技術(shù)董事、研發(fā)投入與可持續(xù)增長(zhǎng)

劉中燕，周澤將

(1.安徽建筑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 合肥 230601；2.安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、 引 言

2012年以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已告別過(guò)去兩位數(shù)的高速增長(zhǎng)模式，進(jìn)入以中高速增長(zhǎng)為基本特征的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)階段。經(jīng)濟(jì)新常態(tài)要求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由要素、投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動(dòng)，經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)問(wèn)題已成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要長(zhǎng)期面對(duì)的問(wèn)題。在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的時(shí)代背景下，人才是促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)而實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的根本保障，而董事會(huì)中的專(zhuān)業(yè)技術(shù)人才在企業(yè)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略中的作用尤為關(guān)鍵。

董事會(huì)的主要職能是戰(zhàn)略管理，即評(píng)估和批準(zhǔn)首席執(zhí)行官及其經(jīng)理人員的戰(zhàn)略決策。依據(jù)高階理論，董事會(huì)的戰(zhàn)略管理活動(dòng)在很大程度上受其成員的知識(shí)儲(chǔ)備及認(rèn)知類(lèi)型的影響。相關(guān)的研究逐漸聚焦于董事會(huì)成員的技術(shù)專(zhuān)長(zhǎng)對(duì)企業(yè)管理結(jié)果的影響。已有研究認(rèn)為，董事技術(shù)專(zhuān)長(zhǎng)增加了企業(yè)研發(fā)投入(王光榮和李建標(biāo)，2015)[1]，提高了企業(yè)創(chuàng)新效率(胡元木，2012)[2]，減少了企業(yè)的非效率行為(周澤將和徐玉德，2017)[3]，提升了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效(胡元木和紀(jì)端，2017)[4]，并緩解了企業(yè)的委托代理問(wèn)題(胡元木和秦嫻，2016)[5]。創(chuàng)新能力、非效率行為、經(jīng)營(yíng)績(jī)效和委托代理問(wèn)題等均與企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展息息相關(guān)。同時(shí)，依據(jù)資源基礎(chǔ)理論，企業(yè)內(nèi)部資源和能力的協(xié)調(diào)發(fā)展體現(xiàn)為企業(yè)的增長(zhǎng)。那么，董事會(huì)成員擁有的專(zhuān)業(yè)技術(shù)能力將有助于其在履行戰(zhàn)略管理職能的過(guò)程中充分調(diào)動(dòng)與協(xié)調(diào)企業(yè)資源并實(shí)現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。但當(dāng)前鮮有研究直接探討技術(shù)董事對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的影響，遑論二者之間作用機(jī)理的探討。

基于此，本文將研究擁有專(zhuān)業(yè)技術(shù)背景的董事(以下簡(jiǎn)稱(chēng)技術(shù)董事)對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的影響。進(jìn)一步地，研發(fā)投入與企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)正相關(guān)(陳險(xiǎn)峰等，2017)[6]，而研發(fā)投入決策不可避免地受到董事技術(shù)專(zhuān)長(zhǎng)等個(gè)人特征的影響。因此，基于“特征——行為——經(jīng)濟(jì)后果”的研究范式，本文將進(jìn)一步采用系數(shù)乘積法來(lái)驗(yàn)證研發(fā)投入的中介效應(yīng)，探討技術(shù)董事影響企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的作用機(jī)理，從而揭開(kāi)管理團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展之間關(guān)系的黑箱。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：(1)豐富了高階理論的研究?jī)?nèi)容。已有研究從高階理論出發(fā)，發(fā)現(xiàn)高管年齡、學(xué)歷和綜合能力等基本特征對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響(蔣堯明和章麗萍，2012；楊旭東等，2018)[7][8]，但鮮有研究涉及到董事技術(shù)專(zhuān)長(zhǎng)對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的影響。因此，本文研究技術(shù)董事對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的影響，豐富了高階理論的研究?jī)?nèi)容。(2)為資源基礎(chǔ)理論的研究提供了增量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。資源基礎(chǔ)理論強(qiáng)調(diào)企業(yè)內(nèi)部物質(zhì)資本和人力資本及其能力的作用，本文從技術(shù)專(zhuān)長(zhǎng)的角度探討了董事會(huì)人力資本對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的影響，為資源基礎(chǔ)理論的研究提供了增量的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。(3)從公司治理的角度，探討董事會(huì)個(gè)人特征對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的影響，為完善董事會(huì)治理結(jié)構(gòu)和實(shí)現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供一定的理論參考。

二、 文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，隨著技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位日益突出，有關(guān)董事會(huì)中技術(shù)人才作用的研究也逐漸增多，取得了豐富的研究成果。

首先，技術(shù)董事最直接的作用是促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入。Bravo和Reguera-Alvarado(2017)通過(guò)實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)在監(jiān)督職能充分發(fā)揮的情況下，技術(shù)董事能夠有效地促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)水平[9]。Dalziel等(2011)分別研究了內(nèi)部技術(shù)董事和外部技術(shù)董事對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，認(rèn)為只有外部技術(shù)董事能夠顯著地促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入[10]。王光榮和李建標(biāo)(2015)將研究對(duì)象限定在技術(shù)連鎖董事，發(fā)現(xiàn)技術(shù)連鎖董事提高了制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入。經(jīng)過(guò)作者進(jìn)一步研究，發(fā)現(xiàn)這種促進(jìn)作用在國(guó)有控股企業(yè)更強(qiáng)，且獨(dú)立技術(shù)連鎖董事對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用大于執(zhí)行技術(shù)連鎖董事[1]。無(wú)獨(dú)有偶，胡永平(2015)運(yùn)用傾向得分匹配法研究發(fā)現(xiàn)高校技術(shù)獨(dú)董促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投資，且對(duì)研發(fā)強(qiáng)度高的企業(yè)促進(jìn)作用更強(qiáng)[11]。

然后，除了直接促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，技術(shù)董事通過(guò)在研發(fā)活動(dòng)中提供咨詢(xún)服務(wù)，間接提高了企業(yè)的創(chuàng)新效率，并最終減少了企業(yè)的非效率行為、促進(jìn)企業(yè)績(jī)效的提升。Suzuki(2009)針對(duì)50位日本大型公司技術(shù)董事的調(diào)查結(jié)果顯示，技術(shù)董事有效地提高了企業(yè)研發(fā)投入的產(chǎn)出效率[12]。胡元木(2012)認(rèn)為，聘請(qǐng)技術(shù)獨(dú)董能夠提升企業(yè)研發(fā)投入的產(chǎn)出效率，且技術(shù)獨(dú)立董事和技術(shù)執(zhí)行董事在研發(fā)投入產(chǎn)出效率的提高方面具有互補(bǔ)效應(yīng)[2]。周澤將和徐玉德(2017)研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)專(zhuān)家擔(dān)任獨(dú)立董事能夠有效地抑制企業(yè)產(chǎn)能過(guò)剩，且這種抑制作用受到地區(qū)制度環(huán)境和行業(yè)集中度的正向調(diào)節(jié)[3]。胡元木和紀(jì)端(2017)的研究顯示，通過(guò)提高企業(yè)創(chuàng)新效率，技術(shù)董事顯著地提高了企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效[4]。

最后，技術(shù)董事作為技術(shù)專(zhuān)家，能夠?qū)蓶|和管理層進(jìn)行有效的監(jiān)督，緩解委托代理問(wèn)題。胡元木和秦嫻(2016)的研究表明，技術(shù)獨(dú)董能夠有效抑制大股東的利益侵占行為，且技術(shù)獨(dú)董薪酬越高，這種抑制作用越明顯[5]。胡元木等(2016)認(rèn)為，技術(shù)獨(dú)董能夠有效抑制管理層基于可操控研發(fā)費(fèi)用的真實(shí)盈余管理行為。當(dāng)獨(dú)立董事具有雙重職業(yè)背景時(shí)，技術(shù)獨(dú)董對(duì)盈余管理的監(jiān)督作用更強(qiáng)；而當(dāng)技術(shù)獨(dú)董兼職公司數(shù)過(guò)多時(shí)，這種監(jiān)督作用會(huì)減弱[13]。

三、 理論分析與研究假設(shè)

通過(guò)對(duì)已有研究的梳理，我們認(rèn)為，技術(shù)董事主要通過(guò)推進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略創(chuàng)新和提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效兩個(gè)方面促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)。

首先，依據(jù)高階理論，高管個(gè)人特征影響著企業(yè)的戰(zhàn)略選擇進(jìn)而影響企業(yè)的管理結(jié)果。研究顯示，個(gè)人特征的差異最終會(huì)反映在其工作績(jī)效上(傅飛強(qiáng)和彭劍鋒，2017)[14]。擁有較多技術(shù)專(zhuān)家的企業(yè)關(guān)注流程創(chuàng)新和改進(jìn)(Wiersema和Bantel，2003)[15]，希望通過(guò)開(kāi)拓新產(chǎn)品和新市場(chǎng)來(lái)實(shí)現(xiàn)企業(yè)增長(zhǎng)(Barker III和Mueller，2002)[16]，在企業(yè)決策中傾向于創(chuàng)新導(dǎo)向型戰(zhàn)略(Hambrick和Mason，1984)[17]，促進(jìn)了企業(yè)戰(zhàn)略變革(Wiersema和Bantel，2003)[15]，并切實(shí)地提高了企業(yè)研發(fā)投入(Dalziel等，2011)[10]、產(chǎn)品創(chuàng)新水平(Hoffman和Harvey，1993)[18]和財(cái)務(wù)績(jī)效(Hartley，2011)[19]。董事會(huì)雖不直接制定戰(zhàn)略，但卻掌握著企業(yè)主要戰(zhàn)略的評(píng)價(jià)和批準(zhǔn)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的選擇產(chǎn)生重要影響(林鐘高和張?zhí)煊睿?018)[20]。擁有技術(shù)背景的董事會(huì)成員，更關(guān)注技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)品創(chuàng)新，在戰(zhàn)略決策的評(píng)估和選擇過(guò)程中會(huì)有意無(wú)意地將企業(yè)的戰(zhàn)略引向技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域。而創(chuàng)新戰(zhàn)略的實(shí)施有利于幫助企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)(Uvarova等，2016)[21]。

其次，依據(jù)資源基礎(chǔ)理論，企業(yè)所擁有的資源和能力是企業(yè)在制定戰(zhàn)略的過(guò)程中考慮的主要因素，是企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力和持久競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的來(lái)源。資源基礎(chǔ)理論強(qiáng)調(diào)企業(yè)內(nèi)部物質(zhì)資本和人力資本及其能力的作用，企業(yè)內(nèi)部資源、能力的協(xié)調(diào)和發(fā)展體現(xiàn)為企業(yè)的增長(zhǎng)。與物質(zhì)資本不同，知識(shí)和技能等人力資本不僅能帶來(lái)基于資源稀缺性的“李嘉圖租金”和基于壟斷的“張伯倫租金”，還能夠帶來(lái)基于創(chuàng)新的“熊彼特租金”(李志能和尹晨，2001)[22]。擁有生產(chǎn)和研發(fā)等核心技能的專(zhuān)家構(gòu)成了企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，提高了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成功率、降低了企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)(Hambrick和D’Aveni，1992)[23]。通過(guò)管理者之間的會(huì)議、學(xué)習(xí)和研討，技術(shù)董事的技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)和價(jià)值觀(guān)等隱性知識(shí)得以在企業(yè)管理層中共享，并在企業(yè)產(chǎn)品和工藝的創(chuàng)新等工作之中發(fā)揮作用，最終影響到企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效、促進(jìn)企業(yè)的可持續(xù)增長(zhǎng)。

綜合上述分析，我們認(rèn)為，一方面，技術(shù)董事關(guān)注技術(shù)進(jìn)步與產(chǎn)品創(chuàng)新，有利于企業(yè)通過(guò)創(chuàng)新戰(zhàn)略的實(shí)施保持核心競(jìng)爭(zhēng)力、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)；另一方面，技術(shù)董事的技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)和價(jià)值觀(guān)等隱性知識(shí)被管理層共享并作用于企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理，有利于企業(yè)提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效、促進(jìn)可持續(xù)增長(zhǎng)。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

H1：限定其他條件，技術(shù)董事促進(jìn)了企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)。

通過(guò)參與企業(yè)的戰(zhàn)略決策，技術(shù)董事可以直接影響企業(yè)的研發(fā)投入。首先，技術(shù)董事深諳研發(fā)投入之于技術(shù)創(chuàng)新的重要性，可以增強(qiáng)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入的動(dòng)力。技術(shù)董事掌握專(zhuān)業(yè)技術(shù)知識(shí)，具有與技術(shù)相關(guān)的從業(yè)經(jīng)驗(yàn)，時(shí)刻關(guān)注技術(shù)創(chuàng)新，得以及時(shí)地把握市場(chǎng)的新動(dòng)向。在董事會(huì)議中，技術(shù)董事可以及時(shí)將企業(yè)戰(zhàn)略與市場(chǎng)新需求相結(jié)合，規(guī)劃研發(fā)戰(zhàn)略并科學(xué)地評(píng)估其可行性。同時(shí)，技術(shù)董事對(duì)于企業(yè)技術(shù)發(fā)展方向和規(guī)劃有明確的認(rèn)識(shí)，能夠降低研發(fā)項(xiàng)目的不確定性，降低研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)。因此，技術(shù)董事通過(guò)提高董事會(huì)的創(chuàng)新偏好，增強(qiáng)了企業(yè)研發(fā)投入的動(dòng)力(何強(qiáng)和陳松，2013)[24]。其次，技術(shù)董事的專(zhuān)業(yè)知識(shí)、技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，形成了企業(yè)重要的無(wú)形資源，提高了企業(yè)研發(fā)能力。技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)等隱性知識(shí)，是技術(shù)董事個(gè)人的專(zhuān)有資源，提升了企業(yè)人力資本的價(jià)值。而人力資本是創(chuàng)新的決定因素(De Winne和Sels，2010)[25]，高管專(zhuān)業(yè)技術(shù)正式教育或工作經(jīng)驗(yàn)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)(Marvel和Lumpkin，2007)[26]。研發(fā)活動(dòng)具有風(fēng)險(xiǎn)性高、專(zhuān)業(yè)性強(qiáng)的特點(diǎn)，因而對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新能力具有較高的要求。技術(shù)董事熟知企業(yè)所屬技術(shù)領(lǐng)域的發(fā)展趨勢(shì)，能夠及時(shí)發(fā)現(xiàn)前景良好的創(chuàng)新機(jī)會(huì)。而且，通過(guò)提供專(zhuān)業(yè)的指導(dǎo)，技術(shù)董事能夠幫助企業(yè)充分發(fā)揮研發(fā)資金的使用效率，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。同時(shí)，技術(shù)董事的專(zhuān)業(yè)技術(shù)知識(shí)在企業(yè)高層之間共享，促進(jìn)知識(shí)的積累和應(yīng)用，可以進(jìn)一步提升企業(yè)的技術(shù)水平和創(chuàng)新能力(魏江和劉錦，2005；謝洪明等，2007)[27][28]。依據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)2：

H2：限定其他條件，技術(shù)董事提高了企業(yè)研發(fā)投入。

依據(jù)高階理論的內(nèi)在邏輯，技術(shù)董事通過(guò)影響企業(yè)的戰(zhàn)略選擇進(jìn)而影響企業(yè)的可持續(xù)增長(zhǎng)。Inkinen(2015)的研究也顯示，企業(yè)的人力資本主要是通過(guò)與其他資本的交互或中介作用來(lái)影響企業(yè)績(jī)效的[29]。本文認(rèn)為，研發(fā)投入是技術(shù)董事促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的一個(gè)重要中間機(jī)制。Higgins(1977)從財(cái)務(wù)管理的角度將可持續(xù)增長(zhǎng)率定義為銷(xiāo)售凈利率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、收益留存率和權(quán)益乘數(shù)的乘積[30]。其中，銷(xiāo)售凈利率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率概括了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，收益留存率和權(quán)益乘數(shù)反映了企業(yè)的主要財(cái)務(wù)政策(陳險(xiǎn)峰等，2017)[6]。研發(fā)投入是企業(yè)的一項(xiàng)重要投資，具有資產(chǎn)專(zhuān)用性，不可避免地會(huì)對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和財(cái)務(wù)政策產(chǎn)生影響。首先，研發(fā)具有創(chuàng)新和學(xué)習(xí)兩大功能(Cohen和Levinthal，1989)[31]，有助于提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效。一方面，研發(fā)投入能夠促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品、技術(shù)乃至組織管理形式的創(chuàng)新，有助于企業(yè)降低產(chǎn)品成本、提高產(chǎn)品質(zhì)量，提高了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效率(朱焱和張孟昌，2013)[32]；另一方面，研發(fā)投入還會(huì)形成企業(yè)的知識(shí)儲(chǔ)備(Gustavsson等，1999)[33]，通過(guò)知識(shí)的積累和使用，管理團(tuán)隊(duì)對(duì)本領(lǐng)域或相關(guān)領(lǐng)域先進(jìn)技術(shù)成果的學(xué)習(xí)能力將會(huì)不斷增強(qiáng)，而學(xué)習(xí)能力是企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展所要具備的首要能力(Geus，1997)[34]。其次，研發(fā)投入需要占用大量的資金，會(huì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)政策產(chǎn)生影響。面對(duì)更好的投資機(jī)會(huì)時(shí)，企業(yè)通常選擇減少股利支付來(lái)保留較高的留存收益，為投資項(xiàng)目?jī)?chǔ)備資金(Zhang和Kanazaki，2007)[35]。因此，企業(yè)增加研發(fā)投入時(shí)，其收益留存率相應(yīng)地也會(huì)提高(Benavides等，2016)[36]，有利于企業(yè)的可持續(xù)增長(zhǎng)?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O(shè)3：

H3：研發(fā)投入是技術(shù)董事與企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)之間的中介變量，即技術(shù)董事通過(guò)提高研發(fā)投入，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)。

四、 研究設(shè)計(jì)

(一) 模型設(shè)計(jì)與變量定義

為檢驗(yàn)假設(shè)1，參考蔣堯明和章麗萍(2012)[7]、曾亞敏和張俊生(2009)[37]的研究，構(gòu)建模型(1)：

DSGR=α0+α1TECH+α2POL+α3FEMALE+α4AGE+α5BOARD+α6DUAL+α7SOE+α8FIRST+

α9SIZE+α10LNCI+α11WAGE+α12ROA+α13ESTBY+λYEAR+γINDUS+ε

(1)

其中，DSGR代表企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)程度，以實(shí)際增長(zhǎng)率與可持續(xù)增長(zhǎng)率之差表示。TECH代表技術(shù)董事，參考何強(qiáng)和陳松(2011)[24]和羅正英等(2013)[38]，我們將高管的生產(chǎn)、研發(fā)和設(shè)計(jì)背景定義為技術(shù)背景，本文采用三種方式度量：①技術(shù)董事數(shù)量TECH_N；②技術(shù)董事比例TECH_R；③技術(shù)董事虛擬變量TECH_D。此外，本文還控制了董事特征變量(包括政治關(guān)聯(lián)POL、性別FEMALE和年齡AGE)，公司治理變量(包括董事會(huì)規(guī)模BOARD、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職合一DUAL、最終控制人的性質(zhì)SOE、股權(quán)集中度FIRST)，公司特征變量(包括公司規(guī)模SIZE、資本密集度LNCI、人均工資WAGE、盈利能力ROA、企業(yè)年齡ESTBY)，以及年度虛擬變量YEAR和行業(yè)虛擬變量INDUS。具體變量定義見(jiàn)表1。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，構(gòu)建模型(2)：

RD=α0+α1TECH+α2POL+α3FEMALE+α4AGE+α5BOARD+α6DUAL+α7SOE+α8FIRST+

α9SIZE+α10LNCI+α11WAGE+α12ROA+α13ESTBY+λYEAR+γINDUS+ε

(2)

其中，RD代表研發(fā)投入，以研發(fā)費(fèi)用占企業(yè)總資產(chǎn)的比例表示。其余變量定義與模型(1)相同。

為檢驗(yàn)假設(shè)3，在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型(3)：

DSGR=α0+α1TECH+β1RD+α2POL+α3FEMALE+α4AGE+α5BOARD+α6DUAL+α7SOE+

α8FIRST+α9SIZE+α10LNCI+α11WAGE+α12ROA+α13ESTBY+λYEAR+γINDUS+ε

(3)

(二) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2008-2015年中國(guó)披露了研發(fā)費(fèi)用的上市公司為初始樣本，并參照研究慣例進(jìn)行了如下篩選：首先，剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)的觀(guān)測(cè)值；其次，剔除處于ST、PT等非正常交易狀態(tài)的觀(guān)測(cè)值；然后，剔除在B股或H股交叉上市的觀(guān)測(cè)值；最后，剔除數(shù)據(jù)缺失的觀(guān)測(cè)值。經(jīng)過(guò)篩選，最終剩余10718個(gè)觀(guān)測(cè)值。另外，為了降低極端值可能帶來(lái)的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位進(jìn)行了winsorize處理。本文的研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，高管特征和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中的人物特征數(shù)據(jù)庫(kù)和財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫(kù)。

五、 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。DSGR的均值為0.0928、中位數(shù)為0.0565，表明有50%以上的上市公司實(shí)現(xiàn)了可持續(xù)增長(zhǎng)，實(shí)際增長(zhǎng)率比可持續(xù)增長(zhǎng)率平均高出9.28%，這是改革開(kāi)放后我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)在微觀(guān)企業(yè)層面的直觀(guān)體現(xiàn)。RD的均值為0.0189，說(shuō)明我國(guó)企業(yè)研發(fā)投入水平偏低，平均只占總資產(chǎn)的1.89%。TECH_N的均值為1.0673，最大值為2.6391，說(shuō)明平均每家公司有1.9075(e1.0673-1)個(gè)技術(shù)董事，樣本期間最多有13.0006(e2.6391-1)個(gè)技術(shù)董事任職于同一家公司；TECH_R的均值為0.2472，說(shuō)明董事會(huì)成員中大約有24.72%具有技術(shù)背景；TECH_D的均值為0.8430，說(shuō)明樣本期間有84.30%的公司擁有技術(shù)董事，反映了上市公司董事會(huì)中技術(shù)專(zhuān)家的普遍性。在董事會(huì)特征方面，POL的均值為0.8875，表明88.75%的董事具有政府背景，反映了我國(guó)轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)時(shí)期政企關(guān)聯(lián)的普遍性，也表明董事會(huì)成員具有較豐富的社會(huì)資本；FEMALE的均值為0.1291，說(shuō)明女性在董事會(huì)中平均只占到12.91%的比重，總體上女性董事較少；AGE的均值為50.5081，最小值為42.4286，表明董事會(huì)成員多為經(jīng)驗(yàn)豐富的年長(zhǎng)人士。在公司治理方面，BOARD的均值為2.1490，說(shuō)明董事會(huì)的平均規(guī)模為8.5763(e2.1490)人；DUAL的均值為0.2848，表明有28.48%的公司的董事長(zhǎng)和CEO由同一人擔(dān)任；SOE的均值為0.3371，說(shuō)明樣本企業(yè)有33.71%為國(guó)有控股企業(yè)；FIRST的均值為0.3564，說(shuō)明樣本公司第一大股東平均持股比例為35.64%，我國(guó)上市公司依然普遍存在“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象。在公司特征方面，樣本期間，我國(guó)上市公司平均擁有總資產(chǎn)2718646545.9149(e21.7234)元，平均資本密集度為12.3471，人均工資為74451.2628(e11.2179)元，平均資產(chǎn)凈利率為4.97%，平均成立時(shí)間為11.8853(e2.4753)年。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二) 相關(guān)性分析

表3報(bào)告了主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果。分析顯示，可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度DSGR與技術(shù)董事數(shù)量TECH_N、技術(shù)董事比例TECH_R和技術(shù)董事虛擬變量TECH_D的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度DSGR與研發(fā)投入RD的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平顯著為正；研發(fā)投入RD與技術(shù)董事數(shù)量TECH_N、技術(shù)董事比例TECH_R和技術(shù)董事虛擬變量TECH_D的相關(guān)系數(shù)在1%的水平上顯著為正。相關(guān)性分析結(jié)果初步支持了本文的假設(shè)1和假設(shè)2。對(duì)于研發(fā)投入在技術(shù)董事與企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)之間的作用機(jī)制，本文將在下面的多元回歸分析中進(jìn)行檢驗(yàn)。

表3 主要研究變量的相關(guān)性分析

注：左(下)三角報(bào)告的是Pearson相關(guān)系數(shù)，右(上)三角報(bào)告的是Spearman相關(guān)系數(shù)，***、**和*表示在1%、5%和10%水平上顯著(雙尾)

(三) 回歸分析

表4報(bào)告了技術(shù)董事TECH對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度DSGR影響的OLS回歸分析結(jié)果，括號(hào)中所報(bào)告的T值已經(jīng)過(guò)Cluster調(diào)整(下同)?？梢钥闯?，在表4的(1)至(3)列中，分別以技術(shù)董事人數(shù)TECH_N、技術(shù)董事比例TECH_R和技術(shù)董事虛擬變量TECH_D度量技術(shù)董事時(shí)，TECH的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正(系數(shù)=0.0228，T值=5.0921；系數(shù)=0.0720，T值=5.0349；系數(shù)=0.0199，T值=2.7411)。說(shuō)明技術(shù)董事顯著地促進(jìn)了企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)程度，假設(shè)1得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

控制變量中，AGE的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明董事年齡越大，越不利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)。BOARD的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明董事會(huì)規(guī)模越大，越不利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)。DUAL的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職合一有助于企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)。SOE的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明國(guó)有控股企業(yè)更難實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)。FIRST的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明股權(quán)集中度越高，企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)程度越低。SIZE和ROA的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明規(guī)模越大、業(yè)績(jī)?cè)胶玫墓驹饺菀讓?shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)。WAGE和ESTBY的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明人均工資高、成立時(shí)間長(zhǎng)的企業(yè)較難實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)。

表5報(bào)告了技術(shù)董事TECH對(duì)企業(yè)研發(fā)投入RD影響的OLS回歸分析結(jié)果?？梢钥闯?，在表5的(1)至(3)列中，分別以技術(shù)董事人數(shù)TECH_N、技術(shù)董事比例TECH_R和技術(shù)董事虛擬變量TECH_D度量技術(shù)董事時(shí)，TECH的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正(系數(shù)=0.0029，T值=12.2002；系數(shù)=0.0089，T值=10.9710；系數(shù)=0.0029，T值=8.0325)。說(shuō)明技術(shù)董事顯著地促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入，假設(shè)2得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。技術(shù)董事的專(zhuān)業(yè)技術(shù)工作經(jīng)歷使其更希望通過(guò)研發(fā)創(chuàng)新來(lái)促進(jìn)企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，并且能夠利用其專(zhuān)業(yè)技術(shù)知識(shí)在企業(yè)的研發(fā)決策及研發(fā)過(guò)程中提供咨詢(xún)服務(wù)、促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入。

表4 技術(shù)董事與可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整

表5技術(shù)董事與研發(fā)投入

變量因變量:RD(1)TECH_N(2)TECH_R(3)TECH_DC0.0071(1.4605)0.0041(0.8344)0.0056(1.1388)TECH0.0029???(12.2002)0.0089???(10.9710)0.0029???(8.0325)POL0.0005(1.0711)0.0006(1.2633)0.0006(1.2674)FEMALE-0.0065???(-5.5113)-0.0066???(-5.5792)-0.0072???(-6.1041)AGE0.0000(0.2401)0.0000(0.0928)0.0000(0.8885)BOARD-0.0016??(-1.9682)0.0001(0.1788)-0.0004(-0.5267)DUAL0.0011???(3.3303)0.0010???(3.2752)0.0011???(3.3853)SOE-0.0011???(-2.9362)-0.0011???(-2.9869)-0.0011???(-2.8973)FIRST-0.0049???(-5.0739)-0.0048???(-5.0009)-0.0051???(-5.3114)SIZE-0.0015???(-9.7924)-0.0015???(-9.6727)-0.0016???(-10.4817)LNCI-0.0040???(-21.7188)-0.0039???(-21.6416)-0.0040???(-21.6690)WAGE0.0083???(22.8445)0.0083???(22.8400)0.0085???(23.2397)ROA0.0331???(10.9710)0.0327???(10.8366)0.0334???(10.9915)ESTBY-0.0028???(-8.8761)-0.0029???(-8.9221)-0.0033???(-10.3779)YEAR/INDUScontrolcontrolcontrolNo.107181071810718Adj.R20.33060.32950.3248F158.7700???158.0334???154.8356???

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整

表6 技術(shù)董事與可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度：研發(fā)投入的中介作用

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整

表6報(bào)告了研發(fā)投入中介作用的檢驗(yàn)結(jié)果。分析發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入RD的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明研發(fā)投入顯著地促進(jìn)了企業(yè)的可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度。并且，加入研發(fā)投入RD后，模型(3)中技術(shù)董事TECH的回歸系數(shù)小于模型(1)中相應(yīng)的回歸系數(shù)，但仍然顯著，說(shuō)明研發(fā)投入對(duì)于技術(shù)董事和企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度起到部分中介作用，假設(shè)3得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

進(jìn)一步地，參考孫健等(2016)[39]的研究，本文采用Sobel(1982)[40]的方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?2)中回歸系數(shù)α1和模型(3)中回歸系數(shù)β1的乘積α1*β1是否顯著異于0，若α1*β1顯著異于0，則說(shuō)明中介效應(yīng)成立，否則不存在中介效應(yīng)。Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)表7，α1*β1均在5%的水平上顯著大于0(α1*β1=0.0012，Z值=2.294；α1*β1=0.0038，Z值=2.335；α1*β1=0.0014，Z值=2.565)，說(shuō)明研發(fā)投入在技術(shù)董事與可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度之間發(fā)揮著中介效應(yīng)，中介效應(yīng)比例分別為5.29%、5.24%和7.05%。

(四) 穩(wěn)健性測(cè)試

1.可持續(xù)增長(zhǎng)率的其他度量方法。正文中使用的可持續(xù)增長(zhǎng)率是參考Van Horne(1988)[41]的定義計(jì)算而得，為了增強(qiáng)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別再依據(jù)Higgins(1977)[30]、Demirgüc-Kunt和Marksimovic(1998)[42]定義的可持續(xù)增長(zhǎng)率(可持續(xù)增長(zhǎng)率=收益留存率* 凈資產(chǎn)收益率；可持續(xù)增長(zhǎng)率=凈資產(chǎn)收益率/(1-凈資產(chǎn)收益率))計(jì)算可持續(xù)增長(zhǎng)率的實(shí)現(xiàn)程度，并分別定義為DSGR1和DSGR2，重復(fù)模型(1)的回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表8?？梢钥闯觯诒?的(1)至(6)列中，技術(shù)董事TECH的回歸系數(shù)均在1%或5%的水平上顯著為正，說(shuō)明在改變了可持續(xù)增長(zhǎng)率的度量方法以后，假設(shè)1仍然得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

表7 研發(fā)投入中介效應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)

續(xù)表7

表8 技術(shù)董事與可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度：改變可持續(xù)增長(zhǎng)率的度量方法

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整

表9 技術(shù)董事與可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度：控制非董事技術(shù)高管的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整

2.控制非董事技術(shù)高管的影響?？紤]到企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)可能會(huì)受到技術(shù)董事以外的其他技術(shù)高管的影響，我們?cè)谀Ｐ?1)中引入其他技術(shù)高管TECH_ND作為控制變量，再次對(duì)本文的假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表9。如表9所示，第(1)至(3)列中，在控制了非董事技術(shù)高管的影響以后，技術(shù)董事TECH的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正。研究結(jié)果表明，在考慮了其他技術(shù)高管的影響以后，假設(shè)1仍然得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

六、 進(jìn)一步的討論

(一) 非董事技術(shù)高管的調(diào)節(jié)作用

上述穩(wěn)健性測(cè)試中控制了非董事技術(shù)高管以后，技術(shù)董事的回歸系數(shù)仍顯著為正，但回歸系數(shù)略有降低，說(shuō)明非董事技術(shù)高管對(duì)技術(shù)董事之于企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)的作用具有一定的影響。因此，本文在模型(1)引入非董事技術(shù)高管TECH_ND及其與技術(shù)董事TECH的交乘項(xiàng)TECH*TECH_ND，進(jìn)一步探討非董事技術(shù)高管在技術(shù)董事與企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)率實(shí)現(xiàn)程度關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，分析結(jié)果見(jiàn)表10。如表10所示，第(1)和(2)列中，交乘項(xiàng)TECH*TECH_ND的回歸系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為負(fù)，第(3)列中，交乘項(xiàng)TECH*TECH_ND的回歸系數(shù)為負(fù)，在統(tǒng)計(jì)上不顯著。研究結(jié)果表明，非董事技術(shù)高管抑制了技術(shù)董事對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度的促進(jìn)作用，二者對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)率實(shí)現(xiàn)程度的影響存在替代效應(yīng)。

(二) 技術(shù)獨(dú)立董事與技術(shù)非獨(dú)立董事的比較

在董事會(huì)中，獨(dú)立董事是從企業(yè)外部聘任的技術(shù)、法律、財(cái)務(wù)等方面的專(zhuān)家，獨(dú)立于股東和管理層，被寄厚望于通過(guò)獨(dú)立監(jiān)督和專(zhuān)業(yè)咨詢(xún)來(lái)提升公司治理水平。獨(dú)立董事制度的有效性問(wèn)題一直是學(xué)術(shù)研究的重點(diǎn)領(lǐng)域。因此，本文將研究對(duì)象進(jìn)行細(xì)分，分別研究技術(shù)獨(dú)立董事TECH_ID和技術(shù)非獨(dú)立董事TECH_ED對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)有何影響，分析結(jié)果見(jiàn)表11。研究顯示，在表11的第(1)至(3)列中，技術(shù)非獨(dú)立董事TECH_ED的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，而技術(shù)獨(dú)立董事TECH_ID的回歸系數(shù)雖為正，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。通過(guò)比較發(fā)現(xiàn)，主要是技術(shù)非獨(dú)立董事提高了可持續(xù)增長(zhǎng)率的實(shí)現(xiàn)程度，技術(shù)獨(dú)立董事對(duì)可持續(xù)增長(zhǎng)率實(shí)現(xiàn)程度的提高作用不顯著。

表10技術(shù)董事與可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度：非董事技術(shù)高管的調(diào)節(jié)作用

變量因變量:DSGR(1)TECH_N(2)TECH_R(3)TECH_DC0.3920???(3.7015)0.3661???(3.4453)0.3902???(3.6607)TECH0.0386???(4.4256)0.1517???(5.8297)0.0289?(1.9421)TECH_ND0.0174??(2.0738)0.0615???(2.8579)0.0148(1.0357)TECH?TECH_ND-0.0152??(-2.2574)-0.2326???(-3.8272)-0.0132(-0.7795)POL0.0116(1.4335)0.0123(1.5279)0.0122(1.5090)FEMALE0.0065(0.2850)0.0063(0.2736)0.0002(0.0078)AGE-0.0062???(-7.9136)-0.0061???(-7.8626)-0.0060???(-7.6675)BOARD-0.0303??(-2.0675)-0.0183(-1.2782)-0.0210(-1.4465)DUAL0.0165???(2.8099)0.0166???(2.8351)0.0170???(2.8979)SOE-0.0328???(-5.1742)-0.0324???(-5.1344)-0.0338???(-5.3505)FIRST-0.1011???(-5.7410)-0.1022???(-5.8018)-0.1018???(-5.7729)SIZE0.0222???(7.6227)0.0223???(7.5677)0.0213???(7.3657)LNCI-0.0020(-0.6402)-0.0021(-0.6594)-0.0020(-0.6159)WAGE-0.0291???(-4.2975)-0.0291???(-4.3059)-0.0282???(-4.1732)ROA0.2117???(4.0079)0.2134???(4.0376)0.2138???(4.0562)ESTBY-0.0487???(-7.9357)-0.0480???(-7.8072)-0.0523???(-8.5841)YEAR/INDUScontrolcontrolcontrolNo.107181071810718Adj.R20.09420.09480.0922F29.7125???29.9043???28.9537???

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整

表11技術(shù)董事與可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度：獨(dú)立董事與非獨(dú)立董事的比較

變量因變量:DSGR(1)TECH_N(2)TECH_R(3)TECH_DC0.4138???(3.9314)0.3901???(3.7021)0.4039???(3.8375)TECH_ID0.0074(1.3114)0.0131(1.0940)0.0057(1.1257)TECH_ED0.0235???(5.2476)0.0508???(4.8347)0.0244???(4.1865)POL0.0116(1.4372)0.0122(1.5087)0.0119(1.4743)FEMALE0.0070(0.3060)0.0064(0.2784)0.0023(0.0991)AGE-0.0061???(-7.8745)-0.0062???(-7.9934)-0.0061???(-7.7677)BOARD-0.0317??(-2.1676)-0.0155(-1.0837)-0.0245?(-1.6904)DUAL0.0168???(2.8605)0.0166???(2.8316)0.0168???(2.8548)SOE-0.0342???(-5.4224)-0.0343???(-5.4281)-0.0332???(-5.2620)FIRST-0.0991???(-5.6310)-0.0992???(-5.6345)-0.1005???(-5.7021)SIZE0.0224???(7.7092)0.0223???(7.6926)0.0218???(7.5237)LNCI-0.0017(-0.5287)-0.0016(-0.5021)-0.0018(-0.5673)WAGE-0.0307???(-4.5384)-0.0306???(-4.5343)-0.0294???(-4.3465)ROA0.2127???(4.0469)0.2093???(3.9803)0.2137???(4.0670)ESTBY-0.0483???(-7.8713)-0.0488???(-7.9268)-0.0508???(-8.3008)YEAR/INDUScontrolcontrolcontrolNo.107181071810718Adj.R20.09420.09370.0932F30.4454???30.2470???30.0316???

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著(雙尾)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t值已經(jīng)過(guò)個(gè)體和時(shí)間層面的cluster調(diào)整

七、 研究結(jié)論與啟示

董事會(huì)負(fù)責(zé)企業(yè)主要戰(zhàn)略的評(píng)估和批準(zhǔn)，董事會(huì)成員的個(gè)人特征在其中發(fā)揮著決定性作用。本文以2008-2015年我國(guó)披露了研發(fā)投入的上市公司為研究樣本，基于“特征——行為——經(jīng)濟(jì)后果”的研究范式，以企業(yè)研發(fā)投入為切入點(diǎn)，研究技術(shù)董事對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)影響的作用機(jī)理。得出了以下研究結(jié)論：首先，技術(shù)董事顯著地提高了企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)程度，且技術(shù)董事是通過(guò)提高企業(yè)研發(fā)投入來(lái)促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)的，研發(fā)投入在此過(guò)程中發(fā)揮了部分中介效用。其次，我們研究了非董事技術(shù)高管對(duì)技術(shù)董事與企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)之間關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)非董事技術(shù)高管抑制了技術(shù)董事對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)程度的促進(jìn)作用，二者對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)率實(shí)現(xiàn)程度的影響存在替代效應(yīng)。最后，我們將技術(shù)董事分為技術(shù)獨(dú)立董事和技術(shù)非獨(dú)立董事，發(fā)現(xiàn)主要是技術(shù)非獨(dú)立董事提高了可持續(xù)增長(zhǎng)率的實(shí)現(xiàn)程度，技術(shù)獨(dú)立董事對(duì)可持續(xù)增長(zhǎng)率實(shí)現(xiàn)程度的提高作用不顯著。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，可以得出以下政策啟示：

1.重視董事會(huì)中技術(shù)專(zhuān)家的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，加大對(duì)技術(shù)背景董事的引進(jìn)與培養(yǎng)。在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，創(chuàng)新在國(guó)家發(fā)展全局中具有核心地位，企業(yè)只有通過(guò)不斷的技術(shù)創(chuàng)新才能獲得并保持核心競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。本文的研究顯示，董事會(huì)中的技術(shù)創(chuàng)新人才是企業(yè)中的創(chuàng)新主體與核心力量，能夠提高企業(yè)的研發(fā)投入水平進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)的可持續(xù)增長(zhǎng)。因此，應(yīng)當(dāng)加大對(duì)技術(shù)專(zhuān)家型董事的引進(jìn)與培養(yǎng)，充分發(fā)揮技術(shù)專(zhuān)家型董事的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與研發(fā)決策提供可行性等技術(shù)指導(dǎo)，促進(jìn)企業(yè)在戰(zhàn)略管理中形成支持創(chuàng)新、關(guān)注可持續(xù)發(fā)展的良性循環(huán)。

2.明晰不同高管之間的職責(zé)劃分，充分利用企業(yè)的技術(shù)型人力資本。企業(yè)內(nèi)部資源和能力的協(xié)調(diào)發(fā)展體現(xiàn)為企業(yè)的增長(zhǎng)，企業(yè)高管所擁有的隱性知識(shí)對(duì)企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的形成尤為重要。本文的研究表明，非董事會(huì)中的技術(shù)專(zhuān)家抑制了董事會(huì)中技術(shù)專(zhuān)家對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，說(shuō)明不同高管對(duì)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)影響的作用路徑或許會(huì)相互重疊，使技術(shù)專(zhuān)家型董事的作用在一定程度上被遮掩。所以，在制定企業(yè)管理制度時(shí)，應(yīng)當(dāng)明晰不同高管之間的職責(zé)劃分，避免各高管之間因?yàn)槁氊?zé)重疊而相互掣肘，充分利用企業(yè)的技術(shù)型人力資本。

3.提高獨(dú)立董事的決策參與度，充分利用獨(dú)立董事的專(zhuān)業(yè)技術(shù)資源。理論上，技術(shù)專(zhuān)家型獨(dú)立董事不僅能夠從外部為創(chuàng)新活動(dòng)提供更多的專(zhuān)家信息與監(jiān)督力量，形成新的公司治理力量；而且還能通過(guò)與內(nèi)部技術(shù)董事進(jìn)行知識(shí)互動(dòng)與溝通，形成協(xié)同效應(yīng)與整合優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。而本文的研究顯示，與非獨(dú)立董事相比，獨(dú)立董事的專(zhuān)業(yè)技術(shù)知識(shí)在促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)方面并未發(fā)揮實(shí)質(zhì)性的作用。這可能是因?yàn)?，?dú)立董事由管理層聘任，很難做到真正獨(dú)立的發(fā)表意見(jiàn)，其專(zhuān)家角色并不能得到充分的發(fā)揮。因此，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善獨(dú)立董事制度，提高獨(dú)立董事在企業(yè)戰(zhàn)略管理中的參與度，以充分發(fā)揮獨(dú)立董事所掌握的專(zhuān)業(yè)技術(shù)知識(shí)和資源，更好地服務(wù)于企業(yè)的經(jīng)營(yíng)發(fā)展。