《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期 -甲甲哩.69.
技术连锁董事能促进技术创新吗
一一来自 A 股制造业上市公司的证据
王光荣1气李建标2
(1.滩坊学院，山东淫坊 261061 ;2. 南开大学，天津 300071 )
摘 要:技术创新是企业核心竞争力的主要来源，技术连锁董事具有技术创新偏好，掌握技术社会资本，是企业技术创新的
重要动力，但技术连锁董事的技术创新效应没有得到应有的关注。从技术创新动力和技术创新能力的角度，分析
技术连锁董事对企业技术创新的作用，进而以 2012 、2011 年 A 股制造业上市公司为样本，进行经验研究。实证结
果表明( 1 )技术连锁董事促进企业技术创新; (2) 技术连锁董事在国有控股公司中发挥更大的技术创新作用; (3)
独立技术连锁董事的技术创新效应大于执行技术连锁董事的技术创新效应。研究率先考察了技术连锁董事及其
技术创新效应，为企业的技术创新行为和连锁董事选聘提供了重要的决策依据。
关键词.技术连锁董事;技术创新;独立技术连锁董事，执行技术连锁董事
文章编号: 2095 - 5960 (2015) 05 - 0069 - 13 ;中图分类号:; 文献标识码 A
一、引言
连锁董事是指一个人同时担任两个或两个以上公司董事职务的情况，这些公司通过连锁董事形成一
种重要的社会网络关系一一连锁董事网络( Mizruchi 和 Stearns ， 1988) [1] ，连锁董事网络普遍存在于全球
经济活动中，已成为社会科学研究的热点问题。连锁网络中的企业通过连锁董事获取资源，创新知识、技
术和方法，创建竞争优势(Joakim 等，2010) 0 [2]
技术创新是企业核心竞争力的主要来源，而社会资本已成为企业技术创新的关键因素，企业的社会
资本、物质资本、金融资本、人力资本等共同推进技术创新 (Yli - Renko 等， 2∞1; Gabbay 和 Zuckerman ，
1998;李新功，2007; 韦影，2007;林洲链和林汉川，2012) 0 [们 [4][5][6J[7J 连锁董事网络是连锁企业重要的社会
资本，但连锁董事如何影响企业的技术创新并没有得到足够关注，仅有的几篇文献也没有得出一致结论
(段海艳，2012;朱金菊和段海艳，2013) 0 [8][9J 连锁董事如何影响企业行为取决于其带给企业的资源类型，
如果连锁董事没有带来技术创新的相关资源，就不会影响企业的技术创新。已有文献已经证实有技术背
景的董事能够促进企业的技术创新( Baker , 2002 ; Hambrick 和 Mason ， 1984 ;何强和陈松， 2009; 胡元木，
2012) [川 [11 ][叫[叫，但有技术背景的连锁董事(以下简称技术连锁董事)①是否也能够促进企业的技术创
新?或者有更强的技术创新效应?目前尚未发现类似的研究，本文拟探讨技术连锁董事对企业技术创新
收稿日期 :2015 -01 -26
基金项目:国家自然科学基金面上项目"网络社会中的偏好结构与集体行动机制的实验研究"(71372094) ;国家自然科学基金丽上项目"新
生代员工的偏好与信念特质 基于行为经济学视角和实验经济学方法的研究" (71172068); 教育部人文社科规划基金项目
(12YJA790133) ;山东省社科规划项目(12BJJJ07) 。
作者简介:王光荣(1969→) ，男，山东拉住坊人，博士，激坊学院经济管理学院副教授，南开大学经济学院博士后，研究方向为公司治理;李建标
(1965一) ，山东挂在坊人，博士，南开大学中国公司治理研究院/商学院教授，博士生导师，研究方向为公司治理。
①技术连锁董事(包括下文提到的独立技术连锁董事和执行技术连锁董事)是我们首次使用的概念，如果某个连锁董事的职称为工程
技术系列，或者主要从事技术研发、技术管理、生产制造等技术相关工作，则定义为技术连锁董事。
.70 二F叩~ 《贵州财经大学学报))2015 年第 5 期 总第 178 期
行为的影响O
论文接下来做如下安排:第二部分是相关文献综述，第三部分是理论分析与研究假设，第四部分是数
据来源、变量定义与回归模型，第五部分是实证结果与分析，第六部分是稳健性检验，最后是研究结论和
政策性涵义。
二、文献综述
技术连锁董事是本文首次使用的概念，技术连锁董事兼具技术董事、连锁董事双重身份，因此相关文
献主要涉及三类:一是董事背景特征与技术创新文献;二是连锁董事相关文献;三是社会资本与技术创新
文献。
(一)董事背景特征与技术创新
技术推动、市场需求、政府作用、企业家创新偏好是企业技术创新的主要动力，各种动力因素综合作
用，推进企业技术创新。相同时代的企业面临相似的技术环境、市场环境和制度环境，因而企业家创新偏
好就成为推进企业技术创新的最重要动力(德鲁克， 1985) 0 [叫
董事会是上市公司的决策机构，董事会的创新偏好就是上市公司的企业家创新偏好;董事会实施集
体决策机制，董事的创新偏好相互作用形成董事会的创新偏好;而不同专业背景、不同经历董事的创新偏
好有所不间，其对技术创新的作用也表现出巨大差异。
Hambrick 和 Mason (1984 )的背景特征模型认为，个人的年龄、教育、职业等背景特征是其价值取向和
认知能力的决定性因素 [IIJ 学者们围绕董事的这些个体背景特征研究其技术创新效应时得到了一些结
论。(1)董事年龄与研发投入成反比，董事年龄越大，风险规避意识越强，就越追求任期内收益的稳定，不
愿意进行高风险的研发技入( Baker 和 Mueller ， 2002; 刘运国和刘雯， 2007 ) ; [ 10][ 川 (2) 董事会的学历与企
业的研发技入正相关，董事的平均学历越高，企业的研发投入就越高(何强和陈松，2011) ; [1创 (3) 研发、营
销、设计专业背景的董事，倾向于增加研发投入，而制造、财务等专业背景董事倾向于减少研发支出(何
强、陈松，2009) ; [12J (4)技术董事促进产业链董事会形成协同治理机制，产生协向效应，技术董事的协同
能力取决于技术协同的授权和信息的交流程度，理想的协同步长是技术董事的协同效率是否有效的关键
(汪延明、杜龙政，2011) 0 [口]
独立董事不参与公司的经营决策，与公司没有直接利益关系，更注重公司的长远发展，能够比较客观
和公正地评价公司的研发决策( Boone 等， 2007) 0 [18J 部分学者开始关注独立董事的背景特征如何影响企
业的技术创新行为，王永明和宋艳伟(2010)从独立董事制度的视角出发，分析独立董事的规模、薪酬、年
龄以及任期等特征要素对上市公司技术创新投入的影响，并运用 2004-2007 年上市公司的面板数据进行
实证检验，发现上市公司独立董事的规模与企业技术创新投资没有直接关系;独立董事的薪酬激励和任
期与企业技术创新投入正相关;独立董事的年龄与企业技术创新投入负相关。[ 19J 胡元木(2012 )考察了技
术独立董事对 R&D 产出效率的影响，发现技术独立董事可以提升企业的 R&D 产出效率，而且如果企业
同时设置技术执行董事和技术独立董事，企业的 R&D 产出效率更高。 [13 J
(二)连锁董事、社会资本与技术创新
连锁董事网络是企业重要的社会资本形式，通过连锁董事网络，企业获得重要的相关资源渠道，提高
自身的资源应用能力，提高经济效率。西方学者发展的连锁董事理论如资源依赖理论、财务控制理论、
互惠理论和阶层领导理论等( Richardson , 1987 ; Fich 和 White ,2005 ; Yeo 等，2003) ，本质上都是从连锁董事
掌握的资源特征来考察其作用。[川 [21][22J 对我国连锁董事的研究业已开始，任兵等( 2004 ,2007 )以广东和
上海两地的上市公司为样本，发现连锁董事网络中心度对公司经营绩效具有负向影响，他们认为当公司
治理失灵时，连锁董事通过连锁董事网络操纵公司，实现管理层的个人利益，进而导致企业绩效降
低 [23][24J卢昌崇和陈士华(2006)使用上海地区 141 家上市公司的数据实证检验连锁董事理论，他们的实
证结果证实了资源依赖理论，部分证实了金融控制理论和管理控制理论 [25 J 田高良等(2013 )选择 2000-
《贵州财经大学学报)2015 年第 5 期 总第 178 期
- .. 甲171.
2011 年 A 股上市公司的并购事件研究连锁董事与并购绩效的关系，发现并购双方的连锁董事关系会减损
并购公司、目标公司以及并购后实体的并购绩效，而并购公司的公司治理质量可以减缓这种减损作用。 [26J
一些学者用规范范式研究社会资本的技术创新效应，认为企业社会资本有技术创新效应(吴晓波等，
2却O∞Oω4;魏亚平等，2013) ; [2刀川7
查问卷数据，使用多元回归和结构方程模型实证分析我国社会资本与技术创新的关系，发现企业的社会
资本在结构维度、关系维度和认知维度三个水平上都显著促进企业技术创新。[6J 程聪等(2013 )将企业社
会资本划分为内部社会资本和外部社会资本来构建理论模型，并以珠三角 916 家民营企业为样本进行实
证分析，发现企业的内外部社会资本都显著促进企业的技术创新，社会资本在其业务网络关系和技术创
新绩效中间起到中介变量的作用。 [29J
尽管连锁董事网络是重要的社会资本形式，但是直接研究连锁董事网络对企业技术创新影响的文献
很少，将连锁董事和技术创新一起考察的中文文献只有朱金菊和段海艳(2013 )文章，其以深交所中小板
698 家上市公司为样本，研究发现连锁董事薪酬、连锁董事学历、连锁董事规模和连锁董事占董事会比例
均与企业技术创新投入呈显著正相关。 [9J 另外，段海艳 (2012 )还基于资惊依赖理论，以广东、上海两地上
市公司为样本，研究发现连锁董事的度中心性对企业创新绩效没有显著影响，而强连锁董事数量和连锁
董事的地域趋同性对企业创新绩效有显著正向影响。 [8J
尽管已有研究证实了社会资本对技术创新的作用，但作为重要社会资本的连锁董事网络的技术创新
效应并没有得到应有的关注，尤其是技术连锁董事及其技术创新效应目前没有相关研究，直接涉及连锁
董事和技术创新的文献也只是将连锁董事笼统地作为一个整体来考察，并没有对连锁董事进行细分，实
际上不同背景的连锁董事对公司的贡献可能有不同的侧重，如技术连锁董事在公司的技术创新方面会有
更大的作用。本文率先定义了技术连锁董事，并考察其技术创新效应。
三、理论分析与研究假设
(一)技术连锁董事与技术创新
技术董事和连锁董事的交集为技术连锁董事，在技术创新方面，技术连锁董事兼具二者的优势，分别
通过提高董事会的技术创新动力和技术创新能力来促进企业的技术创新，如图 1 所示。
按照 Hambrick 和 Mason (1984 )的背景特征理论，职业、教育、年龄等背景特征决定董事的创新价值观
和认知能力，创新价值观和认知能力决定其创新偏好，其中职业背景是最重要的影响因素，因而技术董事
往往具有较强的技术创新偏好，更倾向于技术创新(何强、陈松，2∞9 ，2013) 0 [11][12][30J 因此，相对于其他连
锁董事，技术连锁董事具有创新偏好优势，可以提升董事会创新偏好，增强董事会的技术创新动力。
社会资本已成为企业技术创新的关键因素，企业通过整合内外部社会资本提高技术创新能力(李宏
贵等，2011 ;严成棵， 2012; Nahapiet 和 Ghoshal , 1998 ; Hansen , 1999) ，作为重要的社会资本形式，连锁董事
网络使得网络内企业可以通过连锁董事获取创新资源，获取利于技术创新的知识，提高企业的技术创新
能力。因此，相对于其他技术董事，技术连锁董事具有社会资本优势，可以为企业带来技术社会资本，提
升企业的技术创新能力。[到][34J
图 1 技术连锁董事的技术创新功能分解
.72.白白.. 《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期
技术连锁董事既可以通过提高董事会的技术创新偏好来增强企业的技术创新动力，又可以通过增加
企业的社会资本来提高企业的技术创新能力，也就是说技术连锁董事对企业技术创新的贡献有叠加效
应，因此，我们提出假设 10
假设 1 :技术连锁董事促进企业技术创新。
连锁董事虽然可以增加企业的社会资本，提高企业的技术创新能力，但是，连锁董事的技术创新偏好
不如技术连锁董事，因此，我们提出假设 20
假设 2:连锁董事促进企业技术创新，但其对技术创新的影响程度低于技术连锁董事。
(二)独立技术连锁董事、执行技术连锁董事与技术创新
企业通过连锁董事从外部获取资源，整合企业内外部资源，实施企业战略( Pfeffer , 1972 ; Williamson ,
1984) ，因此，董事代表的资源特征决定着其对企业战略的作用，不同类型的董事对企业的战略具有不同
的作用。 [35)[36] 独立技术连锁董事是公司的独立董事，其技术资源主要来自公司外部，执行技术连锁董事
是公司的内部董事，其技术资源主要来自企业集团内部。独立技术连锁董事带来的技术资源更具稀缺
性，对企业技术创新的边际效应更高，更能促进企业的技术创新。此外，独立技术董事与公司没有直接利
益关系，可以更客观地判断有利于公司整体利益的研发活动(胡元木，2012) 0 [13] 因此，我们提出假设 3 0
假设 3 :独立技术连锁董事的技术创新效应大于执行技术连锁董事的技术创新效应。
独立技术连锁董事和执行技术连锁董事共同促进企业的技术创新，由于他们带给企业的知识和资源
有所不同，他们对企业技术创新的联合影响具有两种效应:一是互补效应，二是替代效应。第一，外部技
术董事可以帮助内部技术董事获取外部资源，提高企业整合内外部资源的能力，提高技术创新决策质量
(王黎萤，2010) ;知识背景的异质性降低研发团队的内部沟通效率( Ancona 和 Caldwell ， 1992) ，而知识背
景的相近性促进知识交流(樊钱涛和韩英华，200S) 0 [37)[39]独立技术连锁董事和执行技术连锁董事都是技
术董事，具有类似的知识背景，但带给企业的知识资源有所不同，可以产生互补效应。第二，按照资源依
赖理论，如果执行技术连锁董事已经充分发挥了技术创新作用，独立技术连锁董事在技术创新方面的边
际贡献将会降低，可能会产生替代效应。因此，我们提出假设 40
假设 4a:独立技术连锁董事和执行技术连锁董事对技术创新具有互补效应;
假设 4b:独立技术连锁董事和执行技术连锁董事对技术创新具有替代效应。
(三)控股类型与技术连锁董事的交王效应
中国是典型的转型经济国家，在这一过程中，不同的经济体量由于其产生的环境和成长的条件不同，
在技术创新方面表现出不同的特点，如国有控股公司就有一些特殊的表现:第一，国有控股公司的"所有
者缺位"问题导致严重的委托代理问题(Tao 和 Zhu ， 2001) ，国有控股公司的董事信托责任更少，没有将企
业价值最大化作为决策目标[40] 第二，国有控股公司的董事激励不足(黄再胜和王玉，2009) ，但是工作舒
适，竞争压力小，不愿承担技术创新投入带来的高风险[41] 第三，国有控股公司与政府的关系决定其市场
强势地位，不仅可以获得各种政府补贴、优惠银行借款等，而且往往处于具有较高进入壁垒的行业，或者
获得政策性保护，行业竞争较低，因而面临较低的市场竞争压力(余明桂和潘红波， 2010; 邵敏和包群，
2011) ，缺乏进行技术创新的动力，而非国有控股企业往往处于竞争性行业，面临激烈的市场竞争。 l42 j[的 l
因此，我们提出假设 50
假设 5 :相对于国有控股公司，非国有控股公司的技术创新投入更高。
技术连锁董事和非技术连锁董事共同决定企业的技术创新行为，如果非技术连锁董事发挥了良好的
技术创新作用，技术连锁董事的技术创新效应就会降低。由于非国有控股公司的董事更有动机进行技术
创新投入，因而技术连锁董事的技术创新边际效应就会降低，因此，提出假设 6 0
假设 6:相对于非国有控股公司，国有控股公司技术连锁董事的技术创新效应更强。
《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期 -E甲甲.73.
四、数据来源与变量设计
(一)数据来源
本研究数据来源于国泰安 CSMAR 系列研究数据库、CCER 中国经济金融数据库和新浪财经网站( ht-
tp:llfinance. sina. com. cn/ focus/) 0 根据董事简历，剔除重名董事，2012 年度上市公司的连锁董事共 1933
名，2011 年度的连锁董事 1834 名 O
创业板上市公司的主体是以信息、生物和新材料为代表的高新技术企业，成长与创新是创业板上市
公司的基本特征，技术创新特点与主板市场的上市公司存在较大差异，而且主板的上市公司数量要远多
于创业板，因此，我们选择非创业板 A 股上市公司作为研究样本。
2012 年度，披露研发支出的非创业板 A 股上市公司共 1431 家，其中制造业公司 1089 家，占比
% (见表 1 )。不同行业的技术创新需求和特征存在巨大差异，技术创新在制造业中具有更加重要的
作用，且披露研发投入的制造业上市公司占比 7M毛以上，而有些行业只有几家公司，因此，我们选择制造
业上市公司作为研究样本。同时我们将企业当年利润作为控制变量，而当年亏损的企业其研发投入显然
属于非正常情况，因此我们剔除当年利润为负的公司，这样，共获得 950 个样本。
按照相同的口径，我们获得 2011 年 855 家公司的数据样本，进行稳健性检验。
表 1 2012 年度披露研发数据公司行业分布
行业大类 A B C D E F G
公司数量(家) 30 39 1089 23 38 9 115
占比(% ) 1. 6
行业大类 H I J K L M 合计
公司数量(家) 26 5 4 16 8 29 1431
占比(% ) 1. 8 1. 1 100
注 :A 农、林、牧、渔业 ;B 采掘业 ;C 制造业 ;D 电力、煤气及水的生产和供应业;E 建筑业 ;F 交通运输、仓储业 ;G 信息技术业;H 批发和
零售贸易业; I 金融、保险业 ;J 房地产业 ;K 社会服务业;L 传播与文化产业 ;M 综合类。
(二)变量定义
1.被解释变量
我们重点考察技术连锁董事对企业技术创新的影响，因此企业技术创新就是我们的被解释变量。企
业技术创新是隐含变量，没有一个明确的指标来指代技术创新。技术创新的替代变量主要有三类:一是
研发投入;二是销售收入年增长率和销售毛利率年增长率;三是专利量。三类变量各具有优缺点，研发投
入获得更普遍的认同，多数研究以企业的研发支出 (R&D)作为企业技术创新的衡量指标，本文以研发技
人的营业收入占比作为技术创新变量。
2. 解释变量
连锁董事强度(lnterlock) 。计算一家公司的连锁董事强度有两种方法:一是公司层面;二是董事个体
层面。如果 A 公司拥有两名连锁董事，其中一人还兼任 B 、C 、D 、E 四家公司的董事，另一人兼任 B 、C 两家
公司的董事，如果从公司层面上分析，A 公司的连锁董事网络包括 A 、B 、C 、 D 、E 五家公司，连锁强度就是
5 ，而如果从董事个体角度分析就为 4+2=60 A 公司通过一个连锁董事构建网络关系，显然不如通过两
个或多个连锁董事构建的网络关系紧密，我们的研究主要考察连锁董事类型对企业技术创新的影响，因
此，我们采用个体层面的连锁强度。
技术连锁董事( Tech_ lnterlock) 0 如果某个连锁董事的职称为工程技术系列，或者主要从事技术研
.74_吨甲- 《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期
发、技术管理、生产制造等技术相关工作，则定义为技术连锁董事。
独立技术连锁董事(ln_ Tech_ lnterlock) 0 独立董事身份的技术连锁董事定义为独立技术连锁董事。
执行技术连锁董事(Ex_ Tech_ lnterlock) 0 执行董事身份的技术连锁董事定义为执行技术连锁董事。
财务连锁董事(Finajnterlock) 0 如果某个连锁董事的职称为会计系列，或者主要从事财会相关工作，
则定义为财务连锁董事。
法律连锁董事(Lawjnterlock) 0 如果某个连锁董事具有律师资格，或者主要从事法律相关工作，则定
义为法律连锁董事。
经管连锁董事(EM_ lnterlock) 0 如果某个连锁董事的职称为经济系列，或者主要从事经济管理相关
工作，则定义为经管连锁董事。
国有控股( 5tαte_Owned) 0 哑变量，国有控股公司则为 0 ，非国有控股则为 1 。
3. 控制变量
不同公司之间在资产规模、管理模式等方面具有重要差异，为了控制公司特征差异对技术创新的影
响，我们选择公司规模(5时)、利润水平(ROA) 、股权集中度(CR5 )、董事会规模( Board) 作为控制变量。
公司规模的代表变量通常有资产规模、营业收入等，由于我们使用研发投入的营业收入占比来替代
技术创新，因此我们以资产规模作为公司规模的变量;基于业绩压力，上市公司往往会进行盈余管理，以
规避监管风险和市场波动风险，这样企业当期利润的高低会直接影响研发技人，因此，我们将当期资产收
益率作为控制变量;公司的股权结构会影响公司的决策管理模式，股权集中公司和股权分散公司的决策
模式显著不间，因此，我们将前五大股东的持股比例平方和作为控制变量;连锁董事通过董事会参与决
策，连锁董事在董事会的占比直接影响其影响力，因而我们将董事会规模作为控制变量。具体的变量定
义见表 20
表 2
变量类型 变量代码 变量名称
因变量 R&D 研发投入比
Inter lock 连锁董事强度
Tech Interlock 技术连锁董事
In Tech Interlock 独立技术连锁董事
解释变量
EX Tech Interlock 执行技术连锁董事
Fina Interlock 财务连锁董事
Law Interlock 法律连锁董事
EM Interlock 经管连锁董事
State Owned 国有控股
Size 公司规模
ROA 资产收益率
控制变量
C盯 股权集中度
Board 董事会规模
(二)回归模型
我们基本回归模型为:
R&Dα+ ßiXi +γiCi +ε (1)
Xi 表示解释变量 ， Cι 表示控制变量。
变量定义
定义
研发投入/营业收入
企业所有连锁董事担任的董事职位之和，如果 A 公司具有两个连锁董事，每个
连锁董事分别在 a 和 b 家公司担任董事，则 A 公司的连锁董事数量为 a + b ü
如果连锁董事的主要从业经历为研发、技术管理、生产制造等或者职称为 I
程系列，则定义为技术连锁董事。
独立董事身份的技术连锁董事
执行董事身份的技术连锁董事
职称为会计系列，或者主要从事财会相关工作的连锁董事。
具有律师资格，或者主要从事法律相关工作的连锁董事。
职称为经济系列，或者主要从事经管相关工作的连锁董事。
哑变量，国有控股公司则为 0 ，非国有控股则为 lo
当年度资产总额的自然对数
净利润/总资产
前五大股东的持股比例平方和
董事会人数
《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期 -町皿.75.
在不同控股类型的公司中，技术连锁董事的技术创新效应可能有所不同，我们使用回归模型(2)来考
察控股类型对技术连锁董事技术创新作用的调节效应。
R&D α+βTechjnterlock + λStαte_Owned + δTechjnterlock x Stαte_Owned + γiCi+ 8 (2)
由于独立技术连锁董事和执行技术连锁董事之间可能具有互补效应或者替代效应，我们使用模型
(3)考察他们之间的交互效应。
R&D = α+βIIn_Techjnterlock + βzEX_Techjnterlock + β3In_Techjnterlock x EX_Techjnterlock +
γι Ci + 8 (3)
五、实证结果与分析
(一)描述统计
按照我们的统计， 2012 年 A 股上市公司共有连锁董事 1933 名，其中技术连锁董事 376 名，占比
% ，财务连锁董事 764 名，占比 % ，法律连锁董事 232 名，占比 129毛，经管连锁董事 323 名，占比
% ，其他专业的连锁董事 238 名，占比 % 0 2011 年的分布情况与 2012 年基本一致，具体数据见
表 3 0
表 3 2011 和 2012 年度连锁董事类型
ι「斗 技术 财务 法律 经管 其他 合计
数量(人) 376 764 232 323 238 1933
2012
占比(%) 100
数量(人) 349 722 208 321 234 1834
2011
占比(% ) 11. 3 100
2012 年，每家上市公司平均拥有1. 93 个连锁董事，最大值为 8。如果按照连锁强度统计，平均每家上
市公司的连锁强度为 ，最大值为 14。平均每家上市公司拥有 名技术连锁董事，最多拥有 3 名技
术连锁董事，技术连锁董事占比较低，大约只有 20% 的连锁董事是技术连锁董事，具体数据见表 40
表 4 主要变量描述性统计
变量名称 均值 标准差 最小值 最大值
连锁董事强度 。 14
连锁董事数量 1. 925263 1. 366348 。 8
技术连锁董事 O. 383158 。 3
独立技术连锁董事 。 2
执行技术连锁董事 。 2
研发支出 O O. 1414
(二)技术连锁董事与技术创新
通过表 5 的模型 II 可以发现，技术连锁董事显著促进企业的技术创新，企业拥有的技术连锁董事数
量越多，企业的技术研发投入越高(1%的显著性水平上显著)。这有力支持了假设 1 。
.76_甲甲- 《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期
表 5 模型回归结果
泣11 I II III IV V VI
-0. 仅归1128
连锁董事强度 ( ) (-1. 26) ( )
o. ∞29551
技术连锁董事 () * * * () • , , () , , • () *.事
o. 仪)()2818
财务连锁董事 ( ) ( ) ()
… -0. ∞09709
法律连锁董事 (-1. 19) ( -1. 03) ( )
经管连锁董事 ( ) ( ) ()
-0. ∞02784 ∞3924 ∞2405 ∞3285
董事会规模 ( ) (一 ) ( ) ( ) ( ) ( )
∞49 CR5指数 ( 1. 39) (1. 40) (1. 37) ( 1. 43) ( 1. 42) (1. 40)
-0. ∞4171 -0. ∞40256 -0. ∞40858
总资产对数 ( - ) • .事 ()" 蝴 (… ) * , • ( ) 事* * ( - 5. 87) • • • ( - ) • ，丰
0362172
资产收益率 ()*' ( )事噜 ( )串串 (2. 17) • • ( )咿嘟 () • •
F 值 6. 78 6. 12
Prob > F 。∞00 ∞ O ∞∞
调整 R 方 。.0487
样本数量 950 950 950 950 950 950
注:括号中的值是 t 统计量， * * *、* *、*分别表示在 1% 、5% 和1O'ì毛水平 t显著。
技术连锁董事的技术背景特征造就其技术创新偏好，可以提高董事会的技术创新偏好，其带来的社
会资本主要涉及技术领域，可以促进企业技术创新能力的提高，因而技术连锁董事的技术创新效应显著。
我们也考察财务、法律、经管等专业背景连锁董事的技术创新效应，实证结果表明财务、法律、经管等
专业背景连锁董事对技术创新没有显著影响(表 5 的模型 IV 、V 、VI) o 从回归系数看，虽然财务、法律、经
管连锁董事对技术创新投入影响不显著，但是回归系数却基本为负，这表明了一种趋势，即这些连锁董事
可能逆向影响企业的技术创新投入。
与技术连锁董事相比，非技术连锁董事主要有两个方面的差别:一是技术创新偏好，二是技术资源。
非技术连锁董事的非技术背景导致其技术创新偏好低于技术连锁董事;非技术连锁董事主要从事非技术
工作，不熟悉企业的技术发展趋势，带给企业的社会资源主要是非技术资源。因此，非技术连锁董事的技
术创新效应不显著。
(三)连锁董事与技术创新
我们的研究没有发现连锁董事的技术创新效应。表 5 中的回归模型 I 表明，连锁董事强度对技术创
新的总体影响是负向影响，但是回归系数并不显著。使用连锁董事数量替代连锁董事强度，结果没有变
化。由于连锁董事的技术创新效应不显著，其对技术创新的影响程度显然低于技术连锁董事，因此，实证
结果部分支持假设 20
技术连锁董事和非技术连锁董事的技术创新效应共同作用形成连锁董事的技术创新效应，虽然技术
连锁董事的技术创新效应显著，但是非技术连锁董事的技术创新效应不显著，而且非技术连锁董事的数
量占连锁董事数量的 80% 以上。因此，技术连锁董事的技术创新效应被非技术连锁董事的影响所掩盖，
因而连锁董事对企业技术创新没有显著影响。
《贵州财经大学学报}2015 年第 5 期 总第 178 期 -E甲甲.77.
(四)独立、执行技术连锁董事与技术创新
通过表 6 中的模型 VII 可以发现，独立技术连锁董事和执行技术连锁董事都显著正向影响企业的技
术创新技人，不过二者的影响程度有所不同，独立技术连锁董事的影响程度在 5%显著性水平上显著，而
执行技术连锁董事的影响程度在 10%显著性水平上显著。
表 6 模型回归结果
工立11 VII VIII IX X
技术连锁董事 () * *布 () • '* (1. 18)
独立技术连锁董事 () .事
执行技术连锁董事 ( 1. 79) *
独立技术×执行技术连
锁董事 ( -1. 01 )
国有控股 () * * •
国有控股×技术连锁董事 ( - 1. 32)
一 一 -0.ω037
董事会规模 ( - ) ( ) ( ) (一 )
CR5指数 (1. 35) ( 1. 18) ( ) ()
-0. ∞43834
总资产对数 ( - ) * * * ()*** ( ) ..咿 ( )
资产收益率 () * * () * * ( 1. 22) (1. 71) *
F 值
Prob > F
调整 R 方
样本数量 950 950 326 624
注.括号中的值是 t 统计量， * * *、* *、*分别表示在 19毛、5% 和 10% 水平上显著。
总体来看，独立技术连锁董事和执行技术连锁董事的区别在于独立董事身份和执行董事身份。独立
技术连锁董事的技术资源主要来自企业集团外部，而执行技术连锁董事的技术资源主要来自企业集团内
部，来自集团外部的技术资源对企业技术创新的边际影响可能更高;独立技术连锁董事的独立董事身份
使其可以更加客观和公正地评价公司的研发决策，而执行技术连锁董事的执行董事身份使其更关注当期
收益或者当期收益与长期收益的平衡，减弱对技术创新的支持力度。因此，独立技术连锁董事的技术创
新效应要大于执行技术连锁董事的技术创新效应。这验证了假设 3 0
独立技术连锁董事和执行技术连锁董事交互项系数为负，虽然显著性系数不显著，但是体现了替代
效应的趋势，这部分验证了假设屿，拒绝了假设 4a o
(五)控股类型对技术连锁董事技术创新效应的影响
我们的实证数据表明公司实际控制人影响企业的技术创新，非国有控股上市公司更倾向于进行技术
创新(见表 6 模型 vm) 。非国有控股企业更倾向于进行技术创新，这与非国有控股企业处于市场竞争行
业有关，市场竞争迫使企业进行技术创新。假设 5 得到了有力的验证。
我们在回归模型中通过增加技术连锁董事与控股类型交叉项来检验控股类型对技术连锁董事技术
创新效应的影响。通过表 6 中的模型 vm 可以发现，技术连锁董事与控股类型交叉项的系数为负，说明
.78_甲- 《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期
非国有企业中技术连锁董事的技术创新效应低于国有控股企业，虽然回归系数不显著，但 T 值为- 1. 32 ,
也说明了这样的趋势。假设 6 通过了检验。
为了进一步考察控股类型对技术董事创新效应的影响，我们分别对国有控股上市公司和非国有控股
上市公司进行回归分析(表 6 模型 IX 、 X) 0 在国有控股公司样本中，技术连锁董事对技术创新的影响非
常显著(显著'性水平 1%) ，而在非国有控股公司样本中，技术连锁董事对技术创新的影响不显著，显著性
水平大大降低。这表明控股类型确实影响技术连锁董事的技术创新效应。
我们的数据表明控股类型显著影响技术创新投入，非国有企业的技术创新技人水平显著高于国有企
业，但是非国有企业中技术连锁董事的创新效应被抑制，为此，我们考察了控股类型对技术连锁董事数量
的影响。通过表 7 可以发现，控股类型显著影响上市公司聘用的连锁董事数量，在其他情况不变的情况
下，国有控股公司聘用更多的连锁董事，聘用更多的技术连锁董事。
相对于非国有控股公司，国有控股公司的技术连锁董事的技术创新效应显著，主要原因在于:第
国有控股公司技术创新不足，技术连锁董事技术创新的边际效应相对较高;第二，国有控股公司聘用更多
的技术连锁董事;第三，非国有控股公司重视技术创新，其他董事也有较高的技术创新偏好和动力，掩盖
了技术连锁董事的作用。
表 7 模型回归结果
丁立1? 连锁董事数量 技术连锁董事数量 执行技术连锁董事 独立技术连锁董事
国有控股 ( - ) , , • ()" , ( - ) • • , ( )
o. 1344051
董事会规模 (1. 72)' ( ) () .巾事 () .，事
CR5指数 (0. 11) (0 ‘ 49) ( ) ()
总资产对数
() 事， , () , , , () ，拿* (1. 26)
1. 096052 一 ∞3 一 o. 262965 资产收益率 (1. 14) ( ) ( ) ( )
F 值 23. 73 8. 77
Prob > F o.α)()() ∞
调整 R 方
样本数量 950 950 950 950
注:括号中的值是 t 统计量， * * *、* *、*分别表示在 1% 、5% 和 10'1配水平上显著。
(六)控制变量与技术创新
我们选择董事会规模、C盯指数、公司规模、总资产收益率作为控制变量，董事会规模、CR5 指数对公
司的技术创新没有显著影响，公司规模、总资产收益率显著影响公司的技术创新水平。
公司规模显著负向影响技术创新，可能是由于我们以研发投入的营业收入占比作为技术创新的变
量，而公司规模越大，相应的营业收入就越高，相应地降低了研发投人的营业收入占比。总资产收益率增
加企业的技术创新技人，可能是税收优惠政策和企业盈利管理双重作用的结果。税法规定研发投入可以
作为所得税的扣除项，高新技术企业甚至可以加计扣除，鼓励企业进行研发投入;上市公司有盈利压力，
需要维持盈利增长，在利润较高时，增加研发投入可以降低税负，利润较低时，减少研发投入可以维持报
表利润，因而利润水平显著正向影响技术研发投入。
《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期 ·回帽_79.
六、稳健性检验
我们以 2011 年的数据进行稳健性检验。表 8 列示了以 2011 年数据为样本的回归结果，通过表 8 可
以发现，连锁董事没有影响企业的技术创新投入，技术连锁董事显著促进企业的技术创新投入，独立技术
连锁董事的技术创新效应高于执行技术连锁董事的技术创新效应，与非国有控股公司相比，国有控股公
司技术连锁董事的技术创新效应更高，这与来自 2012 年数据的结论完全一致。这表明我们的研究结论
是稳健的。
表 8 模型回归结果(2011 年}
丁卡」! I II III IV V VI
o. 仪)()3805
连锁董事强度 ( 1. 43)
o. ∞2171 技术连锁董事 () .拿* ( 1. 45) (2. 18) 事咖 () • • •
独立技术 o. ∞28629
连锁董事 (2. ∞γ'
执行技术
连锁董事 (1. 39)
国有控股 () • •
-0. ∞06827
国有控股 x技术连锁董事 ( )
-0. ∞14156 -0. ∞14082 -0. ∞16702
董事会规模 ( - ) 事串串 ( ) 拿. • ( - ) 申事事 ( ) • • • ( ) ( - )
o. ∞82841 o. ∞84862 o. ∞83121 o. ∞35214 C阳指数 ( 1. 88) , ( 1. 93) 掌 ( 1. 89) • (1. 77)' () • • • ()
-0. ∞37126 -0. ∞34409 o. 以)()7643
总资产对数 ()" • ( ) 串串* ( - ) ，事拿 ()'" ( ) 事. , ( )
0408369
资产收益率
() 事. • () 串串串 ()' 事事 () 掌， , () , .. ( 1. 42)
F 值 11. 31
Prob > F ∞o ∞
调整 R 方
样本数量 855 855 855 855 311 544
注:括号中的值是 t 统计量， * * *、* *、*分别表示在 1% 、5% 和 10%水平上显著。
七、结论及政策性涵义
我们的主要结论包括:(1)技术连锁董事显著促进企业技术创新;(2) 独立技术连锁董事的技术创新
效应大于执行技术连锁董事的技术创新效应;(3)与非国有控股公司相比，国有控股公司技术连锁董事的
技术创新效应更强，因为非国有控股公司的董事会有更高的技术创新共识，掩盖了技术连锁董事的作用，
同时也在于国有控股公司意识到了技术创新不足聘用了更多的技术连锁董事，另外，也是由于国有控股
公司技术创新不足使得技术连锁董事的边际技术创新效应相对提高; (4) 连锁董事对企业技术创新没有
显著影响，原因在于技术连锁董事比例较低，非技术连锁董事对技术创新的影响掩盖了技术连锁董事的
技术创新效应。
我们的研究具有重要的政策性涵义:第一，技术连锁董事技术创新偏好较强，并带来技术社会资本，
可以促进企业的技术创新，因此，企业在选聘连锁董事时，应选聘一定比例的技术连锁董事，通过技术连
锁董事获取技术创新资源，提高企业创新偏好，实现技术创新。第二，十八届三中全会提出"建立产学研
协同创新机制，强化企业在技术创新中的主体地位，发挥大型企业创新骨干作用作为大型骨干企业的
.80_回回回 《贵州财经大学学报>>2015 年第 5 期 总第 178 期
国有控股企业，技术创新动力明显低于非国有控股企业，但是技术连锁董事的技术创新边际效应更高。
因此，国有控股企业可以通过选聘更多的技术连锁董事来提高企业的技术创新水平O
参考文献:
[1 J Mizruchi M. 忌， Steams L. B. A Longitudinal Study of the Formation of Interlocking Directorates [J J. Administrative
Science Quarterly , 1988 , 39(2): 194 -210.
[2 J Joakim W. , Sergey A. , Daniel O. Does Network Board Capital Matter? A Study of lnnovative Performance in Strategic
SME N etworks [J J. J oumal of Business Research , 2010 , 63 ( 1 ) : 265 - 275.
[3 J Yli - Renko H. , Autio E. , Sapienza H. J. Social Capital , Knowledge Acquisition , and Knowledge Exploitation in Young
Technology Based Firms [1]. Strategic Management Joumal , 2001 , 22 ( 6) : 587 - 613.
[4 J Gabbay S. M. , Zuckerman E. W. Social Capital and Opportun向 in Corporate R&D: the Contingent Effect of Contact
Density on Mobility Expectations [J J. Social Science Research , 1998 , 27 (2) : 189 - 217.
[5J李新功.以社会资本为契机提高区域技术创新能力 [JJ. 管理世界，2007 (1) : 158 - 159.
[6J 韦影.企业社会资本与技术创新:基于吸收能力的实证研究[JJ 中国工业经济，2007(9): 119 -127.
[7J 林沸|钮，林汉)11.中国制造业企业的技术创新活动一一社会资本的作用[J].数量经济技术经济研究，2012( 10):
37 - 5 l.
[8J 段海艳.连锁董事、组织冗余与企业创新绩效关系研究[JJ. 科学学研究，2012( 4) : 631 - 640.
[9J 朱金菊，段海艳.连锁董事对中小企业技术创新影响研究[JJ 财会通讯，2013 (12) :91 - 93.
[ 10 J Barker V. L. CEO Characteristics and Firm R&D Spending[ J]. Management Science , 2002 , 48 ( 6) : 782 - 80 l.
[ 11 J Hambrick D. C. , Mason P. A. Upper Echelons: The Organization as a Reflection of Its Top Managers [J J. The Acade-
my of Management Review , 1984 , 9(2): 193 -206.
[12J 何强，陈松.我国上市公司董事会结构对 R&D 投入的影响[1].系统管理学报，2009(6): 612 -619.
[ 13 J 胡元木.技术独立董事可以提高 R&D 产出效率吗一一来自中国证券市场的研究[J J. 南开管理评论，2012 (2) :
136 - 142.
[14J德鲁克创新与企业家精神[MJ. 张炜译，上海:上海人民出版社，2∞2 :25 -35.
[ 15 J 刘运固，刘雯.我国上市公司的高管任期与 R&D 支出[1].管理世界，2007 (1) : 128 - 136.
[16J 何强，陈松.董事会学历分布与 R&D 投入:基于制造业上市公司的实证研究[1].软科学，2011 (2): 121 -127
[ 17J 汪延明，杜龙政.产业链治理:技术董事协同效率评价研究 [JJ. 经济师，2011(8):64-66.
[ 18 J Boone A. L. , Field L. C. , Ka叩olf 1.旺， Rahejad C. G.. The Determinants of Corporate Board Size and Composition:
An Empirical Analysis [J]. Joumal of Financia1 Economics , 2007 , 85 (1) :66 - 1Ol.
[19 J 王永明，宋艳伟.独立董事对上市公司技术创新投资的影响研究[1].科学管理研究，201O( 5) :94 - 97.
[20 J Richardson R. J. Directorship lnterlocks and Corporate Profitability [J J. Administrative Science Quarterly , 1987 , 32
(3) : 367 - 386.
[21 J Fich E. M. , White L. 1. Why do CEOs Reciprocally Sit on Each Other主 Boards? [J J. J oumal of Corporate Finance ,
2∞5 ， 11( 1): 175-195.
[22 J Yeo H. 1. , Pochet C. , Alcouffe A. CEO Reciprocal lnterlocks in French Corporations [1]. Joumal of Management and
Govemance , 2003 ( 1 ) : 87 - 108.
[23 J 任兵，区玉辉，彭维刚，
《贵州财经大学学报)2015 年第 5 期 总第 178 期 E回回.81.
[30J何强，陈松.创新发展、董事创新偏好于研发技人[J J .产业经济研究，2013(6): 99 -110.
[31J 李宏贵，熊胜绪，谢峰.社会资本与企业创新能力关系研究[JJ. 科技进步与对策，2011 (23) : 108 一 113.
[32J 严成棵.社会资本、创新与长期经济增长[JJ. 经济研究，2012 (1 1) :48 - 60.
[33 J Nahapiet J. , Ghoshal S. Social Capital , Intellectual , and the Organizational Advantage [J J , Academy of Management
Review , 1998 , 23(2): 212 -266.
[34 J Hansen M. T. The Search - transfer Problem: The Role of Weak Ties in Sharing Knowledge across Organization Sub - u-
nits [J J. Administrative Science Quarterly , 1999 , 44 ( 1) : 82 - 111.
[ 35 J Pfeffer J. Size and Composition of Corporate Boards of Directors: The Organization and its Environment [J J. Administra-
tive Science Quarterly , 1972 , 17 (2) : 218 - 228.
[ 36 J Williamson O. Corporate Govemance [J J. Yale Law J oumal , 1984 , 93 ( 7): 1197 - 1230.
[37J 王黎萤.研发团队创新气氛的维度开发与结构验证[1].科学学研究，2010 ， 28(6) :952 -960.
[38JAncona D. G. , Caldwell D. F. Demography and Design: Predictors of New Product Team Performance [JJ. Organiza-
tion Science , 1992 ,3 (3) :321 - 341.
[39 J 樊钱涛，韩英华.研发团队中知识创新效率影响机制研究[JJ. 科学学研究，2∞8(6): 1316-1324.
[ 40 J Tao Z. , Zhu T. An Agency Theory of Transactions without Contract Enforcement: The Case of China [J J. China Eco-
nomic Review , 2∞1 (1): 1 - 14.
[41J 黄再胜，王玉.公平偏好、薪酬管制与国企高管薪酬-一一一种基于行为合约理论的分析[1].财经研究，2∞9 (1) :
16 -27.
[42J余明桂，潘红波.金融发展、商业信用与产品市场竞争[JJ. 管理世界，2010(8) :117 -129.
[43J 邵敏，包群.地方政府补贴企业行为分析:扶持强者还是保护弱者? [JJ. 世界经济文汇，2011 (1) :56-72
Can Technology Interlocking Directorates Promote Technology Innovation
- Evidences from Listed 岛lanufacturing Companies in China
WANG Guang_rongI •2 ,1I Jian-biao2
(1. WeiFang University , Weifang ,Shandong 261061 , China; 2. Nankai University , Tianjin , 300071 , China)
Abstract: Technology innovation is a main resource for core competitiveness of enterprises. Technology interlocking directorates
should promote technology innovation as their preference for technology innovation and technology resources , but
technology interlocking directorates' effects on technology innovation aren' t focused on. From the perspective of impetus
and abilities of technology innovation , this paper first analyses effects of technology interlocking directorates on technology
innovation , then makes empirical test by using data from listed manufacturing companies from 2011 to 2012 in China.
Empirical results show (1) technology interlocking directorates can promote technology innovation; (2) effects of
technology interlocking directorates on technology innovation are stronger in state - owned companies than in other
companies; (3) effects of independent technology interlocking directorates on technology innovation are stronger than that
of executive technology interlocking directorates. We first explore technology interlocking directorates and their effects on
technology innovation , and our results can provide an important basis for decision making about technology innovation and
selecting of technology interlocking directorates.
Key words: technology interlocking directorates; technology innovation; independent technology interlocking directorates; executive
technology interlocking directorates
责任编辑:吴锦丹
