史 敏，王欣榮，耿宇寧

（中北大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，山西 太原 030051）

技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)開展產(chǎn)品創(chuàng)新、獲取競爭優(yōu)勢的基石。隨著市場需求日益復(fù)雜和動態(tài)多變，企業(yè)應(yīng)該建立起一個數(shù)量和分布都比較合理的技術(shù)知識體系[1]。本文贊同何郁冰[1]提出的定義，企業(yè)技術(shù)多元化具有靜態(tài)和動態(tài)雙重屬性，既可以看作企業(yè)在某一時點上技術(shù)知識的多樣性，又表現(xiàn)為企業(yè)持續(xù)地保持或提高技術(shù)知識多樣性的行為。現(xiàn)有文獻普遍認同技術(shù)多元化能夠幫助企業(yè)在動態(tài)環(huán)境中獲得更好的財務(wù)績效。那么，探討如何提高企業(yè)的技術(shù)多元化能力則具有重要的研究意義。

高階梯隊理論認為，高層管理者的心理特征能夠顯著影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策。而風(fēng)險偏好是一種會對決策產(chǎn)生重要影響的心理特征，風(fēng)險偏好者和厭惡者往往會做出截然不同的選擇。高管的風(fēng)險偏好很可能會影響企業(yè)的技術(shù)多元化戰(zhàn)略決策?，F(xiàn)代企業(yè)制度所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離催生了委托代理問題，獨立董事是董事會中最特殊的成員，獨立董事的監(jiān)督和建言對高管戰(zhàn)略決策產(chǎn)生的影響常常是學(xué)者們研究的熱點。綜上所述，本文將探討高管風(fēng)險偏好對企業(yè)技術(shù)多元化戰(zhàn)略決策的影響，以及獨立董事在其中發(fā)揮的治理效應(yīng)。

山西省經(jīng)濟正處在從“一煤獨大”、嚴重資源依賴向新能源、新材料、新技術(shù)等轉(zhuǎn)型的重要階段。深入開展山西能源革命綜合改革、實現(xiàn)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型發(fā)展，都必然需要強大的科技創(chuàng)新能力作為支撐。本文以山西省制造業(yè)上市公司為研究樣本，能夠更有針對性地為山西省制造業(yè)企業(yè)增強技術(shù)創(chuàng)新能力提出有益的建議。

1 理論分析和假設(shè)提出

現(xiàn)有文獻從國家、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)、產(chǎn)品等不同層面開展技術(shù)多元化研究，其中探討最多的是企業(yè)的技術(shù)多元化[1]。企業(yè)技術(shù)多元化既是一種技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略，也是一種多元化戰(zhàn)略。企業(yè)技術(shù)多元化程度越高，說明企業(yè)的技術(shù)知識和技術(shù)能力分布的領(lǐng)域越廣，越有可能在動態(tài)環(huán)境中抓住能夠獲得高收益的發(fā)展機會。然而，技術(shù)創(chuàng)新本身具有的高風(fēng)險性[2]以及過度技術(shù)多元化損害財務(wù)績效所體現(xiàn)出的“多元化折價”帶來的風(fēng)險均使得企業(yè)技術(shù)多元化戰(zhàn)略具有較高的風(fēng)險。熱衷于風(fēng)險的高管很可能會為了獲得未來不確定的高收益而選擇承擔(dān)相應(yīng)的高風(fēng)險。學(xué)者們的研究表明，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)偏好能夠顯著促進企業(yè)的研發(fā)投入[3]，而研發(fā)投入對技術(shù)多元化有顯著的正向影響[4]。因此，熱衷風(fēng)險的高管更可能做出技術(shù)多元化戰(zhàn)略決策，不斷拓展企業(yè)的技術(shù)領(lǐng)域，為將來在動態(tài)環(huán)境中獲得競爭優(yōu)勢進行技術(shù)儲備，由此本文提出假設(shè)H1。

H1：高管風(fēng)險偏好對技術(shù)多元化有正向影響。

獨立董事制度是現(xiàn)代公司治理體系中的重要組成部分，其作用體現(xiàn)在：通過在董事會中引入獨立的第三方，保護中小股東利益，防止內(nèi)部人控制，提高董事會的決策能力。董事會成員中獨立董事占比高意味著能夠更好地發(fā)揮獨立董事的監(jiān)督和建言作用，既能提高董事會的獨立性，又能增強董事會的專業(yè)性。首先，獨立董事能夠著眼于企業(yè)的長遠發(fā)展，提出客觀中立、理性科學(xué)的發(fā)展意見，有效抑制高風(fēng)險偏好管理者的盲目投資行為，使風(fēng)險性投資決策更多地聚集于能夠從根本上提高企業(yè)技術(shù)能力的研發(fā)項目[5]。其次，具有專業(yè)知識背景的獨立董事往往具有更加宏觀開闊的視野，不同專業(yè)背景的獨立董事憑借對市場和技術(shù)發(fā)展趨勢的了解和把握，能夠為企業(yè)開展技術(shù)多元化儲備提供有益的引導(dǎo)。最后，由獨立董事形成的董事關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠為企業(yè)帶來更多研發(fā)聯(lián)盟和技術(shù)合作機會[6]，這能夠增加企業(yè)拓展技術(shù)知識領(lǐng)域的可能性，從而促使熱衷風(fēng)險的高管在做風(fēng)險決策時更可能選擇技術(shù)多元化。綜合以上分析，獨立董事很可能發(fā)揮著增強高管風(fēng)險偏好對技術(shù)多元化正向影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，由此本文提出假設(shè)H2。

H2：與低獨立董事比例相比，在高獨立董事比例的企業(yè)中，高管風(fēng)險偏好對技術(shù)多元化的促進作用更強。

2 實證研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國上市公司從2007 年1 月1 日起執(zhí)行新《企業(yè)會計準則》，因此本文將樣本數(shù)據(jù)期間設(shè)置為2007—2020 年。截至2020 年12 月31 日，山西省在滬深兩市A 股共有23 家制造業(yè)上市公司，對初始樣本進行如下篩選：一是剔除在樣本期間沒有發(fā)明專利的公司；二是剔除借殼上市更名前的觀測值；三是剔除ST 和*ST 特別處理的觀測值。最終獲得17家樣本公司2007—2020 年的非平衡面板數(shù)據(jù)。

測量企業(yè)技術(shù)多元化所需的發(fā)明專利數(shù)據(jù)來源于佰騰網(wǎng)，在“申請（專利權(quán)） 人”選項處輸入上市公司全稱進行精確檢索，收集該上市公司在樣本期間每年擁有的發(fā)明專利主分類號。測量其他變量所用的數(shù)據(jù)均來源于Wind 資訊金融終端。為了消除極端值對統(tǒng)計結(jié)果的影響，對數(shù)值連續(xù)型原始數(shù)據(jù)按首尾各1%的標準進行Winsorize 處理。多元層次回歸分析使用Stata 15 軟件。

2.2 變量測量

2.2.1 自變量：高管風(fēng)險偏好

高管的個體風(fēng)險偏好會影響企業(yè)的風(fēng)險傾向，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)可以認為是管理者風(fēng)險偏好的集中體現(xiàn)[7]。借鑒周澤將等[8]的方法，本文采用公司盈利的波動性來衡量高管風(fēng)險偏好，有兩種測量方法將分別用于多元回歸分析的主模型和穩(wěn)健性檢驗。

方法一：用樣本年度前瞻4 年的經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整后的凈資產(chǎn)收益率（ROE） 的標準差來體現(xiàn)高管的風(fēng)險偏好程度，計算公式為

式中：Adj_ROEi,t為i 公司第t 年經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整的ROE；m 為i 公司所在行業(yè)中企業(yè)的總數(shù)；k 為i 公司所在行業(yè)的代碼；RPVi，t為i 公司第t 年的高管風(fēng)險偏好；T 為計算標準差的年數(shù)。

方法二：用樣本年度前瞻4 年的經(jīng)行業(yè)均值調(diào)整后的凈資產(chǎn)收益率（ROE） 的極差來體現(xiàn)高管熱衷風(fēng)險的程度，計算公式為

2.2.2 因變量：技術(shù)多元化

20 世紀90 年代基于專利數(shù)據(jù)的統(tǒng)計方法的興起為學(xué)者們實證研究技術(shù)多元化提供了工具。發(fā)明專利比實用新型專利和外觀設(shè)計專利更能體現(xiàn)企業(yè)的技術(shù)實力，因此本文利用企業(yè)每年擁有的發(fā)明專利在各技術(shù)領(lǐng)域的分布情況來衡量企業(yè)技術(shù)多元化程度，技術(shù)領(lǐng)域根據(jù)發(fā)明專利IPC 代碼主分類號的前四位進行劃分。

借鑒徐娟[9]的研究，本文采用熵指數(shù)（Entropy Index） 來計算企業(yè)技術(shù)多元化程度。假設(shè)某年某企業(yè)在n 個技術(shù)領(lǐng)域共擁有X 項發(fā)明專利，其中在第i 個技術(shù)領(lǐng)域擁有Xi項發(fā)明專利，Pi=Xi/X，那么該年該企業(yè)技術(shù)多元化的計算公式為

當(dāng)企業(yè)某年的發(fā)明專利只涉及1個技術(shù)領(lǐng)域，即不存在技術(shù)多元化時，TD=0。TD 的數(shù)值在0 到n 之間變動，TD 值越大，說明企業(yè)的發(fā)明專利涉及的技術(shù)領(lǐng)域越多，在各技術(shù)領(lǐng)域分布得越均勻，即企業(yè)的技術(shù)多元化程度越高。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量：獨立董事比例

文獻中通常采用獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例來衡量獨立董事的相對規(guī)模和影響力。為更好地開展研究，本文從3 個方面設(shè)定了控制變量：一是股權(quán)特征，包括實際控制人性質(zhì)、股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度；二是董事會特征，包括董事會規(guī)模；三是經(jīng)營特征，包括公司規(guī)模、公司年齡、資產(chǎn)負債率、盈利能力。變量的名稱、代碼及測量方法見第90頁表1。

2.3 模型設(shè)計

用熵指數(shù)測量的企業(yè)技術(shù)多元化數(shù)據(jù)為在數(shù)值0 處左歸并的歸并數(shù)據(jù)，應(yīng)采用面板Tobit 回歸模型。從高管做出技術(shù)多元化的研發(fā)決策到形成發(fā)明專利通常需要一定的時間和過程，因此用t-1 期的自變量高管風(fēng)險偏好參與t 期的回歸分析。獨立董事通常在高管做決策時產(chǎn)生影響，因此調(diào)節(jié)變量與自變量一樣是t-1 期。由此構(gòu)建的研究模型為

3 實證研究分析

3.1 主要變量描述性統(tǒng)計和相關(guān)系數(shù)

3 個主要變量的描述性統(tǒng)計和相關(guān)系數(shù)見表2。自變量高管風(fēng)險偏好（RPVt-1） 與因變量技術(shù)多元化（TDt） 的相關(guān)系數(shù)為正（r=0.024 3），與研究假設(shè)的預(yù)期一致，系數(shù)不顯著。調(diào)節(jié)變量獨立董事比例（IDRt-1） 與因變量企業(yè)技術(shù)多元化（TDt） 顯著負相關(guān)（r=-0.353 7，P<0.01），與自變量高管風(fēng)險偏好（RPVt-1） 的相關(guān)系數(shù)為負（r=-0.096 9），不顯著。溫忠麟等[10]提出，調(diào)節(jié)變量與自變量、因變量的相關(guān)關(guān)系可以顯著或不顯著，并且不顯著的調(diào)節(jié)變量是更為理想的情境因素。相關(guān)系數(shù)呈現(xiàn)的只是變量兩兩之間的相關(guān)關(guān)系，要探討多元變量情境下的影響關(guān)系需要在多元層次回歸分析中進一步研究。

3.2 多元層次回歸分析

假設(shè)檢驗的回歸模型有4 個，見第91頁表3，模型均在1%統(tǒng)計水平下顯著，說明4 個模型都有很強的解釋力。

模型1 是只放入控制變量的基準模型。

模型2 在基準模型的基礎(chǔ)上加入自變量RPVt-1（高管風(fēng)險偏好）。高管風(fēng)險偏好（RPVt-1） 對技術(shù)多元化（TDt） 的影響系數(shù)為0.404 4，在5%的統(tǒng)計水平下顯著，說明對山西省制造業(yè)上市公司而言，高管越熱衷風(fēng)險，企業(yè)的技術(shù)多元化程度越高，即高管風(fēng)險偏好能夠顯著促進企業(yè)的技術(shù)多元化，假設(shè)H1 獲得支持。

模型3 在模型2 的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量IDRt-1（獨立董事比例）。高管風(fēng)險偏好（RPVt-1） 對技術(shù)多元化（TDt） 的影響系數(shù)仍然顯著為正（0.409 6，P<0.05）。調(diào)節(jié)變量IDRt-1對因變量TDt的影響系數(shù)為正（0.278 1，P>0.1），不顯著，和表2 中二者顯著為負的相關(guān)關(guān)系截然不同，表明相關(guān)性分析和多元回歸分析的原理和作用不一樣，結(jié)果不是必然一致。

模型4 在模型3 的基礎(chǔ)上加入自變量與調(diào)節(jié)變量的二次交乘項RPVt-1×IDRt-1。為了克服變量量綱的差異，在計算交乘項時對連續(xù)變量RPVt-1和IDRt-1進行了中心化處理。交乘項RPVt-1×IDRt-1對因變量TDt（技術(shù)多元化） 的回歸系數(shù)為6.729 7，在5%統(tǒng)計水平下顯著，與模型2、模型3 中自變量RPVt-1的系數(shù)均為正數(shù)，說明山西省制造業(yè)上市公司的獨立董事比例越高，高管風(fēng)險偏好對技術(shù)多元化的正向影響越強，即獨立董事比例增強主效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用獲得驗證，假設(shè)H2 得到支持。

可以畫出獨立董事比例的調(diào)節(jié)效應(yīng)示意圖，有助于直觀形象地理解調(diào)節(jié)變量對主效應(yīng)的影響方向和影響強度，見圖1。如圖1 所示，代表低獨立董事比例的虛線和代表高獨立董事比例的實線斜率均為正，說明高管風(fēng)險偏好對技術(shù)多元化始終具有正向影響。實線的斜率大于虛線，實線比虛線更為陡峭，說明與低獨立董事比例的企業(yè)相比，同樣水平的高管風(fēng)險偏好在高獨立董事比例的企業(yè)會帶來更高的技術(shù)多元化程度，獨立董事比例顯著地發(fā)揮了增強主效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗將自變量高管風(fēng)險偏好的測量變更為方法二（RPR），仍然運用4 個模型開展多元層次回歸分析，實證結(jié)果與主模型一致，假設(shè)H1 和假設(shè)H2 均獲得支持。

4 研究結(jié)論和建議

本文基于高階梯隊理論和代理理論，選取滬深A(yù) 股17 家山西省制造業(yè)上市公司2007—2020 年的數(shù)據(jù)為樣本，探討高管風(fēng)險偏好、獨立董事與企業(yè)技術(shù)多元化之間的影響關(guān)系。實證研究發(fā)現(xiàn)，追求風(fēng)險的高管會更熱衷于拓展技術(shù)領(lǐng)域，通過承擔(dān)多領(lǐng)域研發(fā)創(chuàng)新的高投入、高風(fēng)險來進行技術(shù)儲備，以期能夠在動態(tài)環(huán)境中把握市場機遇，獲得高收益；獨立董事能夠顯著增強高管風(fēng)險偏好對技術(shù)多元化的促進作用，發(fā)揮積極的治理效應(yīng)?；谘芯拷Y(jié)論，本文提出如下管理建議。

1） 選聘有利于技術(shù)創(chuàng)新的高層管理者。在轉(zhuǎn)型升級的關(guān)口，山西省制造業(yè)企業(yè)應(yīng)該選聘有利于開展技術(shù)創(chuàng)新的高層管理者。包括技術(shù)多元化在內(nèi)的技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略都具有高風(fēng)險、高投入的特點，因此必然需要高管具有一定的風(fēng)險偏好，但是高管的風(fēng)險偏好不是越高越好，而應(yīng)該建立在對技術(shù)創(chuàng)新的理性判斷之上，切忌盲目投資承擔(dān)無謂的風(fēng)險，損害企業(yè)的經(jīng)營績效和長遠發(fā)展。

2） 提高獨立董事的比例。建議山西省制造業(yè)上市公司運用好獨立董事積極的治理效應(yīng)，選聘具有獨立性、專業(yè)性的獨立董事，加大技術(shù)、市場、財務(wù)等不同專業(yè)背景獨立董事的比例，從而幫助高層管理者提高投資決策的科學(xué)性、可行性和有效性，推進山西省制造業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型、智能化升級，實現(xiàn)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型發(fā)展。