技術獨董、經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

劉中燕

(安徽建筑大學 經(jīng)濟與管理學院，安徽 合肥 230601)

一、引言

自2008年國際金融危機以來，中國經(jīng)濟發(fā)展逐漸從高速增長階段進入中高速增長階段。同時，由于土地和勞動力等成本的上升，那些曾經(jīng)為中國經(jīng)濟高速增長做出重要貢獻的制造型企業(yè)逐漸失去了其傳統(tǒng)的競爭優(yōu)勢，中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的壓力逐漸顯現(xiàn)。在市場競爭日趨激烈、營商環(huán)境瞬息萬變的時代背景下，創(chuàng)新是決定企業(yè)生存能力和競爭優(yōu)勢的關鍵因素[1]，也是國家競爭力的重要基石。在此背景下，黨的十九大明確了創(chuàng)新在發(fā)展中的戰(zhàn)略地位，著力建設以企業(yè)為主體的創(chuàng)新體系，把提高國家自主創(chuàng)新能力、實現(xiàn)由中國制造向中國創(chuàng)造的轉變作為新常態(tài)下中國經(jīng)濟工作的重要內容。因此，探討企業(yè)技術創(chuàng)新的影響因素，提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力，是企業(yè)管理者、政策制定者和學術界共同關注的重要話題。

作為重要的外部治理機制，獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新的影響深受學術研究青睞。研究顯示，獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和商業(yè)模式創(chuàng)新均具有顯著的正向影響[2-4]。這說明在企業(yè)技術創(chuàng)新上，獨立董事發(fā)揮了實質性的治理功能。但是，隨著監(jiān)管制度的完善，各企業(yè)獨立董事的比例逐漸趨同，將獨立董事整體作為研究對象已經(jīng)不能夠很好地解釋公司治理行為的差異。學術研究開始探討獨立董事個體的人口統(tǒng)計特征、人力資本和社會資本等異質性特征對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響[5-10]。由于技術創(chuàng)新具有專業(yè)性和復雜性的特征，獨立董事的職業(yè)背景會對其產(chǎn)生重要影響。已經(jīng)逐漸有研究關注到獨立董事的技術背景對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，但現(xiàn)有文獻多集中于研究技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新投入[5-8]和創(chuàng)新效率[9-10]的影響，鮮有研究直接考察技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。創(chuàng)新產(chǎn)出作為企業(yè)技術創(chuàng)新活動的成果，是企業(yè)創(chuàng)新能力最直觀的體現(xiàn)，而有關技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出關系的經(jīng)驗證據(jù)仍然相對匱乏。基于此，本文擬研究技術獨立董事對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響及其作用機理。

為了應對經(jīng)濟增速放緩的局面、配合經(jīng)濟結構調整的需要，國家出臺了一系列宏觀經(jīng)濟政策，在提高企業(yè)創(chuàng)新積極性的同時，也提高了經(jīng)濟政策的不確定性。研究顯示，經(jīng)濟政策的變化會改變企業(yè)面臨的宏觀環(huán)境，最終也會影響企業(yè)的創(chuàng)新行為[11-12]。那么，技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響會不會因經(jīng)濟政策不確定性的高低而異？為解答這一問題，本文將進一步研究經(jīng)濟政策不確定性對技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間關系的調節(jié)作用。

本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在：(1)已有研究多集中于探討技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的影響，鮮有研究直接探討技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系。本文擬研究技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，將豐富技術獨立董事經(jīng)濟后果的研究。(2)現(xiàn)有研究多傾向于討論獨立董事比例與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系，甚少涉及獨立董事的個人特征的差別。本文擬研究獨立董事技術專長對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響及其作用機制，將為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素的研究提供增量的經(jīng)驗證據(jù)。(3)已有少量研究關注了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，但相關理論機制研究和經(jīng)驗證據(jù)仍舊匱乏。本文將探討經(jīng)濟政策不確定性和技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的交互影響，不僅可以為經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)技術創(chuàng)新之間關系的研究提供增量的經(jīng)驗證據(jù)，對于政府宏觀經(jīng)濟政策和企業(yè)微觀治理機制的調整也會具有一定的啟示意義。

二、理論分析與研究假設

(一)技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

在公司治理結構中，董事會是連接股東和管理層的重要紐帶。其中，代表董事會獨立性和專業(yè)性的獨立董事是上市公司完善治理結構、維護公司整體利益的重要機制安排。由于獨立董事具有廣泛的視野、深刻的洞察力和獨立的判斷力，他們能夠糾正管理層的錯漏或幫助其捕捉商機。一言以蔽之，獨立董事主要通過監(jiān)督和咨詢來實現(xiàn)其改善公司治理的職能。本文認為，通過將監(jiān)督和咨詢職能與其專家角色相結合，技術獨立董事能夠在企業(yè)技術創(chuàng)新中發(fā)揮積極作用，提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

基于委托代理理論，技術獨立董事能夠有效監(jiān)督并糾正管理層在企業(yè)技術創(chuàng)新中的機會主義行為。在兩權分離的現(xiàn)代企業(yè)治理機制下，管理者與股東利益的不一致導致了委托代理問題，而技術創(chuàng)新活動的特性又加劇了這一問題。一方面，技術創(chuàng)新具有長期性和外部性等風險特征[13]，導致企業(yè)管理層在短期內無法享受到技術創(chuàng)新成果帶來的業(yè)績獎勵，而且可能還要承擔創(chuàng)新失敗的責任。因此，在有限的任期內，管理者可能會有意規(guī)避周期較長、風險較高的創(chuàng)新項目，從而缺乏進行技術創(chuàng)新的動機，不利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。另一方面，我國技術創(chuàng)新活動的信息披露并非強制性的，一定程度上增加了信息不對稱程度，為管理層操控研發(fā)費用等技術創(chuàng)新支出提供了空間，降低了企業(yè)創(chuàng)新投入的產(chǎn)出效率。如馮曉晴等的研究顯示，管理層為避免因終止研發(fā)項目時將已資本化的研發(fā)投入金額轉為費用對當期盈余造成的負面沖擊，會進行過度的研發(fā)投資，從而降低企業(yè)創(chuàng)新投入的產(chǎn)出效率[14]。然而，技術獨立董事的專業(yè)化背景、技術才能、信息優(yōu)勢能夠幫助其提高監(jiān)督效率。研究顯示，技術獨立董事不僅能夠顯著地抑制管理層基于研發(fā)費用操控的真實盈余管理行為[15]，還能夠抑制大股東對中小股東的利益侵占[16]、降低企業(yè)的產(chǎn)能過剩[17]。因此，本文認為，技術獨立董事將其監(jiān)督職能與專家角色相結合，能夠有效地抑制管理層機會主義行為對技術創(chuàng)新的負面影響，提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

基于資源基礎理論，技術獨立董事咨詢職能的發(fā)揮可以為企業(yè)提供技術創(chuàng)新所需的稀缺資源。一方面，技術獨立董事是企業(yè)獲取外界專業(yè)技術知識的橋梁。技術創(chuàng)新活動本身具有專業(yè)性和高度復雜性的特點，需要專業(yè)技術人才的支持。引進技術專家作為獨立董事，可以使企業(yè)內部有限的專業(yè)技術知識得到補充。技術獨立董事?lián)碛袑I(yè)技術知識和從業(yè)經(jīng)驗并且熟知相關領域的前沿科技，使其既能夠在董事會有關技術創(chuàng)新的決策中發(fā)表專家意見，幫助企業(yè)抓住創(chuàng)新機會、提高研發(fā)決策的質量，又可以在技術創(chuàng)新活動中提供技術指導，從而提高企業(yè)創(chuàng)新投入的產(chǎn)出效率[9-10]。另一方面，在與管理層進行溝通、研討的過程中，技術獨立董事的技術經(jīng)驗和價值理念等隱性知識得以在企業(yè)內部共享和傳播。知識的共享有利于企業(yè)創(chuàng)新氛圍的形成、增加企業(yè)的創(chuàng)新活動[18]，并進一步提高企業(yè)的技術水平[19]。而且，知識的共享還會促進企業(yè)內部知識的積累和應用，在某一個領域擁有更多專業(yè)知識的企業(yè)，對本領域或其他相關領域的先進技術成果的吸收能力也會更強[20]，因而可以通過技術追趕來提高自身的創(chuàng)新能力。因此，本文認為，技術獨立董事將其咨詢職能與專家角色相結合，能夠為企業(yè)提供技術創(chuàng)新所需的稀缺資源，提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

基于上述分析，本文提出假設1：

H1：限定其他條件，技術獨立董事提高了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

(二)經(jīng)濟政策不確定性的調節(jié)作用

已有研究顯示，政治穩(wěn)定性和政府效率均可以作為衡量企業(yè)技術創(chuàng)新水平的重要指標[21]。因此，宏觀經(jīng)濟政策的變化對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響，同時也可能影響技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系。與對其他投資活動的負面影響不同，經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響可能是正面的。一方面，不確定性會加劇行業(yè)洗牌，淘汰生產(chǎn)率和創(chuàng)新能力較低的企業(yè)，因而只有具有核心競爭力的企業(yè)才能獲得更多的市場資源。由于技術創(chuàng)新是企業(yè)持久競爭優(yōu)勢的核心來源[22]，企業(yè)可能會通過技術創(chuàng)新來增強核心競爭力，以應對市場風險和競爭[23]。而企業(yè)面臨的市場風險會因經(jīng)濟政策不確定性的上升而加劇，有可能促使企業(yè)更加深入地推進技術創(chuàng)新以保持或重拾市場競爭優(yōu)勢[12]。另一方面，不確定性在某種程度上也代表著在未來有機會增加收益，是企業(yè)利潤的核心來源[24]。為獲得未來的增量收益，企業(yè)會通過加強技術創(chuàng)新來提升其長期獲利能力，因而不確定性的存在會促使企業(yè)加強技術創(chuàng)新[12]。實證研究也顯示，經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出均具有顯著的正向影響[12,25-27]。因此，在經(jīng)濟政策不確定性上升的時候，創(chuàng)新投資為企業(yè)帶來的先發(fā)優(yōu)勢更大，企業(yè)管理層會更加重視創(chuàng)新投資的戰(zhàn)略意義，在管理決策中會為企業(yè)的技術創(chuàng)新活動爭取和分配更多的資源，對于技術獨立董事的咨詢功能會起到一定的替代作用。而且，經(jīng)濟政策不確定性的上升會增加企業(yè)的經(jīng)營風險和代理成本，企業(yè)傾向于支付更高的審計費用以換取更優(yōu)質的審計服務[28]，對于技術獨立董事的監(jiān)督功能也會起到一定的替代作用。根據(jù)上述分析，我們可以合理預期，在企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面，經(jīng)濟政策不確定性在一定程度上替代了技術獨立董事的促進作用。據(jù)此，本文提出假設2：

H2：限定其他條件，經(jīng)濟政策不確定性削弱了技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。

三、研究設計

(一)變量定義與度量

1.被解釋變量?，F(xiàn)有研究常用專利授權數(shù)量來測度微觀主體的創(chuàng)新產(chǎn)出[14]。因此，本文以企業(yè)當年獲得的專利授權數(shù)加1后再取自然對數(shù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

2.解釋變量。本文以技術獨立董事作為解釋變量。依據(jù)國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫對高管職業(yè)背景的分類，本文將具有生產(chǎn)、研發(fā)和設計背景的獨立董事定義為技術獨立董事，并從三個方面對技術獨立董事進行度量：①技術獨立董事數(shù)量，以技術獨立董事人數(shù)加1后再取自然對數(shù)來度量；②技術獨立董事比例，以技術獨立董事人數(shù)除以獨立董事總人數(shù)來度量；③技術獨立董事虛擬變量，若企業(yè)有技術獨立董事，取值為1，否則取值為0。

3.控制變量。顧夏銘等和趙萌等的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策的變化會改變企業(yè)面臨的宏觀環(huán)境并最終影響企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出[12,27]，本文將檢驗經(jīng)濟政策變化對技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間關系的影響。因此，本文選擇經(jīng)濟政策不確定性作為控制兼調節(jié)變量，并以Baker等構建的月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)[29]取均值后再除以100來衡量。同時，參考虞義華等和沈毅等的研究[30-31]，本文控制了董事會規(guī)模(董事會總人數(shù)的自然對數(shù))、董事長與總經(jīng)理兩職合一(若企業(yè)的董事長同時兼任總經(jīng)理，取值為1，否則取值為0)、獨立董事比例(獨立董事人數(shù)/董事會總人數(shù))、股權集中度(第一大股東持股數(shù)/總股數(shù))、管理層持股比例(管理層持股數(shù)量/總股數(shù))等公司治理變量，公司規(guī)模(總資產(chǎn)的自然對數(shù))、資本密集度(資產(chǎn)總計除以職工人數(shù)后再取自然對數(shù))、成長能力(總資產(chǎn)增長率)、盈利能力(凈利潤/總資產(chǎn)平均余額)、上市年齡(企業(yè)自上市至研究年度的年數(shù)取自然對數(shù))、資產(chǎn)負債率(負債總計/資產(chǎn)總計)等公司特征變量，以及年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量。

(二)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文選取了滬、深兩市2008—2017年披露了專利產(chǎn)出信息的非金融、非保險行業(yè)上市公司作為研究樣本，并剔除了處于非正常交易狀態(tài)、在B股或H股交叉上市、資不抵債以及存在數(shù)據(jù)缺失的觀測值，最終得到4876個觀測值。另外，考慮到數(shù)據(jù)統(tǒng)計偏差導致的異常值對實證研究結果的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%分位上進行雙邊縮尾處理。本文的專利產(chǎn)出數(shù)據(jù)取自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺(CNRDS)的企業(yè)社會責任數(shù)據(jù)庫，高管特征和財務數(shù)據(jù)分別取自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)中心的人物特征和公司研究系列數(shù)據(jù)庫。

從描述性統(tǒng)計結果看(見表1)，樣本企業(yè)平均每年獲得9.7575(e2.3756-1)個專利授權；每家企業(yè)平均擁有0.4040(e0.3393-1)個技術獨立董事；有17.32%的獨立董事具有技術背景；42.19%的樣本企業(yè)擁有技術獨立董事。變量名稱、變量符號及相關控制變量的描述性統(tǒng)計情況見表1。

表1 變量符號與描述性統(tǒng)計

(三)模型設計

為檢驗假設1，本文采用OLS回歸分析方法，構建模型(1)：

PATENT=α0+α1TECHIND+α2EPU+α3BOARD+α4DUAL+α5INDDIR+α6FIRST+α7MNGHOLD+α8SIZE+α9LNCI+α10GROWTH+α11ROA+α12LISTY+α13LEV+λYEAR+γINDUS+ε

(1)

若假設1成立，則模型(1)中回歸系數(shù)α1將顯著大于0。

為檢驗假設2，本文在模型(1)的基礎上以經(jīng)濟政策不確定性為調節(jié)變量構建模型(2)：

PATENT=α0+α1TECHIND+φ1TECHIND×EPU+α2EPU+α3BOARD+α4DUAL+α5INDDIR+α6FIRST+α7MNGHOLD+α8SIZE+α9LNCI+α10GROWTH+α11ROA+α12LISTY+α13LEV+λYEAR+γINDUS+ε

(2)

若假設2成立，則模型(2)中回歸系數(shù)φ1將顯著小于0。

四、實證結果分析

(一)相關性分析

表2報告了主要變量的相關性分析結果。結果顯示，創(chuàng)新產(chǎn)出PATENT與技術獨立董事數(shù)量TECHIND_N、技術獨立董事比例TECHIND_R和技術獨立董事虛擬變量TECHIND_D均在1%的水平上顯著正相關；創(chuàng)新產(chǎn)出與經(jīng)濟政策不確定性EPU也在1%的水平上顯著正相關。相關性分析結果初步支持了假設1。至于經(jīng)濟政策不確定性對技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間關系的調節(jié)作用，本文將在下面的多元回歸分析中進行檢驗。

表2 主要變量的相關性分析

(二)回歸分析

表3報告了技術獨立董事TECHIND對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出PATENT影響的OLS回歸分析結果。可以看出，在表3的第(1)列至第(3)列中，分別以技術獨立董事數(shù)量TECHIND_N、技術獨立董事比例TECHIND_R和技術獨立董事虛擬變量TECHIND_D作為技術獨立董事TECHIND的代理變量時，技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出均在5%或1%的水平上顯著正相關(系數(shù)=0.1290，T值=2.7150；系數(shù)=0.1849，T值=2.2735；系數(shù)=0.1077，T值=2.6836)。說明技術獨立董事顯著地提高了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，回歸分析結果支持了假設1。

表3 技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

控制變量中，EPU的回歸系數(shù)顯著為正，說明經(jīng)濟政策不確定性能夠刺激企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新。INDDIR、MNGHOLD、SIZE和ROA的回歸系數(shù)顯著為正，說明董事會獨立性越高、管理層持股越多、企業(yè)規(guī)模越大、盈利能力越強，越有利于提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。FISRT、LNCI和GROWTH的回歸系數(shù)顯著為負，說明股權集中度較高、資本密集度較大、處于快速成長階段的企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出較少。

表4報告了經(jīng)濟政策不確定性EPU對技術獨立董事TECHIND與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出PATENT之間關系調節(jié)作用的回歸分析結果。可以看出，在表4的第(1)列至第(3)列中，分別以技術獨立董事數(shù)量TECHIND_N、技術獨立董事比例TECHIND_R和技術獨立董事虛擬變量TECHIND_D度量技術獨立董事時，經(jīng)濟政策不確定性與技術獨立董事的交乘項TECHIND×EPU的回歸系數(shù)分別在5%、1%和10%的水平上顯著為負(系數(shù)=-0.0893，T值=-2.1319；系數(shù)=-0.2080，T值=-3.0795；系數(shù)=-0.0603，T值=-1.7110)。說明在企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面，經(jīng)濟政策不確定性對技術獨立董事具有一定的替代效應，削弱了技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用，分析結果支持了假設2。

表4 技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出：經(jīng)濟政策不確定性的調節(jié)作用

(三)穩(wěn)健性測試

首先，考慮到上述分析結果可能受到樣本選擇偏差問題的影響，本文采用Heckman兩階段回歸模型進行控制。在第一階段，以企業(yè)是否披露專利授權信息為因變量，以同年同行業(yè)其他企業(yè)披露專利授權信息概率的均值、企業(yè)是否屬于高技術行業(yè)、董事會規(guī)模、董事會獨立性、董事長是否兼任總經(jīng)理、管理層持股比例、企業(yè)產(chǎn)權性質、企業(yè)規(guī)模、固定資產(chǎn)投資、發(fā)展能力、盈利能力、資產(chǎn)負債率、企業(yè)成立年數(shù)、行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量為自變量構建Probit回歸模型，并計算出逆米爾斯比率IMR。在第二階段，將第一階段計算出的IMR作為新增控制變量加入模型(1)和模型(2)中重新進行回歸分析。分析結果顯示，在控制了IMR以后，技術獨立董事的回歸系數(shù)仍然顯著為正，技術獨立董事與經(jīng)濟政策不確定性的交乘項的回歸系數(shù)仍然顯著為負，假設1和假設2依然得到了經(jīng)驗證據(jù)的支持。

其次，考慮到技術獨立董事和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間可能存在反向的因果關系，本文分別采用兩階段最小二乘法和滯后變量法進行控制。一方面，本文選用同年同行業(yè)其他企業(yè)技術獨立董事的均值和滯后一期的技術獨立董事作為當期技術獨立董事的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行回歸分析；另一方面，本文以滯后一期的技術獨立董事代替當期技術獨立董事重新對模型(1)和模型(2)進行回歸分析。兩階段最小二乘法和滯后變量法的回歸分析結果仍然支持了假設1和假設2。說明在考慮了反向因果關系引起的內生性問題后，本文的研究結論依然成立。

最后，考慮到技術獨立董事的創(chuàng)新促進效應可能會受到其他非獨立技術董事的影響，本文在模型(1)和模型(2)中加入非獨立技術董事作為控制變量再次進行回歸分析，研究結論沒有發(fā)生實質性變化。囿于文章篇幅，上述穩(wěn)健性測試的數(shù)據(jù)結果未披露，備索。

五、進一步研究

(一)技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的機制分析

已有研究表明，技術獨立董事會影響企業(yè)的創(chuàng)新投入，而創(chuàng)新投入又是創(chuàng)新產(chǎn)出的基礎?；诖?，本文進一步研究技術獨立董事影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的內在機理，即技術獨立董事是否通過創(chuàng)新投入影響創(chuàng)新產(chǎn)出。本文設計了模型(3)和模型(4)來檢驗技術獨立董事、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系。

RD=α0+α1TECHIND+α2EPU+α3BOARD+α4DUAL+α5INDDIR+α6FIRST+α7MNGHOLD+α8SIZE+α9LNCI+α10GROWTH+α11ROA+α12LISTY+α13LEV+λYEAR+γINDUS+ε

(3)

PATENT=α0+α1TECHIND+φ1RD+α2EPU+α3BOARD+α4DUAL+α5INDDIR+α6FIRST+α7MNGHOLD+α8SIZE+α9LNCI+α10GROWTH+α11ROA+α12LISTY+α13LEV+λYEAR+γINDUS+ε

(4)

模型(3)驗證技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。其中，RD代表企業(yè)創(chuàng)新投入，以企業(yè)研發(fā)支出加1的自然對數(shù)衡量，其余變量的定義與模型(1)相同。模型(4)進一步驗證創(chuàng)新投入對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響及其在技術獨立董事和創(chuàng)新產(chǎn)出之間的中介作用，回歸結果見表5。表5的第(1)列至第(3)列中，技術獨立董事TECHIND的回歸系數(shù)均顯著為正，說明技術獨立董事顯著地促進了企業(yè)的創(chuàng)新投入。第(4)列至第(6)列中，創(chuàng)新投入RD的回歸系數(shù)顯著為正，說明創(chuàng)新投入顯著地促進了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出；并且，加入創(chuàng)新投入RD后，技術獨立董事TECHIND的回歸系數(shù)小于模型(1)中相應的回歸系數(shù)，且不再顯著，說明技術獨立董事、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在中介效應。

表5 技術獨立董事與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出：創(chuàng)新投入的中介作用

進一步地，參考孫健等的研究[32]，本文再次采用Sobel的方法對創(chuàng)新投入的中介效應進行檢驗[33]。如果模型(3)中回歸系數(shù)α1和模型(4)中回歸系數(shù)φ1的乘積α1×φ1顯著異于0，則說明中介效應成立，否則中介效應不成立。檢驗結果顯示，分別以技術獨立董事數(shù)量TECHIND_N、技術獨立董事比例TECHIND_R和技術獨立董事虛擬變量TECHIND_D度量技術獨立董事時，α1×φ1均在5%或10%的水平上顯著大于0(α1×φ1=0.0559，Z值=2.470；α1×φ1=0.0659，Z值=1.714；α1×φ1=0.0344，Z值=1.772)，說明創(chuàng)新投入是技術獨立董事提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的中介機制，中介效應比例分別為48.84%、45.35%和34.37%。受篇幅限制，完整的檢驗結果表格未披露，備索。

(二)技術獨立董事兼職對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響分析

近年來，獨立董事在多家上市公司兼職的現(xiàn)象普遍存在。一方面，獨立董事兼職席位越多，表明其能力越強，稱為“能力假說”；另一方面，獨立董事兼職席位越多，也表明其精力越分散，稱為“精力假說”。鄭志剛等的研究顯示，在企業(yè)管理效率和盈利能力方面，獨立董事兼職的影響既符合“能力假說”，又符合“精力假說”[34]。為驗證在企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面，技術獨立董事兼職的影響是符合“能力假說”還是“精力假說”，本文構建模型(5)，進一步探討技術獨立董事兼職對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

PATENT=α0+α1PARTN+β1PARTN×PARTN+α2EPU+α3BOARD+α4DUAL+α5INDDIR+α6FIRST+α7MNGHOLD+α8SIZE+α9LNCI+α10GROWTH+α11ROA+α12LISTY+α13LEV+λYEAR+γINDUS+ε

(5)

其中，PARTN代表技術獨立董事兼職席位，以技術獨立董事兼職為董事的上市公司數(shù)量加1后取自然對數(shù)來衡量，其他變量定義與模型(1)相同。

表6報告了技術獨立董事兼職對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的回歸分析結果。結果顯示，PARTN×PARTN的回歸系數(shù)顯著為負，說明技術獨立董事兼職席位與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出呈倒U型關系。具體地，技術獨立董事兼職席位對創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生負面影響的理論閾值約為1家(1)技術獨立董事兼職席位產(chǎn)生負面作用的閾值按照表6模型(5)的精確回歸系數(shù)計算，估算過程為0.448123/(2×0.3737871)=0.59943615，對應的技術獨立董事兼職席位數(shù)為e0.59943615-1≈1。。當企業(yè)技術獨立董事的平均兼職席位少于1家時，技術獨立董事兼職能夠有效地提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，而當技術獨立董事兼職席位多于1家時，反而會降低企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。研究結論顯示，在企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出方面，技術獨立董事兼職的影響同時符合“能力假說”和“精力假說”。

表6 技術獨立董事兼職與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

六、結論性評述

本文以滬、深兩市2008—2017年披露了專利產(chǎn)出信息的上市公司為研究樣本，研究了技術獨立董事對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響以及經(jīng)濟政策不確定性對二者關系的調節(jié)作用，并進一步探討了技術獨立董事影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用機制和技術獨立董事兼職對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。通過研究，本文得出了以下研究結論：(1)技術獨立董事顯著地促進了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，且這種促進作用受到經(jīng)濟政策不確定性的負向調節(jié)；(2)技術獨立董事是通過提高企業(yè)創(chuàng)新投入來促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的；(3)技術獨立董事兼職席位與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出呈倒U型關系。

根據(jù)本文的研究結論，可以得出以下啟示：

首先，應當增加技術專家型獨立董事的引入，發(fā)揮技術獨立董事對企業(yè)技術創(chuàng)新的促進效應。隨著經(jīng)濟全球化進程的不斷加速和市場競爭的日趨激烈，企業(yè)只有盡可能地整合創(chuàng)新資源、持續(xù)不斷地進行技術創(chuàng)新，才能獲得并保持競爭優(yōu)勢。而企業(yè)內部技術創(chuàng)新資源往往有限，技術獨立董事所擁有的專業(yè)技術知識和經(jīng)驗則是企業(yè)可以有效利用的外部資源。本文的研究顯示，技術獨立董事能夠有效地提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，且經(jīng)濟政策不確定性負向調節(jié)了技術獨立董事對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用。因此，企業(yè)在遴選獨立董事時，可以加大對外部專業(yè)技術人才的引進，提升獨立董事的專業(yè)技術水平，使其專家角色與監(jiān)督、咨詢職能充分結合，服務于企業(yè)技術創(chuàng)新。而且，為了充分發(fā)揮技術獨立董事的創(chuàng)新驅動效應，對技術專家的引進力度在經(jīng)濟政策平穩(wěn)時應該更強。

其次，應當適當限制技術獨立董事兼職公司的數(shù)量，保障技術獨立董事的履職時間和精力。本文的研究發(fā)現(xiàn)，當技術獨立董事在其他公司兼職的席位數(shù)小于1時，能夠促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；而當技術獨立董事在其他公司兼職的席位數(shù)超過1時，反而不利于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，企業(yè)在引進技術獨立董事時，可以引入對于技術專家在其他公司兼職席位數(shù)量的限制性條款，并以提高津貼的方式進行補償。即企業(yè)可以通過適當限制技術獨立董事在外單位過多兼職的行為，確保其有足夠的時間和精力參與本企業(yè)的治理，以充分利用其專業(yè)技術知識服務于企業(yè)技術創(chuàng)新。