高管风险偏好、独立董事与企业技术多元化*——基于山西省制造业上市公司的实证研究

史 敏，王欣荣，耿宇宁

（中北大学经济与管理学院，山西 太原 030051）

技术创新是企业开展产品创新、获取竞争优势的基石。随着市场需求日益复杂和动态多变，企业应该建立起一个数量和分布都比较合理的技术知识体系[1]。本文赞同何郁冰[1]提出的定义，企业技术多元化具有静态和动态双重属性，既可以看作企业在某一时点上技术知识的多样性，又表现为企业持续地保持或提高技术知识多样性的行为。现有文献普遍认同技术多元化能够帮助企业在动态环境中获得更好的财务绩效。那么，探讨如何提高企业的技术多元化能力则具有重要的研究意义。

高阶梯队理论认为，高层管理者的心理特征能够显著影响企业的战略决策。而风险偏好是一种会对决策产生重要影响的心理特征，风险偏好者和厌恶者往往会做出截然不同的选择。高管的风险偏好很可能会影响企业的技术多元化战略决策。现代企业制度所有权和经营权的分离催生了委托代理问题，独立董事是董事会中最特殊的成员，独立董事的监督和建言对高管战略决策产生的影响常常是学者们研究的热点。综上所述，本文将探讨高管风险偏好对企业技术多元化战略决策的影响，以及独立董事在其中发挥的治理效应。

山西省经济正处在从“一煤独大”、严重资源依赖向新能源、新材料、新技术等转型的重要阶段。深入开展山西能源革命综合改革、实现高质量转型发展，都必然需要强大的科技创新能力作为支撑。本文以山西省制造业上市公司为研究样本，能够更有针对性地为山西省制造业企业增强技术创新能力提出有益的建议。

1 理论分析和假设提出

现有文献从国家、产业、企业、产品等不同层面开展技术多元化研究，其中探讨最多的是企业的技术多元化[1]。企业技术多元化既是一种技术创新战略，也是一种多元化战略。企业技术多元化程度越高，说明企业的技术知识和技术能力分布的领域越广，越有可能在动态环境中抓住能够获得高收益的发展机会。然而，技术创新本身具有的高风险性[2]以及过度技术多元化损害财务绩效所体现出的“多元化折价”带来的风险均使得企业技术多元化战略具有较高的风险。热衷于风险的高管很可能会为了获得未来不确定的高收益而选择承担相应的高风险。学者们的研究表明，企业风险承担偏好能够显著促进企业的研发投入[3]，而研发投入对技术多元化有显著的正向影响[4]。因此，热衷风险的高管更可能做出技术多元化战略决策，不断拓展企业的技术领域，为将来在动态环境中获得竞争优势进行技术储备，由此本文提出假设H1。

H1：高管风险偏好对技术多元化有正向影响。

独立董事制度是现代公司治理体系中的重要组成部分，其作用体现在：通过在董事会中引入独立的第三方，保护中小股东利益，防止内部人控制，提高董事会的决策能力。董事会成员中独立董事占比高意味着能够更好地发挥独立董事的监督和建言作用，既能提高董事会的独立性，又能增强董事会的专业性。首先，独立董事能够着眼于企业的长远发展，提出客观中立、理性科学的发展意见，有效抑制高风险偏好管理者的盲目投资行为，使风险性投资决策更多地聚集于能够从根本上提高企业技术能力的研发项目[5]。其次，具有专业知识背景的独立董事往往具有更加宏观开阔的视野，不同专业背景的独立董事凭借对市场和技术发展趋势的了解和把握，能够为企业开展技术多元化储备提供有益的引导。最后，由独立董事形成的董事关系网络能够为企业带来更多研发联盟和技术合作机会[6]，这能够增加企业拓展技术知识领域的可能性，从而促使热衷风险的高管在做风险决策时更可能选择技术多元化。综合以上分析，独立董事很可能发挥着增强高管风险偏好对技术多元化正向影响的调节效应，由此本文提出假设H2。

H2：与低独立董事比例相比，在高独立董事比例的企业中，高管风险偏好对技术多元化的促进作用更强。

2 实证研究设计

2.1 样本选择与数据来源

我国上市公司从2007 年1 月1 日起执行新《企业会计准则》，因此本文将样本数据期间设置为2007—2020 年。截至2020 年12 月31 日，山西省在沪深两市A 股共有23 家制造业上市公司，对初始样本进行如下筛选：一是剔除在样本期间没有发明专利的公司；二是剔除借壳上市更名前的观测值；三是剔除ST 和*ST 特别处理的观测值。最终获得17家样本公司2007—2020 年的非平衡面板数据。

测量企业技术多元化所需的发明专利数据来源于佰腾网，在“申请（专利权） 人”选项处输入上市公司全称进行精确检索，收集该上市公司在样本期间每年拥有的发明专利主分类号。测量其他变量所用的数据均来源于Wind 资讯金融终端。为了消除极端值对统计结果的影响，对数值连续型原始数据按首尾各1%的标准进行Winsorize 处理。多元层次回归分析使用Stata 15 软件。

2.2 变量测量

2.2.1 自变量：高管风险偏好

高管的个体风险偏好会影响企业的风险倾向，企业风险承担可以认为是管理者风险偏好的集中体现[7]。借鉴周泽将等[8]的方法，本文采用公司盈利的波动性来衡量高管风险偏好，有两种测量方法将分别用于多元回归分析的主模型和稳健性检验。

方法一：用样本年度前瞻4 年的经行业均值调整后的净资产收益率（ROE） 的标准差来体现高管的风险偏好程度，计算公式为

式中：Adj_ROEi,t为i 公司第t 年经行业均值调整的ROE；m 为i 公司所在行业中企业的总数；k 为i 公司所在行业的代码；RPVi，t为i 公司第t 年的高管风险偏好；T 为计算标准差的年数。

方法二：用样本年度前瞻4 年的经行业均值调整后的净资产收益率（ROE） 的极差来体现高管热衷风险的程度，计算公式为

2.2.2 因变量：技术多元化

20 世纪90 年代基于专利数据的统计方法的兴起为学者们实证研究技术多元化提供了工具。发明专利比实用新型专利和外观设计专利更能体现企业的技术实力，因此本文利用企业每年拥有的发明专利在各技术领域的分布情况来衡量企业技术多元化程度，技术领域根据发明专利IPC 代码主分类号的前四位进行划分。

借鉴徐娟[9]的研究，本文采用熵指数（Entropy Index） 来计算企业技术多元化程度。假设某年某企业在n 个技术领域共拥有X 项发明专利，其中在第i 个技术领域拥有Xi项发明专利，Pi=Xi/X，那么该年该企业技术多元化的计算公式为

当企业某年的发明专利只涉及1个技术领域，即不存在技术多元化时，TD=0。TD 的数值在0 到n 之间变动，TD 值越大，说明企业的发明专利涉及的技术领域越多，在各技术领域分布得越均匀，即企业的技术多元化程度越高。

2.2.3 调节变量：独立董事比例

文献中通常采用独立董事人数占董事会总人数的比例来衡量独立董事的相对规模和影响力。为更好地开展研究，本文从3 个方面设定了控制变量：一是股权特征，包括实际控制人性质、股权集中度、股权制衡度；二是董事会特征，包括董事会规模；三是经营特征，包括公司规模、公司年龄、资产负债率、盈利能力。变量的名称、代码及测量方法见第90页表1。

2.3 模型设计

用熵指数测量的企业技术多元化数据为在数值0 处左归并的归并数据，应采用面板Tobit 回归模型。从高管做出技术多元化的研发决策到形成发明专利通常需要一定的时间和过程，因此用t-1 期的自变量高管风险偏好参与t 期的回归分析。独立董事通常在高管做决策时产生影响，因此调节变量与自变量一样是t-1 期。由此构建的研究模型为

3 实证研究分析

3.1 主要变量描述性统计和相关系数

3 个主要变量的描述性统计和相关系数见表2。自变量高管风险偏好（RPVt-1） 与因变量技术多元化（TDt） 的相关系数为正（r=0.024 3），与研究假设的预期一致，系数不显著。调节变量独立董事比例（IDRt-1） 与因变量企业技术多元化（TDt） 显著负相关（r=-0.353 7，P<0.01），与自变量高管风险偏好（RPVt-1） 的相关系数为负（r=-0.096 9），不显著。温忠麟等[10]提出，调节变量与自变量、因变量的相关关系可以显著或不显著，并且不显著的调节变量是更为理想的情境因素。相关系数呈现的只是变量两两之间的相关关系，要探讨多元变量情境下的影响关系需要在多元层次回归分析中进一步研究。

3.2 多元层次回归分析

假设检验的回归模型有4 个，见第91页表3，模型均在1%统计水平下显著，说明4 个模型都有很强的解释力。

模型1 是只放入控制变量的基准模型。

模型2 在基准模型的基础上加入自变量RPVt-1（高管风险偏好）。高管风险偏好（RPVt-1） 对技术多元化（TDt） 的影响系数为0.404 4，在5%的统计水平下显著，说明对山西省制造业上市公司而言，高管越热衷风险，企业的技术多元化程度越高，即高管风险偏好能够显著促进企业的技术多元化，假设H1 获得支持。

模型3 在模型2 的基础上加入调节变量IDRt-1（独立董事比例）。高管风险偏好（RPVt-1） 对技术多元化（TDt） 的影响系数仍然显著为正（0.409 6，P<0.05）。调节变量IDRt-1对因变量TDt的影响系数为正（0.278 1，P>0.1），不显著，和表2 中二者显著为负的相关关系截然不同，表明相关性分析和多元回归分析的原理和作用不一样，结果不是必然一致。

模型4 在模型3 的基础上加入自变量与调节变量的二次交乘项RPVt-1×IDRt-1。为了克服变量量纲的差异，在计算交乘项时对连续变量RPVt-1和IDRt-1进行了中心化处理。交乘项RPVt-1×IDRt-1对因变量TDt（技术多元化） 的回归系数为6.729 7，在5%统计水平下显著，与模型2、模型3 中自变量RPVt-1的系数均为正数，说明山西省制造业上市公司的独立董事比例越高，高管风险偏好对技术多元化的正向影响越强，即独立董事比例增强主效应的调节作用获得验证，假设H2 得到支持。

可以画出独立董事比例的调节效应示意图，有助于直观形象地理解调节变量对主效应的影响方向和影响强度，见图1。如图1 所示，代表低独立董事比例的虚线和代表高独立董事比例的实线斜率均为正，说明高管风险偏好对技术多元化始终具有正向影响。实线的斜率大于虚线，实线比虚线更为陡峭，说明与低独立董事比例的企业相比，同样水平的高管风险偏好在高独立董事比例的企业会带来更高的技术多元化程度，独立董事比例显著地发挥了增强主效应的调节作用。

3.3 稳健性检验

稳健性检验将自变量高管风险偏好的测量变更为方法二（RPR），仍然运用4 个模型开展多元层次回归分析，实证结果与主模型一致，假设H1 和假设H2 均获得支持。

4 研究结论和建议

本文基于高阶梯队理论和代理理论，选取沪深A 股17 家山西省制造业上市公司2007—2020 年的数据为样本，探讨高管风险偏好、独立董事与企业技术多元化之间的影响关系。实证研究发现，追求风险的高管会更热衷于拓展技术领域，通过承担多领域研发创新的高投入、高风险来进行技术储备，以期能够在动态环境中把握市场机遇，获得高收益；独立董事能够显著增强高管风险偏好对技术多元化的促进作用，发挥积极的治理效应。基于研究结论，本文提出如下管理建议。

1） 选聘有利于技术创新的高层管理者。在转型升级的关口，山西省制造业企业应该选聘有利于开展技术创新的高层管理者。包括技术多元化在内的技术创新战略都具有高风险、高投入的特点，因此必然需要高管具有一定的风险偏好，但是高管的风险偏好不是越高越好，而应该建立在对技术创新的理性判断之上，切忌盲目投资承担无谓的风险，损害企业的经营绩效和长远发展。

2） 提高独立董事的比例。建议山西省制造业上市公司运用好独立董事积极的治理效应，选聘具有独立性、专业性的独立董事，加大技术、市场、财务等不同专业背景独立董事的比例，从而帮助高层管理者提高投资决策的科学性、可行性和有效性，推进山西省制造业数字化转型、智能化升级，实现高质量转型发展。