(yè)核心技術(shù)能力正相關(guān)，其影響機(jī)制后文會(huì)作進(jìn)一步探索?？刂谱兞颗c因變量存在一定相關(guān)性，需要在后續(xù)研究中加以控制。此外，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)各變量多重共線性問題，結(jié)果顯示，VIF平均值為1.56，各變量的VIF值均小于10。由此表明，本文研究變量不存在嚴(yán)重共線性問題。

3.2 回歸結(jié)果分析

為了進(jìn)一步驗(yàn)證技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度、技術(shù)資本積累、研發(fā)生產(chǎn)率與核心技術(shù)能力的關(guān)系，本文采用Stata17.0軟件，并使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。

3.2.1 主效應(yīng)檢驗(yàn)

技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度和技術(shù)強(qiáng)度對(duì)核心技術(shù)能力影響的檢驗(yàn)結(jié)果如表4模型（1）（2）所示。結(jié)果顯示，在控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)時(shí)，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度對(duì)核心技術(shù)能力的影響在1%水平上顯著，說明技術(shù)連鎖董事憑借技術(shù)專長(zhǎng)與外部建立的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠緩解企業(yè)不確定性風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)協(xié)作創(chuàng)新能力，從而促進(jìn)企業(yè)核心技術(shù)能力構(gòu)建。由此，研究假設(shè)H1a成立。技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度對(duì)核心技術(shù)能力的影響在1%水平上顯著，說明技術(shù)連鎖董事的高技術(shù)水平有利于其履行咨詢和戰(zhàn)略決策職能，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)核心技術(shù)能力提升。由此，研究假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。

3.2.2 技術(shù)資本積累的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文采用經(jīng)典的因果逐步回歸方法對(duì)技術(shù)資本積累的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。模型（3）（4）檢驗(yàn)技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度與技術(shù)資本積累的關(guān)系，結(jié)果顯示，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度系數(shù)（ β=0.131，p<0.01）和技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度系數(shù)（β=0.145，p<0.05）均顯著。由此表明，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度對(duì)技術(shù)資本積累具有正向影響。在模型（1）（2）的基礎(chǔ)上，引入技術(shù)資本積累得到模型（5）（6）。結(jié)果顯示，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度和技術(shù)資本積累均對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力具有顯著正向影響。由此可知，技術(shù)資本積累在技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度與企業(yè)核心技術(shù)能力間發(fā)揮中介作用。盡管技術(shù)連鎖董事帶來的外部資源能夠在一定程度上促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，但若企業(yè)缺乏深厚的技術(shù)積累，也難以構(gòu)建核心技術(shù)能力。由此，研究假設(shè)H2a和 H2b得到驗(yàn)證。

3.2.3 研發(fā)生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步驗(yàn)證研發(fā)生產(chǎn)率在技術(shù)資本積累與核心技術(shù)能力間的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表5所示。在模型（1）的基礎(chǔ)上，引入研發(fā)生產(chǎn)率得到模型（7），結(jié)果表明，在控制研發(fā)生產(chǎn)率后，技術(shù)資本積累仍對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力具有顯著正向影響（β=0.013，p<0.05）。在模型（7）的基礎(chǔ)上，引入中心化后的研發(fā)生產(chǎn)率與技術(shù)資本積累交互項(xiàng)得到調(diào)節(jié)效應(yīng)模型（8）。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)（β=0.326，p<0.01）正向影響企業(yè)核心技術(shù)能力。由此表明，研發(fā)生產(chǎn)率正向調(diào)節(jié)技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的影響。在高研發(fā)生產(chǎn)率情景下，企業(yè)通過對(duì)既有技術(shù)進(jìn)行深度優(yōu)化與整合，創(chuàng)造出全新的技術(shù)組合，從而促進(jìn)核心技術(shù)突破。由此，研究假設(shè)H3成立。

為進(jìn)一步驗(yàn)證調(diào)節(jié)作用，本文根據(jù)表5模型（8）繪制研發(fā)生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖。圖2顯示，相較于低研發(fā)生產(chǎn)率情景，當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率較高時(shí)，技術(shù)資本積累與核心技術(shù)能力關(guān)系直線斜率更大。由此說明，研發(fā)生產(chǎn)率能夠促進(jìn)技術(shù)資本轉(zhuǎn)化為核心技術(shù)能力。

3.2.4 調(diào)節(jié)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

參考Edwards＆Lambert［36］提出的中介效應(yīng)差異法，本文利用Bootstrap方法重復(fù)抽樣5 000次，在95%置信區(qū)間下對(duì)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

（1）當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率較低時(shí)，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的影響不顯著（β=-0.002，SE=0.001，CI=［-0.004，0.001］）；當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率較高時(shí)，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的影響顯著為正（β=0.014，SE=0.002，CI=［0.010，0.019］），兩個(gè)系數(shù)差異值的靴式檢驗(yàn)置信區(qū)間不包含0點(diǎn)。由此可知，當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率較高時(shí)，企業(yè)外部資源獲取能夠加速技術(shù)積累進(jìn)程。同時(shí)，有效的組織創(chuàng)新管理可進(jìn)一步促使技術(shù)積累向技術(shù)能力演化。由此，假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。

（2）當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率較低時(shí)，技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的影響不顯著（β=-0.002，SE=0.002，CI=［-0.005，0.001］）；當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率較高時(shí)，技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的影響顯著為正（β=0.015，SE=0.003，CI=［0.01，0.021］），兩個(gè)系數(shù)差異值的靴式檢驗(yàn)置信區(qū)間不包含0點(diǎn)。由此可知，當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率較高時(shí)，企業(yè)具有較強(qiáng)的資源編排能力，能夠?qū)崿F(xiàn)內(nèi)外創(chuàng)新資源整合協(xié)調(diào)，進(jìn)而促進(jìn)核心技術(shù)能力提升。由此，假設(shè)H4b得到驗(yàn)證。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 替換被解釋變量

本文通過更換核心技術(shù)能力的測(cè)算方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)Kim等［4］的研究成果，本文參照國(guó)際專利分類（IPC）標(biāo)準(zhǔn)對(duì)企業(yè)所獲專利進(jìn)行分類，計(jì)算出RTA指數(shù)，以此衡量企業(yè)核心技術(shù)能力（CTC2），檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。模型（1）和（2）為主效應(yīng)回歸結(jié)果，模型（3）—（6）為中介效應(yīng)回歸結(jié)果，模型（7）為調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。以上回歸結(jié)果表明，主效應(yīng)、中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均得到驗(yàn)證。

有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率取值不同時(shí)，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力影響的系數(shù)分別為0.031、0.005，置信區(qū)間分別為［0.023，0.039］、［0.000，0.01］。當(dāng)研發(fā)生產(chǎn)率取值不同時(shí)，技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力影響的系數(shù)分別為0.033、0.005，置信區(qū)間分別為［0.023，0.043］、［0.000，0.01］。以上系數(shù)均為正且置信區(qū)間均不包含0，再次驗(yàn)證了H4a和H4b。由此表明，本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.3.2 改變中介檢驗(yàn)方法

本文采用Bootstrap方法和Sobel方法進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。Bootstrap檢驗(yàn)中，設(shè)定置信區(qū)間為95%，重復(fù)抽樣5 000次，結(jié)果如表8所示。由表8可知，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累顯著正向影響企業(yè)核心技術(shù)能力（β=0.002，Z=3.23，CI=［0.001，0.004］），技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累顯著正向影響企業(yè)核心技術(shù)能力（β=0.003，Z=2.83，CI=［0.001，0.004］）。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示，技術(shù)資本積累在技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度與核心技術(shù)能力的中介占比為3%，Z=3.241，p<0.01；技術(shù)資本積累在技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度與核心技術(shù)能力的中介占比為2.5%，Z=2.91，p<0.01。由此可見，H2a和H2b再次得到驗(yàn)證，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.3.3 中位數(shù)回歸

為了避免數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)帶來的估計(jì)誤差，本文進(jìn)一步采用中位數(shù)回歸方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如表9所示。技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（β=0.049，p<0.01）和技術(shù)強(qiáng)度（β=0.064，p<0.01）均對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力具有顯著正向影響。引入中介變量后，技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（β=0.047，p<0.01）通過技術(shù)資本積累（β=0.018，p<0.01）正向影響企業(yè)核心技術(shù)能力；技術(shù)連鎖董事技術(shù)強(qiáng)度（β=0.066，p<0.05）通過技術(shù)資本積累（β=0.018，p<0.01）正向影響企業(yè)核心技術(shù)能力。引入調(diào)節(jié)變量后，技術(shù)資本積累（β=0.019，p<0.01）、研發(fā)生產(chǎn)率（β=6.009，p<0.01）、技術(shù)資本積累與研發(fā)生產(chǎn)率的交互項(xiàng)（β=0.326，p<0.01）均對(duì)企業(yè)核心技術(shù)能力具有顯著正向影響。由此，主效應(yīng)、中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)再次得到驗(yàn)證，表明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.3.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到模型可能存在遺漏變量問題，參考趙勝民和于星慧［37］的研究成果，本文以滯后一期技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度（TINt-1）和技術(shù)強(qiáng)度（TITt-1）作為工具變量，采用兩階段OLS方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。表10列（1）和列（3）顯示，第一階段工具變量TINt-1和TITt-1系數(shù)分別為0.824、0.798，均在1%水平上顯著；列（2）和列（4）顯示，第二階段解釋變量連鎖強(qiáng)度（TIN）和技術(shù)強(qiáng)度（TIT）系數(shù)分別為0.103、0.126，均在1%水平上顯著，說明技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度對(duì)核心技術(shù)能力具有顯著正向影響。由此表明，在控制潛在內(nèi)生性問題后，本文結(jié)論依舊具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

本文以2010—2022年A股2 698家制造業(yè)上市公司為樣本，考察技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度和技術(shù)強(qiáng)度對(duì)核心技術(shù)能力的影響，并揭示技術(shù)資本積累的中介效應(yīng)以及研發(fā)生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得到以下主要結(jié)論：

（1）技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度對(duì)核心技術(shù)能力具有顯著正向影響。一方面，技術(shù)連鎖董事通過兼職外部企業(yè)董事形成連鎖網(wǎng)絡(luò)，有助于目標(biāo)企業(yè)跨越組織邊界獲取創(chuàng)新活動(dòng)所需的異質(zhì)性資源，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)核心技術(shù)能力構(gòu)建。另一方面，高水平技術(shù)連鎖董事通過影響企業(yè)創(chuàng)新偏好，以及為技術(shù)創(chuàng)新提供指導(dǎo)助力企業(yè)核心技術(shù)創(chuàng)新。與既有研究認(rèn)為連鎖董事會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論相反［18-19］，本文進(jìn)一步拓展了異質(zhì)性連鎖董事對(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在差異性影響的研究結(jié)論［12，20］。

（2）技術(shù)資本積累在技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度、技術(shù)強(qiáng)度與核心技術(shù)能力間發(fā)揮部分中介作用。既有文獻(xiàn)較少考慮技術(shù)資本積累的中介機(jī)制，本文彌補(bǔ)了這方面的不足，也進(jìn)一步印證了陳勁等［26］關(guān)于技術(shù)積累是核心技術(shù)創(chuàng)新必要條件的觀點(diǎn)。

（3）研發(fā)生產(chǎn)率不僅正向調(diào)節(jié)技術(shù)資本積累與核心技術(shù)能力的關(guān)系，而且調(diào)節(jié)技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度和技術(shù)強(qiáng)度通過技術(shù)資本積累對(duì)核心技術(shù)能力的間接效應(yīng)。本文聚焦企業(yè)核心技術(shù)能力，進(jìn)一步揭示技術(shù)資本積累、研發(fā)生產(chǎn)率對(duì)核心技術(shù)能力的作用機(jī)理，支持現(xiàn)有研究關(guān)于技術(shù)積累離不開研發(fā)生產(chǎn)率支持的觀點(diǎn)［28，32］。

4.2 理論貢獻(xiàn)

（1）本文聚焦技術(shù)連鎖董事這一獨(dú)特類型的連鎖董事，基于代理理論為解釋連鎖董事現(xiàn)象提供了新視角。根據(jù)委托代理理論，董事會(huì)成員受股東委托對(duì)公司進(jìn)行管理。當(dāng)董事與股東潛在目標(biāo)和利益不一致時(shí)就會(huì)引發(fā)代理問題，進(jìn)而產(chǎn)生代理成本?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，連鎖董事在幫助企業(yè)獲取創(chuàng)新資源的同時(shí)，也推進(jìn)了自身事業(yè)發(fā)展［38］。事實(shí)上，連鎖董事也可能為追求自身利益而變成忙碌董事［19］。連鎖董事工作投入程度可能受時(shí)間和個(gè)人能力影響，這種影響可能導(dǎo)致代理問題進(jìn)一步加劇，進(jìn)而對(duì)企業(yè)運(yùn)營(yíng)和創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響［18-19］。本文發(fā)現(xiàn)，技術(shù)連鎖董事能夠促進(jìn)企業(yè)核心技術(shù)能力成長(zhǎng)，與現(xiàn)有研究結(jié)論相反（連鎖董事會(huì)帶來代理問題），原因在于，作為特定技術(shù)領(lǐng)域的專家，技術(shù)連鎖董事更加珍視個(gè)人聲譽(yù)，相較于其他連鎖董事，其兼職的企業(yè)數(shù)量有限，工作投入度較高。因此，技術(shù)連鎖董事不僅不會(huì)加劇代理問題，而且有助于企業(yè)獲得專業(yè)、高效的決策支持，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（2）拓展了技術(shù)連鎖董事理論內(nèi)涵。以往研究將技術(shù)連鎖董事視為連鎖董事的子分類，僅探討連鎖董事的連鎖特性及其影響，對(duì)連鎖董事技術(shù)特性的關(guān)注不足［38］。技術(shù)連鎖董事具有連鎖與技術(shù)的雙重特性，本文進(jìn)一步將其細(xì)化為技術(shù)連鎖董事連鎖強(qiáng)度和技術(shù)強(qiáng)度兩個(gè)維度，拓展了技術(shù)連鎖董事理論內(nèi)涵，為進(jìn)一步研究技術(shù)連鎖董事提供了參考。

（3）本文在前因、機(jī)制和邊界條件3個(gè)方面豐富了核心技術(shù)能力研究。一方面，基于外部資源獲取視角對(duì)核心技術(shù)能力成長(zhǎng)前因研究進(jìn)行了有益補(bǔ)充?，F(xiàn)有研究探討了供應(yīng)鏈［3］、技術(shù)多元化［4］以及數(shù)字化轉(zhuǎn)型［5］等外部資源及獲取方式對(duì)核心技術(shù)能力的影響。本文探討技術(shù)連鎖董事這一獨(dú)特的外部資源獲取途徑，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，技術(shù)連鎖董事能夠促進(jìn)企業(yè)核心技術(shù)能力提升。另一方面，揭示了技術(shù)資本積累的中介作用，以及研發(fā)生產(chǎn)率的調(diào)節(jié)作用，為核心技術(shù)能力形成機(jī)理研究提供了新視角。

4.3 管理啟示

（1）在選聘董事時(shí)，企業(yè)應(yīng)有意識(shí)地優(yōu)化董事會(huì)成員結(jié)構(gòu)，即聘請(qǐng)一定數(shù)量的技術(shù)連鎖董事。企業(yè)可以通過技術(shù)連鎖董事與其它企業(yè)建立聯(lián)結(jié)關(guān)系，進(jìn)而從連鎖網(wǎng)絡(luò)獲取核心技術(shù)創(chuàng)新所需的異質(zhì)性資源。此外，企業(yè)需要充分發(fā)揮技術(shù)連鎖董事的監(jiān)督與咨詢職能，為自身核心技術(shù)能力提升提供戰(zhàn)略指導(dǎo)。

（2）企業(yè)應(yīng)平衡技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量和創(chuàng)新數(shù)量。技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量是企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量飛躍的基礎(chǔ)，企業(yè)可以通過創(chuàng)新資源投入提高創(chuàng)新效率，從而加速技術(shù)積累。一方面，高素質(zhì)人才是創(chuàng)新的基石，企業(yè)需要暢通人才招聘渠道、優(yōu)化創(chuàng)新人才培養(yǎng)機(jī)制，儲(chǔ)備高端人才。另一方面，積極引進(jìn)先進(jìn)設(shè)備和加強(qiáng)研發(fā)資金投入，從而增加創(chuàng)新產(chǎn)出。企業(yè)在重視創(chuàng)新產(chǎn)出的同時(shí)，更要關(guān)注創(chuàng)新質(zhì)量。在具備一定技術(shù)積累基礎(chǔ)時(shí)，企業(yè)可以通過調(diào)整內(nèi)部創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制和提高技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量考核標(biāo)準(zhǔn)等加快技術(shù)創(chuàng)新。

（3）企業(yè)核心技術(shù)能力培育離不開政府整體布局與政策供給。政府應(yīng)對(duì)創(chuàng)新支持政策進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整（如制定核心技術(shù)創(chuàng)新專項(xiàng)支持政策），引導(dǎo)企業(yè)在核心技術(shù)領(lǐng)域進(jìn)行科技攻關(guān)，同時(shí)為企業(yè)構(gòu)建產(chǎn)學(xué)研合作創(chuàng)新平臺(tái)提供政策支持。借助產(chǎn)學(xué)研平臺(tái)，企業(yè)不僅可以獲取核心技術(shù)創(chuàng)新所需的人才資源和研究設(shè)備，而且能夠提高研發(fā)生產(chǎn)率，從而加速科研成果轉(zhuǎn)化和應(yīng)用。此外，政府應(yīng)加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，為企業(yè)核心技術(shù)能力培育營(yíng)造良好環(huán)境。

4.4 不足與展望

本文存在以下不足：第一，鑒于數(shù)據(jù)可得性，僅選取制造業(yè)上市公司作為研究樣本，尚未考慮非上市公司，樣本覆蓋范圍有限，結(jié)論普適性有待驗(yàn)證。未來可以借助Python等技術(shù)工具合法獲取非上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，進(jìn)一步提升結(jié)論普適性。第二，僅探討了技術(shù)資本積累的中介作用，未來可以進(jìn)一步探究其它作用機(jī)制，打開技術(shù)連鎖董事對(duì)核心技術(shù)能力影響的“黑箱”。第三，核心技術(shù)能力測(cè)量指標(biāo)主要考慮企業(yè)某一細(xì)分技術(shù)領(lǐng)域的專利數(shù)量。該指標(biāo)雖具有一定的科學(xué)性，但未考慮專利質(zhì)量的影響，仍存在一定缺陷。未來對(duì)核心技術(shù)能力的測(cè)量應(yīng)綜合考慮專利數(shù)量和質(zhì)量?jī)煞矫嬉蛩亍?/p>

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（責(zé)任編輯：張 悅）

The Impact of Technical Interlocking Directorates on Enterprise Core-Technology Competence：An Investigation Based on the Dual Attributes of Technical Interlocking Directorates

Hu Chuan1， Tao Kangsheng1， Mao Jianghua1， Wang Zihao1， Wang Can2

（1. School of Business Administration， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan 430073， China; 2. School of Business Administration， Hubei University of Economics， Wuhan 430205， China）

Abstract：Core technology plays a pivotal role with implications for national security and high-quality economic development. Currently， China faces significant challenges in various high-tech sectors， including semiconductors， where there is an urgent need to develop core technologies in these key fields. Enterprises are key players in innovation， and their core-technology competence has a profound impact on the development of core technologies as well as achieving breakthroughs in these technologies within key fields.

External heterogeneous resources provide innovative solutions to enhance core technology competence in enterprises. Limited research has examined the impact of external resources and how they are acquired on core technology competence， including factors such as government subsidies， supply chain， technology diversity， and digital transformation. As a crucial conduit for enterprises to acquire external resources， there has been limited scholarly attention directed towards understanding the influence of interlocking directorates on the advancement of a company's core technology competence and the mechanisms through which this occurs. Compared to other interlocking directorates， technical interlocking directorates — as a distinct type of directorate within corporations — have received comparatively less scholarly attention. Technical interlocking directorates not only link with external resources but also excel in fostering internal technological innovation. Therefore， technical interlocking directorates enhance a company's core-technology competence by bolstering its innovative propensity， enhancing its capability to absorb external technological resources， and promoting a profound integration of internal and external resources. This study investigates how the varied technical backgrounds of interlocking directors impact a company's core-technology competence， holding significant practical and theoretical value.

This study focuses on enterprises and examines how technical interlocking directorates influence their core-technology competence and underlying mechanisms. Firstly， it clarifies the connotation of technical interlocking directorates and core-technology competence and select appropriate proxy variables. Next， a moderated mediation model is constructed from the interaction perspective of technical capital accumulation and R&D productivity. Lastly， it examines the impact of interlocking strength and the technical strength of technical interlocking directorates on core-technology competence， using data from 2 698 listed manufacturing companies from 2010 to 2022， and investigates the mediating role of technical capital accumulation and the moderating role of R&D productivity. The research indicates that the interlocking strength and technical strength of technical interlocking directorates have a significant positive impact on core-technology competence. Technical capital accumulation partially mediates the relationship between the interlocking strength and technical strength of technical interlocking directorates and core-technology competence. R&D productivity plays a positive moderating role between technical capital accumulation and core-technology competence. R&D productivity positively moderates the indirect effects of interlocking strength and technical strength of technical interlocking directorates on core-technology competence through technical capital accumulation. Robustness tests using alternative variables and methods confirm the validity of the conclusions.

The novelty of this article is highlighted in that， firstly， according to the technical and interlocking characteristics of technical interlocking directorates， the study divides them into technical strength and interlocking strength， enriching the theoretical connotation of technical interlocking directorates. Secondly， it examines the effect of technical interlocking directorates on core-technology competence， which further enriches current research on the influencing factors of core technology competence and puts forward the theoretical viewpoint that technical interlocking directorates do not intensify agency problems. Lastly， it analyzes how technical capital accumulation mediates the impact of technical interlocking directorates on a company's core-technology competence. Additionally， the analysis of the moderating effect of R&D productivity contributes to a deeper understanding of the mechanisms and boundary conditions that advance the development of core-technology competence.

These conclusions not only provide new theoretical insights for companies in developing their core-technology competence， but also offer practical guidance for companies to effectively establish their board of directors. Meanwhile， with the limited samples， the universality of the research conclusion needs further verification. Secondly， this study has only focused on the mediating role of technical capital accumulation， and the "black box" of the impact of technical interlocking directorates on core-technology competence has not been fully opened. Thirdly， the assessment of core-technology competence is primarily based on the number of patents owned by a company in a specific technological subdomain， without considering patent quality. Therefore， further exploration is required in sample coverage， variable measurement， and underlying mechanisms.

Key Words：Technical Interlocking Directorate; Technical Capital Accumulation; R&D Productivity; Core-technology Competence