技術董事、技術資源配置與公司成長
——基于生命周期的動態研究

張德鋒，王 偉 (.青島大學經濟學院，山東 青島 26607;2.青島農業大學經濟學院，山東 青島 26609)

0 引言

公司健康成長是產業轉型升級與高質量發展的關鍵，成長的動力源自創新。近年來中國公司呈現 “大量涌現與快速消亡”的特征，平均生存期僅6.1年，遠低西方國家[1]。之所以出現未盛先衰，根本原因在于尚未厘清創新要素對公司成長的作用機理及成長階段的動態差異。技術、人力與制度是三大核心創新要素。作為公司治理的制度安排、技術資源配置的決策者、高級人力的組成部分，技術董事兼具技術-人力-制度多重特質，對公司技術資源及成長能力產生重要影響，三者之間存在很強的內在邏輯，且在不同生命階段，公司有不同戰略、組織結構和決策模式[2]，亦有適配的高管表現和治理效果[3-4]。聚焦公司不同成長階段，細致探尋技術董事、技術資源配置對成長的協同作用及動態差異，有助于深化學界對中國公司成長規律的內在認識。技術董事的驅動效應是否與成長階段有關系？其作用是否呈現動態階段差異？其與技術資源的動態協同效應何在？解決以上問題有助于加深對技術董事作用機制的科學認識，更有針對性、動態化加強技術董事治理，規劃技術資源配置戰略，促進公司轉型升級并步入良性發展軌道。

技術董事、技術資源對公司成長的作用關系，近年引起學者的密切關注，相關研究集中在兩個方面。一是技術資源配置與公司成長，以對技術研發與創新的研究居多[5-8]；二是技術董事與公司成長,大多發現其通過創新效率[9-10]、R&D效率[11]、研發投資[6,12]、抑制產能過剩[13]、抑制真實盈余[9,14]等驅動公司成長。總體看，既有研究取得了豐富成果，但大多從靜態展開。本文擬從生命周期出發，探索技術董事對公司成長的驅動效應、技術資源配置的中介效應及動態差異。

1 理論分析與假設

1.1 技術董事、生命周期與公司成長

伴隨董事會對公司戰略影響的日益增強，相關研究聚焦技術董事。眾多理論學派支持技術董事對公司成長的作用。人力資本理論認為，異質型人力是公司成長的核心力量。高階理論主張，公司高管團隊擁有的創新觀、價值觀、認知觀會通過戰略規劃、制定與實施驅動公司成長。資源基礎理論指出，擁有生產和研發等核心技能的專家構成公司核心競爭優勢，提高公司經營成功率，促進公司成長[15]。而技術董事是集技術、管理于一身的高級專家，是高管團隊的重要部分，驅動公司成長。其作用機理主要體現在3個方面。

(1)戰略規劃與選擇。高管個人特征影響公司戰略規劃與選擇，進而影響管理結果[6]。董事會雖不直接制定戰略，但卻掌握主要戰略規劃，尤其對創新戰略選擇產生重要影響[16]。研究表明，技術董事兼具經營管理、技術創新等才能，體現出 “技術商人”特質，是集創新與領導于一身的高級人才[17-18]，其憑借技術專長或從業經歷，更傾向關注技術進步與產品創新，通過參與項目決策，實現與其他高管協同管理，發揮 “專家顧問效應”[9]，把握行業前沿，采取與行業健康發展相匹配的研發戰略，降低投資失敗率，為公司成長贏得先機[19]。對此，劉中燕等從研發視角驗證了技術董事對公司可持續增長具有顯著正效應[6]。

(2)網絡效應。公司資源獲取能力的大小受董事網絡位置的影響，主要體現在：技術董事憑借技術經驗專長，建立與外界技術專家、公司之間的密切聯系，有助于增強創新協作、降低交易成本，緩解不確定因素，搶占優質項目，構建公司成長空間關系網，最大程度地利用社會資本。Barker[20]等研究發現，管理者擁有的學位類型會對戰略決策產生影響，具有技術相關背景的董事更傾向將資源投入研發。Gabbay[21]強調，社會資本有助于內部資源交換與技術創新，通過連鎖董事和其他公司建立關聯，實現資源信息空間共享。張丹等[17]證實，董事網絡中心度、弱連鎖程度及網絡專業性對公司創新績效有積極效應。

(3)監督效應。技術董事作為技術專家，能夠對股東和管理層進行有效監督，緩解委托代理問題。胡元木的研究顯示，技術獨董能夠抑制大股東利益侵占及操控研發費用的真實盈余管理，當技術獨董兼職公司過多時，這種監督作用會減弱[10]。文芳等[22]從增強研發強度、抑制研發費用方面印證技術董事對公司發展的多重作用。周澤將發現技術專家擔任董事能夠抑制公司的產能過剩[13]。

動態層面，處于不同階段的公司，人力資本異質性導致公司績效差異[23]。技術董事的戰略選擇與決策受公司生命周期的影響，其治理效應呈現一定的階段特點，致使成長驅動力動態變化[18-19,24]。處于成長階段的公司，關鍵人才的水平和質量決定其發展潛力[25]，受持續高速成長的內在需求驅使，往往會積極獵頭具有技術專長的人為技術董事，以改善技術資源配置。但此階段成長主要仍依靠管理者能力和產品推銷力，而非公司創新[26]，所以技術董事作用并不突出[27]。步入成熟階段的公司，治理環境相對規范，公司發展更依賴產品創新和管理能力，技術董事制度日漸完善，管理者對研發創新重視程度日益提高[27-28]。此時，公司需要技術董事為研發提供思路、建議與監督。相應地，其人員結構、職責權限、技術決策參與度與能力隨之提升，對成長推力亦加大。但到成熟后期，前期生產要素規模報酬遞減、機構人員管理問題日趨復雜、市場競爭導致產品微利，內部治理問題頻出，效率下降，技術董事決策質量也受到影響，影響戰略目標的制定、執行與實現[29-30]。若長此以往，公司就會步入衰退期。衰退階段，其成長速度會出現下滑趨向[28]，迫切需要提高運營效率、創造新的增長點[2]。但此時公司往往內外交困、風險大、資金短缺、激勵力度與效果都下降。盡管技術董事仍會憑借決策權限、技術知識管理經驗與背景沉淀去尋求新的技術機會或業務增長點，盡可能延緩衰變速度，但與成長、成熟公司相比，決策質量明顯下降[5-6,9-10]。據此，提出假設H1a：設置技術董事對公司成長具有顯著的促進效應。H1b：技術董事對公司成長的促進效應呈現明顯的階段特征，成熟期公司最明顯，成長期公司次之，衰退期公司最低。

1.2 技術董事、生命周期與技術資源配置

董事是公司發展一系列重大戰略事項的重大影響或決策者。技術董事是董事會重要的組成部分，對公司重大事項擁有一定的影響能力，尤其是對公司創新戰略、研發費用使用、技術資源配置途徑、方式與效果都起到作用。相對于其他董事，技術董事具有3個較明顯的優勢：①他們技術能力較強，大多具有基礎研究、技術研發、技術應用等背景，積累豐富專業技術經驗，能夠敏捷識別、判斷公司技術發展前景[9-13]；②他們更愿意支持培育、營造技術創新的文化氛圍，加大對高技術人才聘任力度[6,11]；③他們更重視研發創新，能夠把有限資金優先投入到技術開發、改造等項目[9-11]。圍繞技術董事與技術資源配置關系，一些文獻給予支持。胡永平[31]、劉中燕等[6]均證實技術董事能夠有效促進公司研發水平。Finkelstein發現，接受技術相關專業學習、從事技術崗位的董事大多對高新技術走向具有較強識別能力，能夠加大研發投資，特別是創新意識較強的CEO更能快速驅動技術資源配置[32]。胡元木的研究顯示，近年上市公司技術研發投資雖然明顯增大，但高精尖技術變化并不大。這種現象在聘任技術獨立董事后有所改變[11]。另外，劉中燕、陳險峰、韓忠雪等也支持技術高管有助于擴大研發投資規模、技術資源數量和高技術人才，增強技術資源配置效果[6,18,28]。

動態上，在生命周期不同階段，公司有不同戰略、組織結構和決策模式[2]，也有相匹配的高管表現和治理效果[3-4]。相應地，技術董事對技術資源配置的作用能力也呈現明顯的階段特點。成長期的公司對戰略性技術投資的需求較大，為降低投資風險、提高決策質量，往往會考慮設置技術董事，主要是參與重大戰略技術投資、高新技術研發投入，為技術資源配置提供專業化指導建議[17-18]。但考慮到此階段董事治理制度還不夠健全，薪酬形式以貨幣與在職消費為主[33]，技術董事對公司內部資源管理決策的參與度還不高，作用力度要小些[27]。而成熟期公司，技術資源配置較充足，具備朝技術頂端攀登克難的資金、人力與組織基礎，公司治理、技術董事聘任、考核、職權等各項細則較完善，股權激勵力度大[33]，公司有較強盈利能力和經營效率，技術董事決策參與度及主觀能動性都大大提高，能夠發揮更大治理效應[27]。相比之下，衰退期公司技術更新不及時，利用效率低下，受外部環境、內部資源、管理制度、在職消費等多因子多重制約[33]，技術董事作用明顯下降，僅能延緩下滑速度，很難扭轉下坡局面[26]。朱永明等[34]基于海外背景對各生命階段技術董事作用程度進行驗證，發現成長、成熟期董事對創新投入有顯著作用，衰退期相反。據此，提出假設H2a：技術董事對技術資源配置有顯著的正效應。H2b：技術董事對技術資源配置促進效應呈現階段特征，成熟期最明顯，成長期次之，衰退期最小。

1.3 技術資源配置的中介效應

人力資本學派主張，人力資本主要通過與其他資本的交互、中介作用驅動公司績效。技術董事亦應如此。本文認為，技術資源是技術董事促進公司成長的一個中介機制。

依據內生成長理論，公司成長依賴內部異質資源、能力等各種創新要素的科學配置。其中，技術資源是最重要的異質創新資源。優化技術資源配置，公司可以實現快速成長，國內外眾多創新學者給予支持[30,35-36]。在國外，Sergey等[37]認為技術資源優化培育應成為公司創新性投資與高新產品生產的核心判別標準，公司的創新過程實質上是優質技術資源投資的過程，公司生產過程是技術資源投放與高新產品生產的過程，公司應通過培育核心技術資源實現持續發展[30]。Mcgrattan等、Marek利用一個融合技術資源的D-S函數模型驗證了技術資源對美國經濟增長、公司發展的雙重正效應[35-36]。在國內，羅福凱證實技術資本的邊際產出大于物質與勞動。王京從技術-知識視角、許秀梅從技術-人力視角證實技術資源配置對公司成長的重要性[7-8]。

依此推論，技術資源配置是公司技術能力、綜合創新水平與內在發展潛能的重要體現，是成長與獲利的基礎支撐，公司成長能力應與技術資源配置保持同一方向變動。再結合前述的理論闡釋，技術董事擁有較高技術能力，能夠提供專業技術管理建議，幫助管理層加大對生產經營中技術問題的層層把控，改善技術資源配置效果。基于以上邏輯，技術董事應能通過改善技術資源配置效果，間接驅動公司成長，即技術資源配置是技術董事與公司成長之間的重要中介變量。對此，已有部分學者從不同視角給予間接支持。胡元木的研究顯示，技術專家型董事與公司績效正相關，創新效率起到部分中介作用，且兼具時滯與當期效應[9]。劉中燕等[6]發現研發投入是技術董事促進公司可持續增長的一個重要中介。

動態層面上，公司對技術資源的跨期配置能力很大程度上決定成長持續性。不同階段的公司，由于資源與能力充盈度有別，公司往往會優先配置對當前業績最具制約性的資源，這使得技術配置狀況呈現明顯的階段特征[5-8,28-29]。具體體現在：成長期的公司主要致力于資源整合，創新能力提高，為公司降低生產成本、獲取高額利潤、形成差異化競爭優勢奠定了基礎[32]，但此時資金約束明顯，開展尖端技術研發往往舉步維艱，公司成長更多地是靠技術資源配置的規模效應拉動[38]；處于成熟期的公司，擁有較大的市場份額、穩定的客戶群、高素質管理人才以及高水平研發團隊，融資渠道更加通暢[32]，技術水平和盈利能力均大幅提升，治理結構日臻完善，擁有充足的經營現金流和豐厚資本留存[39]，技術資源配置已具備相當規模，公司技術管理重心由增加規模轉至質量提升，培育在同行中、國內甚至國外居于領先地位的高尖端核心技術,優化技術配置比例，提高要素配置效率[5-6]。步入衰退期的公司，往往資金匱乏，首要戰略目標是盡快越過衰退門檻，實現成功轉型，受制于融資困難，創新動力不足[39-40]，此時公司往往優先配置短期效應明顯的要素，高新技術資源投入大、風險高，會降低財務效率及投資者走出困境的信心，因而增配數量受限，研發力度會明顯下降，產出及利用效率低下，要素配置比例失衡，技術資源配置對成長驅動能力明顯下降[5-6,32]。據此，提出假設H3a：技術資源配置是技術董事與公司成長之間的中介變量，即技術董事能夠通過提升技術資源配置規模，進而促進公司成長。H3b：技術資源配置中介效應呈現一定階段特征，成熟期最明顯，成長期次之，衰退期最小。

本文研究模型如圖1所示。技術董事對公司成長的驅動體現在：①技術董事直接促進公司成長；②技術董事通過優化技術資源配置間接驅動公司成長。驗證的核心是技術資源配置能否成為技術董事與公司成長的中介變量。鑒于創業期公司董事治理制度尚不健全，技術資源配置相對較弱，借鑒彭娟[25]對生命周期的認定，文中僅討論成長、成熟與衰退期技術董事、技術資源配置對公司成長的驅動效應。

圖1 本文研究框架

2 研究設計

2.1 變量測量

(1)生命周期劃分。現有文獻對生命周期界定各異。有人選用留存收益、成長年限、現金流量作為區分指標，有人選用銷售收入增長率[25]、資本支出率、紅利支付率、效率變動來衡量生命階段[41]。也有人提出需注重技術研發投資及賬面市值比等長期績效指標。以上諸指標并不能恰當應用于本土公司，主要因為：國內公司成長年齡與生命周期曲線關系不突出，紅利發放不規律，很難與生命周期適配，且受行業、公司領導風格等影響，即使處于同一階段的公司，資本支出也有顯著差異。權衡現有做法，借鑒徐斌[24]做法，本文采用層次篩選法，將樣本劃分3個組別，對公司分輪篩選逐批確定公司生命階段。過程如下：第1層篩選—銷售收入增長率。考慮到公司成長過程中，銷售收入增長率總是呈現遞增—遞減走勢，該指標與成長聯系密切，應作為首選指標。將銷售收入增長率連續3年小于零的公司界定為衰退公司樣本；進一步，借鑒經濟學評分法和中位排序法，將銷售收入增長率大于零且居前50%的公司作為成長期公司集合Ⅰ，將排后50%的公司作為成熟期公司集合Ⅱ；第2層篩選—留存收益率。留存收益率高表明公司度過高速成長階段，且積累較多收益，應界定為成熟公司。若留存收益率較低，說明公司可能進行規模擴張，或經營不善透支留存收益，前者處于成長期，后者處于衰退期。基于此，按照留存收益率排名，將上三分位區間的公司作為成熟期集合Ⅱ，并將同時滿足成熟期集合Ⅰ和Ⅱ的交集作為成熟期公司樣本；第3層篩選—投融資現金流量。選用投融資產生的現金流量調整首輪成長公司集合，將籌資凈額增長比率連續3年為正且投資凈額增長率連續3年為負的公司劃入成長期集合Ⅱ，并將成長期集合Ⅰ和Ⅱ交集作為成長公司樣本。

(2)被解釋變量：公司成長。Bain認為公司成長主要體現在市場主動性增強和市場份額增加。已有研究主要從公司規模、市場份額、盈利能力和發展能力等方面考察成長能力，測算指標包括銷售收入增長率、市場份額增長率、利潤增長率等會計指標和托賓Q等市值指標[42-43]。前者具有較高客觀性，但短視性突出，無法體現公司風險承受能力與增值潛能。相比之下，托賓Q代表市場價值與重置成本的相對比率，能夠體現投資者對公司未來年度可實現利潤與成長后勁的期待度，具有一定的相關性與可靠性[5-9]。本文采用托賓Q測量公司成長。

(3)解釋變量：技術董事。技術董事意指具有技術專長的董事。借鑒胡元木[14]的研究，技術專長的界定依據4個標準：①具有計算機、工程、材料、制藥等技術較強的學科學習背景，且學歷在本科以上；②具有技術研發、研發技術崗位任職或曾擔任對口行業技術協會負責人的工作背景；③具有對口技術類高級職稱，如教授、工程師、研究員等；④擁有發明專利或獲得省級以上科技獎勵。滿足以上條件之一即為技術董事。 參照現有文獻的處理[9-14]，文中技術董事用技術董事占董事會成員的比重來界定，記為JSDS。

(5)控制變量集合。除了技術董事與技術資源配置外，公司成長還受其他因素影響。為提高研究精度，參照一些學者的處理[6,9,32]，本文選取以下控制變量集：股權集中度、資產負債率、物質投資、市場化程度、公司規模、控制人類型、所涉行業，且物質投資、公司規模等盡可能采用對數形式，以降低估算中非平穩序列、非線性關系等問題帶來的影響。相關變量界定見表1。

2.2 模型設定與計量

參照現有相關文獻中的中介變量構建與檢驗，本文對技術資源配置的中介效應進行模型設計與驗證。既有研究表明，技術資源配置的中介作用要成立需要同時滿足3個條件：①技術董事對公司成長的影響系數應顯著；②技術董事對技術資源配置的影響系數應顯著；③技術董事、技術資源配置對公司成長的影響系數應顯著，且技術董事系數應顯著降低。此時，若技術董事系數不顯著，表明技術資源配置起到完全中介作用；若技術董事系數雖降低但顯著，表明技術資源配置起到部分中介作用。

表1 變量符號與界定

為了檢驗H1，將技術董事JSDS作為解釋變量，將Q作為被解釋變量，得到模型 (1)：

為了驗證H2，將LNTC作為被解釋變量，將JSDS作為解釋變量，得到模型 (2)：

為了驗證H3和中介效應，將Q作為被解釋變量，LNTC和JSDS作為解釋變量，構建模型 (3)：

2.3 樣本與數據來源

上市公司在利潤獲取、技術能力、持續價值創造等方面比一般公司更具辨識度，發展的階段特征也更突出。因此，本文選取滬深上市公司為最初樣本，窗口期設定為2012—2018年。技術董事、非專利技術、技術等數據來自CSMAR數據庫，發明專利、實用新型專利等數據來自中國知識產權網，市場化指數依據既有文獻推算，公司治理、財務報告數據來自國泰安。為了提升樣本的可測精度，另進行細化篩選：①將未連續經營公司、ST及數據不完整公司予以剔除；②合并刪除樣本數量未達10個的行業；③去掉缺少主要研究變量的樣本；④各連續變量進行winsorize縮尾處理。整理得到縱向樣本1704個，共284家公司。按照生命周期篩選條件進行3層遞進篩選，最后得到成長公司有115家，成熟公司有94家，衰退公司有75家。

2.4 描述性統計

表2分別給出全樣本、分階段樣本各主要變量描述統計結果，各變量變異系數均小于1，說明變動程度均在可接受范圍內。

全樣本顯示，托賓Q最大值24.43，最小值為-8.07，平均數6.37大于中位數5.58，表明樣本公司成長能力差異較大，超過一半的公司低于平均水平，少部分公司成長指標值異常突出；LNTC最小值為11.75，最大值為21.73，中位數17.15略高于平均數17.09，表明超過一半的公司技術資源配置略高于平均水平，其他均分布于均值以下，特突出的公司偏少。JSDS也有類似趨勢，均值0.28，占董事會成員比例最高達62.1%，也有公司根本不設技術董事。另外，分階段樣本描述結果顯示出各變量階段差異：①成長階段的公司變量Q的中位數、均值明顯大于成熟期，衰退期最低；②對比成長—成熟—衰退期，技術資源配置中位數先增后降，成熟樣本最大；③JSDS的中位數、均值也呈現明顯的階段特征。以上特征是否會影響到對公司成長驅動力還有待進一步驗證。

表2 主要變量描述性統計數據

3 實證結果分析

3.1 技術董事設置、生命周期與公司成長：H1的檢驗

表3顯示各樣本模型 (1)的動態回歸結果，給出了控制影響公司成長的其他變量后，技術董事的影響程度與效應。其中，全樣本的回歸表明，技術董事JSDS對公司成長Q的影響系數0.17，達5%顯著性，說明公司提高技術董事比例，有助于促進公司成長，H1a得以驗證，與前人研究結論較為相符[2,5,10]。進一步地，對成長、成熟和衰退期分樣本的回歸結果顯示，技術董事JSDS對公司成長Q的影響系數為0.12 (5%顯著)、0.23 (1%顯著)、0.08 (10%顯著)，說明公司在成長、成熟與衰退階段，提高技術董事的配置比例都能夠驅動公司成長，且驅動關系具有明顯階段特征。技術董事對公司成長的作用效應以成熟期公司最突出，成長期公司次之，衰退期公司最低，H1b得到證實。

3.2 技術董事對技術資源配置的影響：H2的檢驗

表4分別給出各樣本模型 (2)的估計結果，報告了在控制其他相關變量后，技術董事JSDS對技術資源配置LNTC的作用效應與程度。回歸結果顯示：①針對全樣本，技術董事JSDS對技術資源配置LNTC的影響系數為0.18，1%顯著，說明公司提高技術董事在董事會成員中的比重，能夠促進技術資源配置增加，兩者體現為明顯的正向驅動，技術董事占比每提高1%，技術資源配置相應提高0.18%，H2a得以驗證；②在成長、成熟與衰退公司樣本中，技術董事JSDS與技術資源配置LNTC的回歸系數分別為0.15 (1%)、0.20 (1%)、0.05(10%)，說明伴隨公司發展階段變化，技術董事對技術資源配置驅動力呈階段特點，成熟期公司最強,成長期次之，衰退期最弱，H2b得到驗證，也支持了劉忠燕[6]、胡元木[9]的研究。

表3 模型 (1)的回歸結果

表4 模型 (2)的估計結果

3.3 技術資源配置的中介效應：H3的檢驗

表5顯示了模型 (3)在總樣本、分樣本中的回歸結果，顯示了在控制公司成長的其他相關變量集后，技術董事、技術資源配置對公司成長的協同驅動效應。以表5為基礎，表6給出各樣本技術董事的總效應、直接效應及技術資源配置的中介效應值，為中介效應關系驗證提供更有力支持。

表5 模型 (3)的估計結果

表6 技術董事的總效應及技術資源配置的中介效應

Baron等曾提出若控制中介變量，解釋變量對被解釋變量的影響不顯著，表明中介變量起到完全的中介效應，也是中介變量作用發揮的最好證明，若解釋變量的估算系數有所降低但仍顯著，說明存在部分中介效應。模型 (3)的回歸結果表明,隨著技術董事、技術資源配置變量的加入，其與公司成長的估算系數均呈現不同程度顯著性，且技術董事作用略有下降，表明技術資源配置發揮部分中介效應，這與胡元木、韓忠雪的結論相吻合[6,26]。進一步地，為了檢驗技術資源配置的這種傳導效果能否統計顯著，采用Freedman[44]的T值檢驗法對中介變量進行驗證，見表6，中介變量的中介效應均達到了一定顯著值。另外，考慮到變量多重共線性可能會影響模型估算精度，本文進行方差膨脹因子檢驗，顯示各變量VIF均低于 5.2，模型主要變量之間多重共線性未達顯著，前述回歸較可信。

模型 (3)的回歸結果顯示：①對于全樣本，伴隨技術資源配置LNTC的加入，技術資源配置LNTC、技術董事JSDS對公司成長Q的驅動系數分別為0.20 (1%顯著)、0.12 (5%顯著)，與前面模型一估算結果相比，技術董事JSDS的影響系數由最初0.17降為0.12，顯著性也隨之下降。全樣本估算結果很好地支持了技術資源配置LNTC在技術董事JSDS與公司成長Q之間的部分中介效應，H3a得以驗證。結合表6，全樣本下，技術資源配置的中介效應為0.04，小于技術董事直接效應0.13，占技術董事總效應比重為23.53%，說明除了提供一些有助于增加技術資源配置建議外，技術董事還會通過提供其他管理建議對公司成長產生明顯的直接驅動。整體看，目前技術董事對公司成長的驅動主要靠直接效應，其專業技能帶來的間接驅動還有待提高。②分樣本下，加入技術資源配置后，技術董事與公司成長的回歸系數由原來的0.12、0.23、0.08降至0.07、0.20和0.05，除了成熟樣本顯著性略降，其他保持不變。再結合表6，各樣本中介效應值分別為0.0、0.05、0.01，占總效用比重分別為13.04%、41.67%、12.5%，成熟期中介效應最明顯，成長期次之，衰退期最小，支持了H3b的存在。

3.4 穩健性檢驗

為了提高估算精度，可進行以下穩健檢驗：①用可持續增長率替代Q再次估算，發現技術資源配置中介作用仍成立；②將Sobel 檢驗法與Bootstrap法相結合再次驗證變量關系，將Bootstrap 法下的置信區間與Sobel法下的Z值比較，發現檢驗結果較吻合；③另選PSM方法再次驗證，以排除技術董事設置環節可能存在的自選擇偏誤，處理時，本文設定控制人類型、股權集中度等會影響技術董事的作用效果，據此對模型 (1)～ (3)中的控制變量Logit回歸，結果顯示技術董事仍能夠明顯驅動公司成長；④ 以行業作為聚類因子對模型再回歸，估算結果仍支持假設；⑤出于對公司地域的考慮，控制公司注冊省份再次回歸發現除個別變量系數顯著性有所降低，各假設均得到不同程度的支持；⑥調整樣本數量，即初始分析時，對不滿10家的行業進行剔除與合并，這樣可能會對結果產生影響。因此，以初始樣本為基礎進行調整，補充遺漏行業再回歸，結果仍穩健。

4 結論與建議

4.1 主要結論

本文基于生命周期視角，考察技術董事、技術資源配置對公司成長的共同作用機制。研究結論主要有：①驗證了H1a和H1b，技術董事對公司成長具有明顯的驅動效應，且驅動能力隨公司的發展階段呈現變動趨勢，成熟期公司最高；②驗證了H2a和H2b，技術董事能夠優化技術資源配置，提升幅度隨公司所處的發展階段而變；③驗證了H3a至H3b，技術資源配置是技術董事與公司成長之間的中介變量，起到顯著的傳導作用，且兼具一定的周期性，成熟公司最明顯，成長期次之，衰退期最弱。基于中國公司轉型升級、新舊動能轉換與高質量發展的現實情境。

4.2 貢獻、啟示與局限

與現有文獻相比，本文貢獻體現在：①豐富了企業成長的相關研究成果。以往對企業成長的研究多圍繞技術創新或制度創新單獨展開，本文針對處于不同生命階段的企業，展示技術董事、技術資源配置與企業成長的協同關系，挖掘技術資源配置的中介作用，拓展了企業成長理論對成長動因的現有研究。②為資源基礎理論的研究提供了增量證據。該理論強調物質、人力資本的作用，本文探討技術董事對公司成長的影響，為相關研究提供了證據。③拓展了公司治理、高階團隊、組織控制等學派對董事治理研究。以往董事治理文獻多圍繞董事年齡、背景、網絡、能力、技術等從靜態層面展開，鮮有動態層面的分析，本文挖掘技術董事作用機制的動態差異，為完善董事治理提供參考。

結合現階段公司技術資源配置及董事治理現狀，本文結論對處于創新困境中的中國公司董事會治理改革、技術創新能力提升及高質量發展提供有益的管理啟示：①技術董事設置既屬于董事會治理，又是高級技術型人力配置問題。董事會應加深對技術董事作用機制的認識，厘清技術資源與技術董事的動態關系，加大高層次、技術型董事引進，既要確保技術董事數量占比提升，還要關注技術董事的決策參與權、積極性與參與效果得到真正改進，最大程度發揮出技術董事的直接與間接驅動效應，助力公司快速步入健康成長軌道。②公司高層應深刻認識到不同生命階段技術資源配置、技術董事與公司成長之間的動態關系，科學、準確地把握所處的發展階段，全面權衡各類技術資源配置狀況、調整優化技術董事數量，制定與之相適配的技術董事管理制度與技術資源配置決策，最大程度調動技術董事積極性，驅動企業順利實現成長—成熟過渡，盡力延緩成熟期限，助力公司做大做強。③從政府層面看，應全面權衡把握各產業上市公司發展周期與成長狀況，針對生長階段特點制定相應的技術培育引導政策，適時出臺有關技術董事聘任、解聘、管理等規定，提升技術董事參與公司創新與發展決策的積極性。

受數據、文獻、篇幅限制，本文尚存以下不足：①技術董事結構復雜，本文僅將其作為整體進行研究，不同類型技術董事權力、信息量、特征不同，其作用差異與動態性有待探索，還應圍繞技術執行董事、非執行董事、獨立董事進行分樣本、分階段檢驗；②本文界定技術董事，僅考慮技術董事比例，忽略了教育背景、從業背景、創新偏好等特質帶來的成長效應，尚待后續數據驗證；③本文僅聚焦上市公司，主要是高新企業，且忽視行業帶來的影響。至于其他公司是否也有同樣作用效應，行業因子是否具有調節性，還留待檢驗。