陳思陽 孫光國

內(nèi)容提要：本文基于董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職(DRIs)的數(shù)據(jù)，考察產(chǎn)業(yè)鏈信息溢出給企業(yè)全要素生產(chǎn)率帶來的影響。研究結(jié)果表明，DRIs增強了上市公司的產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢，通過驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新提高了全要素生產(chǎn)率。董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任非獨立董事或管理層更有利于促進全要素生產(chǎn)率的提升；當上市公司對產(chǎn)業(yè)鏈信息需求更高時，DRIs的作用更強。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，良好的外部治理機制是DRIs發(fā)揮產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢的保障。DRIs具有產(chǎn)業(yè)協(xié)同作用，可以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈全要素生產(chǎn)率的提升。本文為剖析產(chǎn)業(yè)鏈信息如何實現(xiàn)融通提供了新視角，對探索產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平發(fā)展路徑提供了新思路。

一、問題提出

目前，中國經(jīng)濟在構(gòu)建新發(fā)展格局，高質(zhì)量發(fā)展取得新成效，實現(xiàn)了“十四五”良好開局。然而，中國經(jīng)濟發(fā)展正面臨需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力。無論國際風云如何變幻，中國都要不斷做強經(jīng)濟基礎(chǔ)，而打造具有現(xiàn)代化特征的產(chǎn)業(yè)鏈，是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵?！吨泄仓醒腙P(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》明確指出，要“形成具有更強創(chuàng)新力、更高附加值、更安全可靠的產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈”。面對外部環(huán)境不確定性的加速演進，及時獲取產(chǎn)業(yè)鏈技術(shù)更迭、供需變動等重要信息，對于驅(qū)動產(chǎn)業(yè)鏈創(chuàng)新能力、提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率、打造“更高附加值”的產(chǎn)業(yè)鏈具有重要的現(xiàn)實意義，而上市公司董事同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職(directors from related industries，DRIs)則是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈信息要素自由流動，提升全要素生產(chǎn)率的重要途徑。

從本質(zhì)上看，DRIs屬于一種特殊形式的連鎖董事，然而DRIs將董事任職的范圍限制在上市公司的關(guān)聯(lián)行業(yè)，目的在于借助DRIs這一微觀現(xiàn)象，重點考察產(chǎn)業(yè)鏈信息溢出給企業(yè)帶來的影響。雖然DRIs與連鎖董事均是圍繞董事的社會關(guān)系展開，但是研究的側(cè)重點極為不同。相較于其他行業(yè)，關(guān)聯(lián)行業(yè)的具體情況直接關(guān)系到企業(yè)能否正常進行生產(chǎn)和銷售，源自關(guān)聯(lián)行業(yè)的信息對于企業(yè)提高生產(chǎn)效率具有其他信息無法替代的作用。從微觀層面來看，在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的董事直接深入關(guān)聯(lián)行業(yè)內(nèi)部參與正式的生產(chǎn)和運轉(zhuǎn)，從中獲取根植于不同領(lǐng)域的專業(yè)知識，形成產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢。利用上述信息優(yōu)勢，企業(yè)可通過驅(qū)動創(chuàng)新升級，直接或間接地促進全要素生產(chǎn)率的提升。首先，DRIs實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)鏈信息融通，通過加速技術(shù)擴散和技術(shù)創(chuàng)新兩種機制提升企業(yè)創(chuàng)新能力，而企業(yè)創(chuàng)新能力是推動全要素生產(chǎn)率持續(xù)增長的重要因素之一。其次，技術(shù)進步是提升資源利用效率的根本途徑之一，DRIs提高了創(chuàng)新活動中的資源配置效率，間接改善企業(yè)全要素生產(chǎn)率。從宏觀層面來看，產(chǎn)業(yè)鏈信息要素通過DRIs實現(xiàn)更為自由的流動，能夠提高產(chǎn)業(yè)鏈整體的全要素生產(chǎn)率水平。借助董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職這一微觀視角，深入分析產(chǎn)業(yè)鏈信息如何傳遞并對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生哪些影響，能為企業(yè)乃至中國在高質(zhì)量發(fā)展、全球產(chǎn)業(yè)鏈重構(gòu)中塑造發(fā)展新優(yōu)勢提供理論與實踐支撐。

本文以2012—2019年A股上市公司為研究對象，考察DRIs對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)DRIs通過驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并在產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)部實現(xiàn)對全要素生產(chǎn)率提升的傳導(dǎo)作用。與已有文獻相比，本文主要貢獻包括：第一，借助DRIs的微觀行為，提供產(chǎn)業(yè)鏈信息沿跨行業(yè)董事溢出提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的經(jīng)驗證據(jù)，對已有文獻進行補充，為檢驗產(chǎn)業(yè)鏈價值管理提供新的研究視角；第二，以往關(guān)于連鎖董事的研究較少關(guān)注DRIs作為一種特殊的董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，給企業(yè)乃至全產(chǎn)業(yè)鏈全要素生產(chǎn)率帶來的影響，本文豐富了全要素生產(chǎn)率影響因素的相關(guān)研究。

二、文獻綜述

(一)連鎖董事與DRIs的經(jīng)濟后果

以往的文獻針對連鎖董事網(wǎng)絡(luò)與企業(yè)行為決策的關(guān)系，進行了較為細致的探討。一部分研究表明連鎖董事網(wǎng)絡(luò)通過信息傳遞、學習效應(yīng)、資源獲取、聲譽機制能緩解企業(yè)融資約束[1-7]，提高公司治理水平[8-11]和投資水平[12-14]。特別是從創(chuàng)新行為的角度來看，企業(yè)利用董事網(wǎng)絡(luò)位置優(yōu)勢獲取更加豐富的資源和信息，降低了創(chuàng)新風險[15]，提高了企業(yè)的創(chuàng)新水平[16-20]。另外一部分研究則發(fā)現(xiàn)銀行關(guān)聯(lián)董事[21]、處于網(wǎng)絡(luò)中心位置的獨立董事[22]以及過度的連鎖關(guān)系[23-24]會給企業(yè)帶來一定的負面影響。

關(guān)于連鎖董事網(wǎng)絡(luò)的文獻大多圍繞整體網(wǎng)絡(luò)層面進行研究，僅有少數(shù)文獻以銀行網(wǎng)絡(luò)關(guān)系作為切入點，考察銀企關(guān)系對企業(yè)行為的影響，也少有文獻關(guān)注董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職這一特殊的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)情景。關(guān)聯(lián)行業(yè)在投入產(chǎn)出、工藝技術(shù)與目標行業(yè)的聯(lián)系最為密切，影響著上市公司的經(jīng)營決策。產(chǎn)業(yè)鏈信息的融通有效緩解了產(chǎn)業(yè)鏈信息延遲和信息偏差造成的損失，實現(xiàn)企業(yè)與產(chǎn)業(yè)鏈的價值增值。將董事任職范圍限定在關(guān)聯(lián)行業(yè)的研究相對較少，國外的一些學者研究發(fā)現(xiàn)DRIs是行業(yè)間信息傳遞的渠道，能夠為企業(yè)帶來一定的信息優(yōu)勢，有助于董事會職能的發(fā)揮。有學者利用美國經(jīng)濟分析局公布的投入產(chǎn)出表，對同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的董事進行了界定和研究，發(fā)現(xiàn)當企業(yè)與關(guān)聯(lián)行業(yè)存在嚴重的信息不對稱時，DRIs能夠顯著提升企業(yè)的價值和績效[25-26]。南達和厄納爾(Nanda & Onal，2016)首次將董事會職能引入DRIs的研究中，認為DRIs提供了有關(guān)產(chǎn)品市場前景的信息，通過增強董事會的信息優(yōu)勢，促進咨詢職能和監(jiān)督職能的發(fā)揮，影響首席執(zhí)行官(CEO)薪酬契約的制定[27]。伯恩斯等(Burns et al.，2021)的研究支持了南達和厄納爾的觀點，并從并購績效的角度研究發(fā)現(xiàn)DRIs的信息優(yōu)勢有助于發(fā)揮董事會雙重職能，促進了價值提升的并購，阻止了價值破壞的并購[28]。鑒于咨詢角色通常需要信息的傳遞，部分研究側(cè)重于考察產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢對董事咨詢職能的作用，發(fā)現(xiàn)DRIs掌握有關(guān)公司外部運營環(huán)境的寶貴信息，有利于企業(yè)披露更加準確的業(yè)績預(yù)測[29]。綜上，學術(shù)界圍繞DRIs這一微觀現(xiàn)象展開研究，為進一步探索產(chǎn)業(yè)鏈信息對企業(yè)產(chǎn)生的影響提供了新的研究場景。本文利用董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的特殊場景，討論企業(yè)通過DRIs獲取產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響及具體作用機制。

(二)全要素生產(chǎn)率的影響因素

以往的研究表明資源配置效率、技術(shù)創(chuàng)新和人力資本是影響全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵性因素。首先，制約全要素生產(chǎn)率進步的首要因素是資源配置效率，部分學者從制度環(huán)境入手考察資源配置效率對全要素生產(chǎn)率的影響[30]。如部分學者認為“中國式財政分權(quán)”、城市行政級別劃分、政府補貼、減費降稅、貸款利率市場化、科技金融等方面的制度通過影響資源配置效率進而影響全要素生產(chǎn)率水平[31-36]。其次，制約全要素生產(chǎn)率進步的因素還包括技術(shù)進步[37-39]。部分學者從環(huán)境規(guī)制政策[40]、大數(shù)據(jù)技術(shù)的應(yīng)用[41]、互聯(lián)網(wǎng)金融[42]等角度，解釋了技術(shù)進步對全要素生產(chǎn)率的影響。最后，人力資本同樣制約著全要素生產(chǎn)率的進步[43-45]，且融資約束差異、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異以及生產(chǎn)要素差異對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在非對稱性影響[46]。綜上，以往的研究大多從制度政策、金融環(huán)境、勞動力市場等角度，探討這些因素如何通過資源配置效率、技術(shù)創(chuàng)新和人力資本影響全要素生產(chǎn)率，鮮有文獻關(guān)注到DRIs帶來的產(chǎn)業(yè)鏈信息溢出對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響。而厘清這個問題對于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈上下游信息融通，推進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，提升產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平具有重要的現(xiàn)實意義。

三、理論分析與假設(shè)提出

資源依賴理論認為，企業(yè)要想實現(xiàn)長遠有序的發(fā)展，就必須吸收并轉(zhuǎn)換自身發(fā)展所必需的各種資源，跨組織合作、特別是產(chǎn)業(yè)鏈的縱向聯(lián)系是實現(xiàn)優(yōu)勢互補的重要渠道[47]。而DRIs實現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)鏈的有效銜接，是企業(yè)獲取產(chǎn)業(yè)鏈信息的主要途徑之一。產(chǎn)業(yè)鏈信息對于企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的利用價值，如產(chǎn)業(yè)鏈前沿技術(shù)更新、供需變動及發(fā)展趨勢等信息的獲取，能夠有效驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新，優(yōu)化資源配置效率，而創(chuàng)新和資源效率則是制約全要素生產(chǎn)率最為關(guān)鍵的因素[48]。DRIs可能從以下兩個方面影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率：

首先，DRIs通過技術(shù)擴散和技術(shù)創(chuàng)新兩種機制驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新能力升級，直接促進全要素生產(chǎn)率的增長。一方面，從技術(shù)擴散的角度來看，DRIs直接深入關(guān)聯(lián)行業(yè)內(nèi)部，參與正式的生產(chǎn)和運轉(zhuǎn)，較早地接觸到產(chǎn)業(yè)內(nèi)部技術(shù)更迭的信息。利用DRIs帶來的信息，企業(yè)可以直接利用上游企業(yè)的創(chuàng)新成果，實現(xiàn)本企業(yè)的技術(shù)升級。技術(shù)工藝的進步，有利于企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量和銷售率，更好地實現(xiàn)產(chǎn)品價值提升，從而改善企業(yè)全要素生產(chǎn)率[49]。另一方面，從技術(shù)創(chuàng)新的角度來看，DRIs較為了解產(chǎn)業(yè)鏈下游企業(yè)對產(chǎn)品和服務(wù)的需求，可使企業(yè)有針對性地進行新技術(shù)和新產(chǎn)品的開發(fā)。吸收能力是技術(shù)擴散機制發(fā)揮效用的重要前提[50]。企業(yè)不斷地積累DRIs從關(guān)聯(lián)行業(yè)獲取的產(chǎn)業(yè)鏈信息，在對這些信息進行加工、擴展、整理、分析的過程中，企業(yè)的吸收能力不斷增強，有利于技術(shù)創(chuàng)新的突破，使全要素生產(chǎn)率增長。

其次，技術(shù)進步是提升資源配置效率的根本途徑之一，因此DRIs驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新可以通過提高資源配置效率，間接改善企業(yè)全要素生產(chǎn)率。無論是基于對新技術(shù)的引入，還是對客戶需求的把控，DRIs獲取的產(chǎn)業(yè)鏈信息能夠有效降低創(chuàng)新過程中材料物質(zhì)的損耗。同時，創(chuàng)新帶來的新工藝可對現(xiàn)有設(shè)備進行升級或更替，提高設(shè)備效能，有效減少創(chuàng)新過程中出現(xiàn)廢品、次品、返修品的情況，提升企業(yè)在創(chuàng)新活動中的資源配置效率，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。綜上所述，在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的董事具有信息效應(yīng)，DRIs帶來的產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢能夠通過驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，DRIs提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)的職位差異會影響到DRIs獲取產(chǎn)業(yè)鏈信息的能力，進而影響其信息效應(yīng)的發(fā)揮。本文將關(guān)聯(lián)行業(yè)任職職位按照獨立董事和其他職位進行分類。這樣劃分的原因在于，相較于獨立董事，非獨立董事和管理層處于信息優(yōu)勢地位。非獨立董事大多源于股東單位派駐，擁有對重大業(yè)務(wù)的決策權(quán)和對高級管理人員任免的人事權(quán)；管理層一般由董事會選聘，負責公司具體工作。二者具有一定的組織、領(lǐng)導(dǎo)和資源支持，在董事會決議以及日常工作中深入企業(yè)內(nèi)部，各自發(fā)揮著不可或缺的作用，獲取源于企業(yè)內(nèi)部的信息。獨立董事大多來自高知群體，擁有自己的本職工作，難以有足夠的時間對企業(yè)進行深入了解，使其處于信息劣勢[51]。因而當董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任非獨立董事或在管理層任職時，能夠獲取更加豐富的產(chǎn)業(yè)鏈信息，DRIs的信息效應(yīng)更加凸顯。因此本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：相較于擔任獨立董事，董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任非獨立董事或在管理層任職對上市公司全要素生產(chǎn)率的提升作用更強。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文選取2012—2019年中國A股上市公司作為研究樣本。這樣做的原因在于，2012年中國證券監(jiān)督管理委員會頒布新修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》，選取2012年之后的數(shù)據(jù)可以在一定程度上減少由于上市公司行業(yè)變動帶來的影響。根據(jù)研究需要刪除以下觀測值：(1)剔除樣本期間內(nèi)的ST類公司；(2)剔除金融類、綜合類公司；(3)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本；最終得到公司-年度觀測值共計15 600個。計算關(guān)聯(lián)行業(yè)的《中國投入產(chǎn)出表》來自國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟統(tǒng)計司。計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)來源于中國工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫。其余數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。為避免異常值產(chǎn)生的影響，本文對所有連續(xù)變量均進行了上下1%的縮尾處理。在全部回歸分析中，均控制了年度、行業(yè)的固定效應(yīng)，同時為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，在回歸中使用了穩(wěn)健標準誤。

(二)變量度量

1.解釋變量

(1)關(guān)聯(lián)行業(yè)的識別

本文利用國家統(tǒng)計局發(fā)布的《中國投入產(chǎn)出表》計算產(chǎn)業(yè)間縱向相關(guān)系數(shù)(vertical relatedness coefficient，VRC)來識別上市公司的關(guān)聯(lián)行業(yè)。由于樣本期間國家統(tǒng)計局在2012年和2017年分別發(fā)布兩次投入產(chǎn)出表，因此2012—2016年以2012年的投入產(chǎn)出表計算行業(yè)間的VRC，2017—2019年以2017年的投入產(chǎn)出表計算行業(yè)間的VRC。假設(shè)存在兩個不同行業(yè)，分別為行業(yè)i和行業(yè)j，VRC的計算公式為：

(1)

根據(jù)以往文獻設(shè)定，若VRCij大于5%的閾值，則j為i的關(guān)聯(lián)行業(yè)。同時為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健，本文還以10%作為閾值重新識別上市公司的關(guān)聯(lián)行業(yè)，結(jié)果呈現(xiàn)在穩(wěn)健性檢驗中。

(2)DRIs的識別

根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫披露的董事任職情況，通過天眼查軟件識別董事兼職的行業(yè)類型，判斷其是否為目標企業(yè)的關(guān)聯(lián)行業(yè)。需要注意的是，《上市公司行業(yè)分類指引》中的行業(yè)分類與《中國投入產(chǎn)出表》中的國民經(jīng)濟產(chǎn)品部門并非完全一致，但均以《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T4754—2017)為分類依據(jù)，因此具有高度相似性，能夠?qū)崿F(xiàn)行業(yè)與經(jīng)濟部門間的配對。本文以上市公司行業(yè)分類為基準，將國民經(jīng)濟產(chǎn)品部門與之配對。具體來說，本文以《上市公司行業(yè)分類指引》為基準，將《中國投入產(chǎn)出表》中的國民經(jīng)濟產(chǎn)品部門還原為上市公司行業(yè)分類。之后設(shè)定連續(xù)變量DRIS，以DRIs占董事會總?cè)藬?shù)的比例進行度量?？紤]到董事類型對公司影響的差異性，若為獨立董事則賦予權(quán)重為0.5，其他類型董事權(quán)重為1，每人得分總和不超過1。在穩(wěn)健性檢驗中，取消對DRIs的權(quán)重設(shè)計。

2.被解釋變量

借鑒魯曉東和連玉君(2012)[52]的研究，本文利用萊文森-彼得林(Levinsohn-Petrin，LP)法和奧利-帕克斯(Olley-Pakes，OP)法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3.其他控制變量

根據(jù)已有文獻[53-54]，本文還控制了以下變量，具體度量方法請參見表1。

表1 變量定義

表1(續(xù))

(三)模型構(gòu)建

為驗證假設(shè)1，本文構(gòu)建模型(2)。若假設(shè)成立，則α1顯著為正，表明DRIs能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為檢驗假設(shè)2，本文構(gòu)建模型(3)—模型(5)。若關(guān)聯(lián)行業(yè)職位差異影響DRIs信息獲取的能力，相較于在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任獨立董事，在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任其他職位更有利于DRIs發(fā)揮其信息效應(yīng)，則模型(3)中α1顯著為正，模型(4)中的α1不顯著，模型(5)中的α1顯著為正，同時α2不顯著。

TFPi,t=α0+α1DRISi,t+∑α2～nCONTROLi,t+εi,t

(2)

TFPi,t=α0+α1DRIS_RDEPi,t+∑α2～nCONTROLSi,t+εi,t

(3)

TFPi,t=α0+α1DRIS_RINDEPi,t+∑α2～nCONTROLSi,t+εi,t

(4)

TFPi,t=α0+α1DRIS_RDEPi,t+α2DRIS_RINDEPi,t+∑α3～nCONTROLSi,t+εi,t

(5)

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

樣本期間DRIs在董事中的分布情況如圖1所示。在以5%作為關(guān)聯(lián)行業(yè)閾值的前提下，董事同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的比例為36.02%，其中獨立董事約占36.13%，非獨立董事約占63.87%。在以10%作為關(guān)聯(lián)行業(yè)閾值的前提下，董事同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的比例為19.98%，其中獨立董事約占34.49%，非獨立董事約占65.51%。非獨立董事同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的比例約為獨立董事任職比例的2倍。以上分析說明DRIs主要還是由非獨立董事構(gòu)成，可能的解釋是對于非獨立董事來說，專業(yè)技能、豐富的管理經(jīng)驗?zāi)軌驗槠浍@得關(guān)聯(lián)行業(yè)的工作帶來一定優(yōu)勢。同時集團內(nèi)部的縱向行業(yè)兼并，可能導(dǎo)致非獨立董事更有機會在關(guān)聯(lián)行業(yè)子公司中擔任職務(wù)。

圖1 DRIs在董事中的分布

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計。以5%作為關(guān)聯(lián)行業(yè)閾值且賦予權(quán)重計算的DRIS，最大值為0.7，最小值為0，均值為0.177；以5%作為關(guān)聯(lián)行業(yè)閾值取消權(quán)重設(shè)置的DRIS1最大值為0.8，最小值為0，均值為0.216。這意味著上市公司董事會中有大約17.7%～21.6%的董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職，且不同公司差異性較大。以LP法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最小值為4.893，最大值為12.350，均值為8.107；以O(shè)P法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的最小值為-1.498，最大值為8.644，均值為4.503。其余變量的統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)多元回歸檢驗結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果如表3所示。表3列(1)表明DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.057，t=2.66)，DRIs的比例越高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高。回歸結(jié)果表明董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職為企業(yè)帶來產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢，提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行以下穩(wěn)健性檢驗：

第一，不考慮董事身份存在的影響，取消對獨立董事賦予的權(quán)重，重新計算得到DRIS1。

第二，調(diào)整計算關(guān)聯(lián)行業(yè)的閾值。將閾值由5%調(diào)整至10%，重新界定上市公司所在行業(yè)的關(guān)聯(lián)行業(yè)，最后得到DRIS2。利用這兩個指標對模型(2)重新進行回歸，結(jié)果如表3列(2)、列(3)所示。DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率分別在5%和1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.048，t=2.48；系數(shù)為0.102，t=3.42)。

第三，考慮到董事會全體DRIs任職關(guān)聯(lián)行業(yè)的個數(shù)，可能會對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，當關(guān)聯(lián)行業(yè)個數(shù)越多，DRIs帶來的產(chǎn)業(yè)鏈信息越豐富，對全要素生產(chǎn)率的作用越強。因此，以上市公司董事會人均任職關(guān)聯(lián)行業(yè)數(shù)作為自變量對假設(shè)1進行檢驗，回歸結(jié)果如表3列(4)所示，DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率依舊在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.063，t=3.82)。

第四，更換被解釋變量度量方法，以O(shè)P法重新計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率對模型(2)進行回歸，結(jié)果如表3列(5)所示。DRIs與以O(shè)P法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.060，t=2.71)。以上結(jié)果說明董事同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職，產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢能夠有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)1得到了驗證。

表3 DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的多元回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

表3(續(xù))

第五，考慮到當董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的公司可能是上市公司的股東，導(dǎo)致檢驗結(jié)果可能受到股權(quán)鏈的影響，因此設(shè)置變量DRIS-SH。若上市公司中有DRIs在關(guān)聯(lián)行業(yè)股東單位任職取1，否則取0。加入上述變量后重新進行回歸，結(jié)果如表4所示。無論以何種形式衡量DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率，在回歸中加入DRIS-SH后結(jié)果均未發(fā)生變化，DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率依舊顯著正相關(guān)，且DRIS-SH與企業(yè)全要素生產(chǎn)率無顯著相關(guān)性，結(jié)果在一定程度上排除了股權(quán)鏈的影響。以上結(jié)果說明董事同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職，產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢能夠有效提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)1得到了驗證。為增強實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還額外控制了上期全要素生產(chǎn)率(LTFP)。

表4 控制股權(quán)影響的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表4(續(xù))

在驗證DRIs具有信息效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文檢驗了董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)不同的職位類型對全要素生產(chǎn)率的影響，回歸結(jié)果如表5所示。表5列(1)的回歸結(jié)果表明，董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任非獨立董事或管理層時，DRIS_RDEP與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.046，t=2.35)。列(2)為董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)僅為獨立董事的DRIs比例與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，DRIS-RINDEP與企業(yè)全要素生產(chǎn)率不存在顯著的相關(guān)性(系數(shù)為0.179，t=1.05)。將DRIS_RDEP和DRIS_RINDEP兩變量同時放入方程中，DRIS_RINDEP與企業(yè)全要素生產(chǎn)率依舊不存在顯著的相關(guān)性(系數(shù)為0.171，t=1.00)，而DRIS_RDEP與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.045，t=2.33)。回歸結(jié)果表明，相較于董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任獨立董事，在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任非獨立董事或者管理層更有利于DRIs獲取產(chǎn)業(yè)鏈信息，發(fā)揮其信息效應(yīng)。

表5 董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)的職位差異對DRIs信息效應(yīng)的影響

表5(續(xù))

(三)內(nèi)生性檢驗

1.傾向得分匹配

由于擁有DRIs與沒有DRIs的企業(yè)存在公司特質(zhì)性差異，為避免自選擇偏差帶來的內(nèi)生性問題，本文利用傾向得分匹配(propensity score matching，PSM)重新對假設(shè)1進行檢驗。將DRIs轉(zhuǎn)化為二值變量，若上市公司擁有DRIs為1，否則取0。選取全部控制變量作為協(xié)變量，并進行一比一近鄰匹配，考察控制組與處理組全要素生產(chǎn)率是否存在顯著性差異?；貧w結(jié)果如表6列(1)所示，進行PSM匹配過后DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.057，t=2.65)，主檢驗依舊成立。

表6 PSM和工具變量的檢驗結(jié)果

表6(續(xù))

2.工具變量

由于可能存在遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因此本文采用工具變量法解決上述問題。根據(jù)以往文獻[25，55]，選取目標企業(yè)全部關(guān)聯(lián)行業(yè)的董事席位總數(shù)與目標企業(yè)所在本行業(yè)的董事席位總數(shù)之比的自然對數(shù)作為工具變量(IV)。工具變量IV代表目標企業(yè)的董事可能在關(guān)聯(lián)行業(yè)獲得的工作機會，IV越大說明董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)獲得工作的機會越大，因此自變量DRIs與工具變量IV應(yīng)正向相關(guān)。目前還沒有研究表明在關(guān)聯(lián)行業(yè)的就業(yè)機會與目標企業(yè)的全要素生產(chǎn)率相關(guān)。采用兩階段最小二乘法重新檢驗DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，回歸結(jié)果如表6列(2)、列(3)所示。工具變量IV與DRIs在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.130，t=55.80)，在回歸中加入工具變量后DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)依舊在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.143，t=3.22)?；貧w結(jié)果說明在采用工具變量控制可能的內(nèi)生性問題后，DRIs提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的假設(shè)依舊成立。

3.赫克曼兩步法

更換解決選擇性偏誤的檢驗方法，利用赫克曼(Heckman)兩步法進行回歸。選取全部的控制變量以及外生工具變量IV(關(guān)聯(lián)行業(yè)的董事席位總數(shù)與目標企業(yè)本行業(yè)的董事席位總數(shù)之比的自然對數(shù))作為可能導(dǎo)致企業(yè)存在DRIs的協(xié)變量，第一階段被解釋變量為啞變量，當上市公司存在DRIs為1，否則為0。在第一階段回歸中計算逆米爾斯比率(IMR)，并在第二階段的回歸中加入。Heckman兩階段的檢驗結(jié)果如表7列(1)所示，IMR的系數(shù)為0.001，但不顯著。加入逆米爾斯比率之后，DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.060，t=2.42)?；貧w結(jié)果再次說明董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的假設(shè)依舊成立。

4.外生事件子樣本

確定外生子樣本公司，在該子樣本中董事會成員在連續(xù)兩年中保持不變，但董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)的任職情況發(fā)生變化(在新單位任職或離職)導(dǎo)致 DRIs 的比例發(fā)生變動。這種情況一般是由于兼職企業(yè)情況而非目標上市公司導(dǎo)致，因此具有一定的外生性。保留變動前后各一年的樣本，重新進行回歸，檢驗結(jié)果如表7列(2)所示。以外生事件子樣本重復(fù)假設(shè)1的檢驗，DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正向相關(guān)(系數(shù)為0.107，t=2.07)，說明在控制內(nèi)生性問題后，董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的假設(shè)依舊成立。

表7 Heckman兩步法和小樣本的檢驗結(jié)果

(四)進一步檢驗

1.執(zhí)行董事與非執(zhí)行董事身份

DRIs在上市公司的身份差異會影響董事職能的發(fā)揮。中國上市公司董事會由獨立董事、執(zhí)行董事和非執(zhí)行董事構(gòu)成。獨立董事由上市公司聘任，執(zhí)行董事是管理層在董事會中的代表。相比于獨立董事受到管理層的制約，執(zhí)行董事具有管理層身份，由股東委派的非執(zhí)行董事更獨立于管理層，對于管理層的監(jiān)督動機更強。當非執(zhí)行董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職獲取產(chǎn)業(yè)鏈信息，通過對其加以拆分重組有利于預(yù)測企業(yè)經(jīng)營過程中面臨的外部變化，倒推出企業(yè)真實情況，遏制管理層的短視行為。因此產(chǎn)業(yè)鏈信息優(yōu)勢有利于非執(zhí)行董事對管理者決策進行管理和牽制，增加管理層違規(guī)的機會成本，有效提高企業(yè)資源配置效率，最終提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為驗證執(zhí)行董事與非執(zhí)行董事身份對DRIs信息效應(yīng)的影響，本文設(shè)置執(zhí)行董事DRIs(DRIS_DUAL)和非執(zhí)行董事DRIs(DRIS_NODUAL)兩個變量，分別檢驗其對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響?；貧w結(jié)果如表8所示。DRIS_DUAL與企業(yè)全要素生產(chǎn)率不存在顯著的相關(guān)性(系數(shù)為0.000 1，t=0.00)，DRIS_NODUAL與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.038，t=2.53)。將DRIS_DUAL和DRIS_NODUAL兩個變量同時放入方程中，DRIS_DUAL依舊與企業(yè)全要素生產(chǎn)率無顯著相關(guān)性，而DRIS_NODUAL與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.040，t=2.58)。綜上，非執(zhí)行董事DRIs由于監(jiān)督動機較高，相較于執(zhí)行董事DRIs更能發(fā)揮信息效應(yīng)，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

表8 執(zhí)行董事與非執(zhí)行董事身份對DRIs信息效應(yīng)的影響

表8(續(xù))

2.橫截面分析

基于企業(yè)對產(chǎn)業(yè)鏈信息需求和外部治理水平的異質(zhì)性，本文進行了一系列的橫截面分析。首先，基于企業(yè)對產(chǎn)業(yè)鏈信息需求的異質(zhì)性，本文檢驗了業(yè)績波動、公司發(fā)生虧損對DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率二者關(guān)系的影響。企業(yè)業(yè)績波動越劇烈，不確定性越高，以DRIs為傳遞渠道的產(chǎn)業(yè)鏈信息越能發(fā)揮作用，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。同時，已經(jīng)由于經(jīng)營、管理不善導(dǎo)致虧損的企業(yè)，為扭轉(zhuǎn)業(yè)績頹勢，更加需要利用產(chǎn)業(yè)鏈信息，精準預(yù)判發(fā)展趨勢、力圖擺脫虧損困境、提升要素生產(chǎn)率。因此，DRIs帶來的產(chǎn)業(yè)鏈信息，在發(fā)生虧損的企業(yè)中對全要素生產(chǎn)率的提升作用更強。以業(yè)績波動(VOL)、公司發(fā)生虧損(LOSS)檢驗產(chǎn)業(yè)鏈信息需求對DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率兩者關(guān)系的影響，回歸結(jié)果如表9列(1)、列(2)所示。業(yè)績波動與DRIs的交乘項(DRIS×VOL)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.000 1，t=5.36)，發(fā)生虧損與DRIs的交乘項(DRIS×LOSS)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.325，t=3.30)?；貧w結(jié)果說明，企業(yè)對產(chǎn)業(yè)鏈信息需求的異質(zhì)性影響了DRIs信息效應(yīng)的發(fā)揮，企業(yè)對產(chǎn)業(yè)鏈信息的需求越強烈，DRIs對全要素生產(chǎn)率的提升作用越大。

其次，基于上市公司外部治理水平異質(zhì)性，本文檢驗了事務(wù)所規(guī)模、分析師跟蹤、機構(gòu)投資者持股水平、媒體關(guān)注度對DRIs和企業(yè)全要素生產(chǎn)率兩者關(guān)系的影響。DRIs信息效應(yīng)的發(fā)揮取決于企業(yè)的治理水平，若缺乏外部治理機制的監(jiān)督，管理層可能更容易利用DRIs帶來的信息為自身牟利，加重代理沖突，降低資源配置效率，從而降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率[56]。本文以事務(wù)所規(guī)模(BIG4)、分析師跟蹤(ANA)、機構(gòu)投資者持股水平(INS)、媒體關(guān)注度(MEDIA)衡量上市公司外部治理機制。 回歸結(jié)果如表9列(3)—列(6)所示。事務(wù)所規(guī)模與DRIs的交乘項(DRIS×BIG4)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.184，t=2.37)；分析師跟蹤與DRIs的交乘項(DRIS×ANA)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在10%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.042，t=1.88)；機構(gòu)投資者持股與DRIs的交乘項(DRIS×INS)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.003，t=3.68)；媒體關(guān)注度與DRIs的交乘項(DRIS×MEDIA)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.050，t=3.10)?；貧w結(jié)果說明外部治理水平能夠促進DRIs信息效應(yīng)的發(fā)揮，增強DRIs對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用。

3.中介機制檢驗

企業(yè)的創(chuàng)新能力是推動全要素生產(chǎn)率持續(xù)增長的重要因素之一。為檢驗上述機制，本文借鑒溫忠麟等(2004)[57]的中介效應(yīng)檢驗方法，以上市公司當年專利申請數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新能力，驗證DRIs是否通過驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，回歸結(jié)果如表10所示。表10列(1)呈現(xiàn)了DRIs與企業(yè)創(chuàng)新能力的回歸結(jié)果，DRIs與企業(yè)創(chuàng)新能力在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.047，t=2.09)，說明DRIs能夠驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新。列(2)呈現(xiàn)了創(chuàng)新能力作為中介變量的回歸結(jié)果，在回歸中加入企業(yè)創(chuàng)新能力(PATENT)，PATENT與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.067，t=10.46)，DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.052，t=2.40)，創(chuàng)新能力發(fā)揮了部分中介作用?；貧w結(jié)果說明DRIs能夠通過驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

同時，本文以公司當年專利申請數(shù)量與當年研發(fā)投入(經(jīng)過對數(shù)處理)的比值(PR)作為衡量企業(yè)在創(chuàng)新過程中的資源配置效率，PR值越大意味著企業(yè)在創(chuàng)新過程中資源配置效率越高，驗證DRIs是否通過提升創(chuàng)新過程中的資源配置效率，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，回歸結(jié)果如表10所示。表10列(3)呈現(xiàn)了DRIs與創(chuàng)新活動資源配置效率的回歸結(jié)果，DRIs與創(chuàng)新活動資源配置效率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.294，t=2.20)，說明DRIs對提高了創(chuàng)新活動資源配置效率。列(4)呈現(xiàn)了創(chuàng)新活動資源配置效率作為中介變量的回歸結(jié)果，PR與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.012，t=9.69)，DRIs與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在5%的水平上顯著正相關(guān)(系數(shù)為0.067，t=3.03)，說明創(chuàng)新活動資源配置效率發(fā)揮了部分中介作用。回歸結(jié)果說明DRIs能夠通過增強企業(yè)在創(chuàng)新活動中的資源配置效率，進而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

4.經(jīng)濟后果

DRIs從關(guān)聯(lián)行業(yè)獲取產(chǎn)業(yè)鏈信息的同時，也將關(guān)于本行業(yè)的信息透過產(chǎn)業(yè)鏈網(wǎng)絡(luò)釋放出去，實現(xiàn)信息的多邊傳遞，上市公司的DRIs能夠在產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)部實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率提升的傳導(dǎo)作用。本文檢驗了上市公司DRIs對關(guān)聯(lián)行業(yè)全要素生產(chǎn)率的溢出效應(yīng)，以目標公司所在行業(yè)全部關(guān)聯(lián)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率的均值度量關(guān)聯(lián)行業(yè)的全要素生產(chǎn)率?；貧w結(jié)果如表11所示，DRIs與關(guān)聯(lián)行業(yè)全要素生產(chǎn)率(RTFP)在1%的水平上顯著正相關(guān)(0.734，t=14.01)，回歸結(jié)果說明DRIs對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用在產(chǎn)業(yè)鏈具有溢出效應(yīng)，DRIs在產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)部能夠?qū)崿F(xiàn)全要素生產(chǎn)率提升的傳導(dǎo)作用。

表11 DRIs對關(guān)聯(lián)行業(yè)全要生產(chǎn)率的影響

六、結(jié)論與啟示

本文借助董事同時在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職的企業(yè)微觀行為，分析產(chǎn)業(yè)鏈信息沿DRIs傳遞對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，通過天眼查等軟件整合上市公司董事任職信息，利用《中國投入產(chǎn)出表》計算關(guān)聯(lián)行業(yè)，以2012—2019年A股上市公司為初始樣本，發(fā)現(xiàn)DRIs通過驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為進一步驗證DRIs的信息效應(yīng)，以在關(guān)聯(lián)行業(yè)任職職位分類研究，發(fā)現(xiàn)當董事在關(guān)聯(lián)行業(yè)擔任非獨立董事或管理層能夠獲取產(chǎn)業(yè)鏈信息，提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。以董事在上市公司身份差異分類，研究發(fā)現(xiàn)當DRIs在上市公司擔任非執(zhí)行董事能夠提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。在橫截面的分析中發(fā)現(xiàn)，當上市公司對產(chǎn)業(yè)鏈信息需求更高時，DRIs對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更強，且DRIs信息效應(yīng)的發(fā)揮需要良好的外部治理機制作為支撐。本文還發(fā)現(xiàn)上市公司的DRIs能夠在產(chǎn)業(yè)鏈內(nèi)部實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率提升的傳導(dǎo)作用，對打造“高附加值”的產(chǎn)業(yè)鏈具有正向的推動性。

本文結(jié)論具有以下啟示：首先，要充分認識到產(chǎn)業(yè)鏈信息對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的價值。技術(shù)創(chuàng)新活動需要產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)作，產(chǎn)業(yè)鏈信息的傳遞與共享有利于企業(yè)以及全產(chǎn)業(yè)鏈的產(chǎn)品、技術(shù)升級，對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向的推動性。因此，在日常管理與經(jīng)營過程中要注重主動加強與其他關(guān)聯(lián)行業(yè)的聯(lián)系，構(gòu)筑培育穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)鏈關(guān)系，從戰(zhàn)略層面將產(chǎn)業(yè)鏈上的信息等資源高效整合起來，有利于實現(xiàn)資源優(yōu)化配置提升創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化率。在產(chǎn)業(yè)鏈信息傳遞中獲取的主動權(quán)，從而積極地應(yīng)對市場環(huán)境變化給企業(yè)帶來的風險。在關(guān)鍵員工的甄別上要多考慮具有產(chǎn)業(yè)鏈工作經(jīng)驗的員工，控制與把握產(chǎn)業(yè)鏈信息的傳遞方式以及速度，使企業(yè)獲得產(chǎn)業(yè)鏈信息傳遞的主動權(quán)，從而積極地應(yīng)對市場環(huán)境變化給企業(yè)帶來的風險。其次，DRIs信息效應(yīng)的充分發(fā)揮建立在完善的治理機制之上，企業(yè)要不斷強化內(nèi)部控制建設(shè)提高公司治理水平，為外部產(chǎn)業(yè)信息內(nèi)在化提供良好的制度“土壤”。最后，從國家發(fā)展的層面來看，促進產(chǎn)業(yè)鏈信息與資源的流動是打造“高附加值”產(chǎn)業(yè)鏈，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化水平的切實保證。因此，國家要支持優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)上下游企業(yè)開放數(shù)據(jù)，建立互利共贏的共享機制，將產(chǎn)業(yè)大數(shù)據(jù)發(fā)展計劃落到實處。