朱娜　許秀梅

【摘要】以2015 ～ 2021年滬深A(yù)股上市公司為樣本， 構(gòu)建中介效應(yīng)模型來考察企業(yè)家精神與企業(yè)技術(shù)資本積累的關(guān)系及動(dòng)態(tài)能力在其中的間接影響。結(jié)果表明： 企業(yè)家精神能顯著促進(jìn)技術(shù)資本積累； 動(dòng)態(tài)能力及其結(jié)構(gòu)要素在企業(yè)家精神與技術(shù)資本積累關(guān)系中起部分中介作用； 拓展性分析表明， 企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)資本積累的促進(jìn)作用在非國(guó)有企業(yè)中更顯著， 且動(dòng)態(tài)能力的中介作用僅在非國(guó)有企業(yè)中成立。以上結(jié)論拓展了企業(yè)家精神、 動(dòng)態(tài)能力等理論的研究視域， 為企業(yè)激發(fā)企業(yè)家精神、 增強(qiáng)動(dòng)態(tài)能力、 構(gòu)建技術(shù)資本積累長(zhǎng)效機(jī)制提供了有益借鑒。

【關(guān)鍵詞】企業(yè)家精神；動(dòng)態(tài)能力；技術(shù)資本積累；企業(yè)創(chuàng)新

【中圖分類號(hào)】 F832.5；F272.9? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2023）14-0056-7

一、 引言

黨的二十大報(bào)告指出， 科技是第一生產(chǎn)力、 人才是第一資源、 創(chuàng)新是第一動(dòng)力。企業(yè)創(chuàng)新的經(jīng)濟(jì)實(shí)質(zhì)是擴(kuò)大技術(shù)資本積累規(guī)模。技術(shù)資本是企業(yè)研發(fā)或外購(gòu)形成的專利、 非專利技術(shù)、 專有技術(shù)、 應(yīng)用系統(tǒng)與軟件等各類技術(shù)資源（Mcgrattan和Perscott，2010；湯倩等，2021）。良好的技術(shù)資本配置能為企業(yè)創(chuàng)造更多的經(jīng)濟(jì)效益。企業(yè)家精神是推動(dòng)技術(shù)資本積累的核心引擎， 識(shí)別企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)資本積累的多重影響機(jī)制， 對(duì)擴(kuò)大企業(yè)技術(shù)資本積累規(guī)模、 強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新主體地位、 加快建設(shè)一流企業(yè)、 推進(jìn)國(guó)家科技自立自強(qiáng)具有非常重要的意義。

對(duì)于技術(shù)資本積累的影響機(jī)制， 學(xué)界主要從公司治理、 股權(quán)結(jié)構(gòu)、 高管等層面展開探討。孫菁和路瑤（2018）利用傾向得分匹配法發(fā)現(xiàn)， 股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃對(duì)上市公司技術(shù)資本投資具有顯著的促進(jìn)作用， 且在非國(guó)有企業(yè)中更為顯著。周紅根等（2015）發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)的融資約束程度與技術(shù)資本配置顯著負(fù)相關(guān)， 公司治理水平對(duì)兩者關(guān)系具有一定的調(diào)節(jié)能力。與以上觀點(diǎn)不同的是， 孫煥偉和羅福凱（2011）研究發(fā)現(xiàn)， 獨(dú)立董事治理與法律監(jiān)管對(duì)企業(yè)技術(shù)資本具有顯著正效應(yīng)， 股權(quán)集中度、 股權(quán)性質(zhì)與高層管理者激勵(lì)的影響則不顯著。湯倩等（2021）發(fā)現(xiàn)， CEO職業(yè)背景的多樣性和跨界經(jīng)歷與技術(shù)資本積累呈倒U型關(guān)系。許秀梅和黨曉虹（2022）的研究表明， CEO技術(shù)專長(zhǎng)能顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累， CEO過度自信對(duì)兩者關(guān)系具有顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。既有文獻(xiàn)為進(jìn)一步研究提供了一定證據(jù)支持， 但有關(guān)企業(yè)家精神對(duì)企業(yè)技術(shù)資本積累的影響研究較為匱乏， 更鮮見對(duì)其中可能存在的中介變量的深入挖掘。企業(yè)家精神是驅(qū)動(dòng)企業(yè)技術(shù)開發(fā)的內(nèi)生動(dòng)力， 也是企業(yè)戰(zhàn)略實(shí)施、 研發(fā)投入、 資源管理的關(guān)鍵要素， 因此企業(yè)家精神對(duì)企業(yè)技術(shù)資本積累的影響值得深入研究。此外， 動(dòng)態(tài)能力是影響技術(shù)資本積累的一個(gè)重要間接路徑， 能夠通過協(xié)調(diào)、 整合、 重構(gòu)內(nèi)外部資源和知識(shí)應(yīng)對(duì)快速變化的市場(chǎng)環(huán)境， 提高研發(fā)效率， 促進(jìn)技術(shù)產(chǎn)出。基于此， 本文引入動(dòng)態(tài)能力作為中介變量， 探究企業(yè)家精神、 動(dòng)態(tài)能力與企業(yè)技術(shù)資本積累的關(guān)系。

與既有文獻(xiàn)相比， 本文的邊際貢獻(xiàn)在于： 第一， 檢驗(yàn)了企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)資本積累的直接影響效應(yīng)， 充實(shí)了企業(yè)技術(shù)資本積累的前置影響因素既有成果， 從微觀層面拓展了企業(yè)家精神的效用邊界， 一定程度上彌補(bǔ)了企業(yè)家、 技術(shù)資本、 技術(shù)創(chuàng)新等理論的現(xiàn)有研究不足。第二， 通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型， 將企業(yè)家精神、 動(dòng)態(tài)能力與技術(shù)資本積累納入統(tǒng)一研究框架， 深入揭示了企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)資本積累的作用路徑， 證實(shí)了動(dòng)態(tài)能力及其各結(jié)構(gòu)要素的部分中介作用， 不僅為企業(yè)家精神的經(jīng)濟(jì)后果研究提供了詳實(shí)證據(jù)， 還拓展了動(dòng)態(tài)能力、 企業(yè)家精神、 人力資本等理論的研究視域。第三， 本文發(fā)現(xiàn)， 技術(shù)資本積累的影響機(jī)制因企業(yè)性質(zhì)存在差異， 相對(duì)于國(guó)有企業(yè)， 非國(guó)有企業(yè)動(dòng)態(tài)能力的中介效應(yīng)更為顯著， 這為進(jìn)一步探尋國(guó)有企業(yè)治理與創(chuàng)新管理機(jī)制提供了豐富的證據(jù)支持。以上相關(guān)成果為企業(yè)所有者更好地激發(fā)企業(yè)家精神、 完善人才選聘制度、 培育企業(yè)動(dòng)態(tài)能力、 促進(jìn)成果產(chǎn)出與技術(shù)資本持續(xù)積累提供了科學(xué)的決策借鑒。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)家與企業(yè)家精神

學(xué)界對(duì)企業(yè)家精神的研究伴隨著現(xiàn)代公司治理的不斷演進(jìn)。其中， 創(chuàng)新鼻祖熊彼特的影響最為廣泛， 他將企業(yè)家視為革新者， 強(qiáng)調(diào)企業(yè)家是進(jìn)行創(chuàng)造性破壞、 實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素重新組合的人， 認(rèn)為企業(yè)家精神的靈魂在于創(chuàng)新?？破澕{認(rèn)為， 企業(yè)家的作用在于發(fā)現(xiàn)并促成對(duì)雙方都有利的交易機(jī)會(huì)， 企業(yè)家精神是以市場(chǎng)為中心創(chuàng)造性地發(fā)現(xiàn)獲利機(jī)會(huì)的學(xué)習(xí)過程。奈特賦予企業(yè)家不確定性決策者的身份， 相應(yīng)地， 企業(yè)家精神表現(xiàn)為處理經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中存在的不確定性問題。經(jīng)濟(jì)學(xué)家德魯克將企業(yè)家精神視為社會(huì)進(jìn)步的杠桿， 企業(yè)家精神就是社會(huì)創(chuàng)新精神。綜上， 雖然學(xué)界對(duì)企業(yè)家精神的內(nèi)涵尚未達(dá)成一致， 但其本質(zhì)就是企業(yè)家基于個(gè)人特質(zhì)和基本素質(zhì)通過一系列行為和決策實(shí)現(xiàn)既定資源產(chǎn)出最大化的過程， 包括機(jī)會(huì)的識(shí)別、 資源的投入、 新產(chǎn)品的產(chǎn)生及價(jià)值的創(chuàng)造過程。

（二）企業(yè)家精神與企業(yè)技術(shù)資本積累

技術(shù)資本積累是企業(yè)創(chuàng)新投資的結(jié)果， 企業(yè)家精神從企業(yè)家特質(zhì)、 資源管理、 機(jī)會(huì)識(shí)別等方面為創(chuàng)新投資注入動(dòng)力。擁有企業(yè)家精神的企業(yè)家往往表現(xiàn)出冒險(xiǎn)、 創(chuàng)新的行為偏好和誠(chéng)信、 敬業(yè)的道德品質(zhì)， 憑借獨(dú)特的人格魅力帶動(dòng)員工積極創(chuàng)新， 在組織內(nèi)形成良好的文化氛圍和創(chuàng)新理念， 通過組織關(guān)懷和精神支撐將員工歸屬感轉(zhuǎn)化為技術(shù)開發(fā)的長(zhǎng)效激勵(lì)機(jī)制（王軼和陸晨云，2022）。另外， 根據(jù)心理認(rèn)知和韌性理論， 企業(yè)家精神增強(qiáng)了企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)把控能力、 敏捷思維能力和自我恢復(fù)能力， 企業(yè)家在面對(duì)復(fù)雜動(dòng)蕩的市場(chǎng)環(huán)境時(shí)容易被激發(fā)克服困境的強(qiáng)烈愿望， 表現(xiàn)出頑強(qiáng)、 堅(jiān)忍、 永不言棄的韌性特質(zhì)， 通過自我調(diào)整在危機(jī)中做出高質(zhì)量決策或進(jìn)行根本性變革， 為技術(shù)開發(fā)提供戰(zhàn)略支撐。在資源管理上， 企業(yè)家精神以開拓產(chǎn)品和市場(chǎng)為突出特點(diǎn)， 從而促使企業(yè)更積極地探索有關(guān)技術(shù)和市場(chǎng)的新知識(shí)與信息， 快速實(shí)現(xiàn)技術(shù)開發(fā)的信息傳遞和經(jīng)驗(yàn)分享， 降低技術(shù)產(chǎn)出的不確定性。而且， 企業(yè)家精神還提高了企業(yè)家的知識(shí)管理能力， 企業(yè)家能快速地將外部知識(shí)融入企業(yè)內(nèi)部進(jìn)行傳播和擴(kuò)散， 大大降低了新知識(shí)用于產(chǎn)品開發(fā)和技術(shù)轉(zhuǎn)化的機(jī)會(huì)成本（毛良虎和王磊磊，2015）。進(jìn)一步， 依據(jù)高階理論， 具備冒險(xiǎn)精神的企業(yè)家在決策過程中傾向于高風(fēng)險(xiǎn)、 高收益活動(dòng)， 這種偏好無形中增加了研發(fā)投入， 推動(dòng)企業(yè)自主技術(shù)的產(chǎn)出（Hvide和Panos，2014）。在機(jī)會(huì)識(shí)別上， 企業(yè)家精神的創(chuàng)新敏感性和技術(shù)認(rèn)知能力有助于企業(yè)家發(fā)現(xiàn)非均衡狀態(tài)下的潛在獲利機(jī)會(huì)， 通過技術(shù)迭代升級(jí)、 增強(qiáng)核心優(yōu)勢(shì)、 整合創(chuàng)新要素、 提升動(dòng)態(tài)能力等形成集資源、 人力、 資金、 知識(shí)于一體的系統(tǒng)性技術(shù)開發(fā)方案（Baumol，1996）， 在研發(fā)新技術(shù)、 開拓新市場(chǎng)等方面取得重大突破。孫冰和田勝男（2022）的研究表明， 具備較強(qiáng)市場(chǎng)識(shí)別能力的企業(yè)家可以及時(shí)發(fā)現(xiàn)技術(shù)成果中潛在的商業(yè)價(jià)值， 有效判斷何種技術(shù)適合轉(zhuǎn)化為技術(shù)資本， 從而實(shí)現(xiàn)技術(shù)資本化。

綜上， 提出本文H1： 企業(yè)家精神促進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累， 兩者顯著正相關(guān)。

（三）動(dòng)態(tài)能力的中介作用

企業(yè)家精神是激活企業(yè)動(dòng)態(tài)能力的首要條件， 而動(dòng)態(tài)能力是企業(yè)技術(shù)資本積累的重要資源基礎(chǔ)。在動(dòng)態(tài)能力的維度劃分上， 學(xué)界尚未統(tǒng)一， 本文借鑒孫慧和張登（2018）等的研究將動(dòng)態(tài)能力劃分為學(xué)習(xí)吸收能力、 變革重構(gòu)能力和協(xié)調(diào)整合能力。

一方面， 富有創(chuàng)新精神的企業(yè)家不斷涌現(xiàn)新想法、 實(shí)施新舉措， 強(qiáng)調(diào)在企業(yè)現(xiàn)有資源能力的基礎(chǔ)上不斷地進(jìn)行開發(fā)與開拓， 通過整合組織結(jié)構(gòu)、 裁撤“雞肋”部門、 打破傳統(tǒng)、 突破常規(guī)來構(gòu)建新的資源能力（Masurel等，2003）， 促進(jìn)企業(yè)變革重構(gòu)能力的形成與發(fā)展。焦豪和崔瑜（2008）的研究也表明， 企業(yè)家的創(chuàng)新精神和冒險(xiǎn)精神改變了組織固有慣性所致的轉(zhuǎn)型動(dòng)力不足， 從而降低路徑依賴效應(yīng)， 激活企業(yè)動(dòng)態(tài)競(jìng)爭(zhēng)能力。另外， 企業(yè)家精神的合作觀念能夠幫助企業(yè)迅速獲取外部環(huán)境變化的相關(guān)信息并將其傳遞到企業(yè)內(nèi)部（Darnihamedani和Hessels，2016）， 而企業(yè)成員間知識(shí)和信息的交流可以將個(gè)人學(xué)習(xí)成果迅速擴(kuò)散至組織層面， 通過不斷地修改、 反饋促進(jìn)群體意見趨同， 修正與改變既有學(xué)習(xí)模式， 最終優(yōu)化企業(yè)成員的動(dòng)態(tài)學(xué)習(xí)能力。韓鳳晶等（2009）基于企業(yè)家個(gè)體特征， 認(rèn)為擁有企業(yè)家精神的企業(yè)家具備強(qiáng)烈的責(zé)任感、 深厚的科學(xué)素養(yǎng)和廣泛的社會(huì)關(guān)系， 這些是企業(yè)提升協(xié)調(diào)整合能力的基礎(chǔ)與保證， 能夠幫助企業(yè)維系良好的內(nèi)外部關(guān)系、 構(gòu)建合理的管理體系、 提升價(jià)值創(chuàng)造效率。

另一方面， 學(xué)習(xí)吸收能力能夠通過廣泛獲取內(nèi)外部信息源來拓展企業(yè)現(xiàn)有知識(shí)的廣度和深度， 該能力越強(qiáng)， 企業(yè)所獲取的知識(shí)資源越多， 在創(chuàng)新項(xiàng)目中可利用的信息越多， 就越容易激發(fā)出組織新思想、 新理念， 形成新的創(chuàng)新構(gòu)想， 制訂更加科學(xué)可行的技術(shù)方案。變革重構(gòu)能力通過明確責(zé)任、 個(gè)體賦能、 監(jiān)督激勵(lì)等增強(qiáng)企業(yè)的戰(zhàn)略柔性， 盤活內(nèi)部休眠態(tài)而創(chuàng)新資源， 推進(jìn)創(chuàng)新戰(zhàn)略動(dòng)態(tài)調(diào)整與優(yōu)化（Dutton，1986）， 加強(qiáng)與外界利益相關(guān)方的協(xié)作， 形成共謀共生的創(chuàng)新生態(tài)環(huán)境， 保證研發(fā)活動(dòng)的有序進(jìn)行。協(xié)調(diào)整合能力能夠幫助企業(yè)發(fā)現(xiàn)有價(jià)值、 稀缺且難以模仿的資源， 從而增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)， 提升企業(yè)內(nèi)外部資源的識(shí)別與利用效能， 動(dòng)態(tài)搜尋市場(chǎng)機(jī)會(huì)、 抓住創(chuàng)新機(jī)遇、 應(yīng)對(duì)潛在威脅， 快速進(jìn)入新市場(chǎng)與技術(shù)開發(fā)領(lǐng)域。綜合上述分析， 企業(yè)家精神的發(fā)揮能促進(jìn)動(dòng)態(tài)能力形成， 動(dòng)態(tài)能力又通過資源整合、 組織革新擴(kuò)大企業(yè)技術(shù)資本積累。

綜上， 提出本文H2： 動(dòng)態(tài)能力及其結(jié)構(gòu)要素（學(xué)習(xí)吸收能力、 變革重構(gòu)能力、 協(xié)調(diào)整合能力）在企業(yè)家精神與企業(yè)技術(shù)資本積累之間起到中介作用。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）變量界定

1. 被解釋變量： 技術(shù)資本積累（TC）。對(duì)于技術(shù)資本的測(cè)度， Ellen和Prescott（2010）、 湯倩等（2021）和許秀梅（2017）利用無形資產(chǎn)明細(xì)中專利技術(shù)、 專有技術(shù)、 非專利技術(shù)、 軟件等賬面金額進(jìn)行界定， 較好地遵循了客觀性與公允性。另外， 考慮到企業(yè)擁有的技術(shù)使用權(quán)也具有資本特性， 應(yīng)將其作為技術(shù)資本看待。因此， 本文采用專利、 專有技術(shù)、 非專利技術(shù)、 管理系統(tǒng)、 計(jì)算機(jī)軟件、 技術(shù)使用權(quán)等賬面凈值總額測(cè)度技術(shù)資本積累（TC）。為降低量綱差異， 進(jìn)一步取自然對(duì)數(shù)， 記為L(zhǎng)NTC。

2. 解釋變量： 企業(yè)家精神（CE）。對(duì)于企業(yè)家精神， 常見的測(cè)度方法有自我雇傭比率（潘健平等，2015）、 企業(yè)家精神綜合指數(shù)（江三良和張晨，2020）等。本文參考江三良和張晨（2020）等的研究， 從創(chuàng)新性、 競(jìng)爭(zhēng)性、 冒險(xiǎn)性三個(gè)方面界定企業(yè)家精神， 以研發(fā)投入強(qiáng)度衡量創(chuàng)新性， 以毛利率等衡量競(jìng)爭(zhēng)性， 以自生資金滿足率、 資本性支出等衡量冒險(xiǎn)性， 構(gòu)建多維量表， 通過熵權(quán)法賦值， 形成企業(yè)家精神綜合指數(shù)來衡量企業(yè)家精神。

3. 中介變量： 動(dòng)態(tài)能力（DC）。動(dòng)態(tài)能力體現(xiàn)為學(xué)習(xí)吸收能力、 變革重構(gòu)能力和協(xié)調(diào)整合能力。借鑒孫慧和張雙蘭（2018）的研究， 本文以研發(fā)人員比例衡量學(xué)習(xí)吸收能力（HR）、 以企業(yè)當(dāng)年專利申請(qǐng)數(shù)衡量變革重構(gòu)能力（LNPAT）、 以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率衡量協(xié)調(diào)整合能力（TURN）， 進(jìn)一步利用主成分分析法測(cè)算企業(yè)動(dòng)態(tài)能力綜合指數(shù)。

4. 控制變量。企業(yè)技術(shù)資本積累還與公司治理、 財(cái)務(wù)績(jī)效、 企業(yè)規(guī)模等因素有關(guān)。參照相關(guān)學(xué)者的處理方法（湯倩等，2021；許秀梅，2017）， 選定以下控制變量： 企業(yè)年齡（LNAGE）、 高管薪酬（LNPAY）、 股權(quán)制衡度（CS）、 流動(dòng)比率（CR）、 發(fā)展能力（GROWTH）、 年度（YEAR）、 行業(yè)（IND）。變量定義見表1。

（二）模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)H1， 設(shè)計(jì)模型（1）：

LNTC=β0+β1×CE+β2×Controls+ε （1）

為了檢驗(yàn)H2， 借鑒溫忠麟等（2004）的研究， 設(shè)計(jì)模型（2）、 （3）：

DC=β0+β1×CE+β2×Controls+ε （2）

LNTC=β0+β1×CE+β2×DC+β3×Controls+ε （3）

上式中， Controls是控制變量集， β代表變量回歸系數(shù)， ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型（1）中系數(shù)β1檢驗(yàn)企業(yè)家精神的直接效應(yīng)， 當(dāng)β1顯著大于0時(shí)企業(yè)家精神與技術(shù)資本積累正相關(guān)， 反之則負(fù)相關(guān)。聯(lián)合模型（1） ～ （3）可以檢驗(yàn)H2， 當(dāng)模型（1）和模型（2）中系數(shù)β1顯著時(shí)： 若模型（3）中系數(shù)β1、 β2均顯著， 則中介變量發(fā)揮部分中介作用； 若模型（3）中β1不顯著、 β2顯著， 則中介變量發(fā)揮完全中介作用。

（三）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2015 ～ 2021年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本。其中， 技術(shù)資本數(shù)據(jù)是通過逐個(gè)翻閱公司年報(bào)、 無形資產(chǎn)明細(xì)分類整理出專利、 非專利技術(shù)、 系統(tǒng)軟件、 開發(fā)支出等匯總得到。企業(yè)家精神、 動(dòng)態(tài)能力等變量均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中高管、 公司治理、 財(cái)務(wù)指標(biāo)等信息。進(jìn)一步， 依據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)逐項(xiàng)篩選： ①剔除主營(yíng)業(yè)務(wù)為金融、 保險(xiǎn)的上市公司； ②剔除樣本期間曾經(jīng)被證監(jiān)會(huì)ST、 ?ST的上市公司； ③剔除樣本期間營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率異?；虺^1的上市公司， 以避免重大財(cái)務(wù)調(diào)整給正常經(jīng)營(yíng)帶來的影響； ④剔除關(guān)鍵變量存在數(shù)據(jù)缺失的樣本。最后， 得到11137個(gè)上市公司樣本觀測(cè)值。為了消除異常值對(duì)估算精度的影響， 對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行以下處理： ①上下1%水平的縮尾處理； ②原始變量去中心化處理。本文采用Stata 16.0以及SPSS 27.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

四、 實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。技術(shù)資本積累的均值為17.52， 中位數(shù)為17.64， 偏向最大值， 標(biāo)準(zhǔn)差為2.05， 表明上市公司技術(shù)資本積累整體水平尚可， 但企業(yè)間差異較大。企業(yè)家精神的中位數(shù)與均值相同且偏向最大值， 標(biāo)準(zhǔn)差較小， 表明上市公司企業(yè)家精神整體較好， 雖存在差異但不大。動(dòng)態(tài)能力的均值為0.92， 偏向最小值， 學(xué)習(xí)吸收能力、 變革重構(gòu)能力、 協(xié)調(diào)整合能力的標(biāo)準(zhǔn)差較大， 說明上市公司動(dòng)態(tài)能力整體水平較低且企業(yè)差距較大。控制變量中： 股權(quán)制衡度與發(fā)展能力的標(biāo)準(zhǔn)差較大， 說明不同企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)和發(fā)展水平差異較大； 企業(yè)年齡、 高管薪酬、 流動(dòng)比率的標(biāo)準(zhǔn)差較小， 均值與中位數(shù)接近， 說明企業(yè)間差異可接受。

（二）相關(guān)性分析

表3給出了主要變量的相關(guān)系數(shù)。其中， 企業(yè)家精神與技術(shù)資本積累的相關(guān)系數(shù)為0.19， 在1%的水平上顯著， 動(dòng)態(tài)能力與技術(shù)資本積累、 企業(yè)家精神的相關(guān)系數(shù)分別為0.18和0.49， 均在1%的水平上正相關(guān)， 初步驗(yàn)證了本文假設(shè)的合理性。為了提高估算精度， 本文對(duì)變量交互項(xiàng)進(jìn)行中心化處理， 對(duì)主要變量方差膨脹因子（VIF）進(jìn)行檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)VIF值遠(yuǎn)小于閾值10， 說明不存在嚴(yán)重多重共線性問題。由于回歸分析可能出現(xiàn)異方差、 序列與截面相關(guān)等問題， 影響估算精度， 因此選用D-K標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估算。

（三）基準(zhǔn)回歸分析

表4給出了基準(zhǔn)模型的固定效應(yīng)與混合效應(yīng)的回歸結(jié)果， 其中M1、 M3列列示了固定效應(yīng)回歸結(jié)果， M2、 M4列列示了混合效應(yīng)回歸結(jié)果， 可以看出， 混合效應(yīng)和固定效應(yīng)伴隨著自變量的加入， 模型的決定系數(shù)R2依序走高， 說明模型具有說服力?？紤]到F檢驗(yàn)與豪斯曼檢驗(yàn)更信賴固定效應(yīng)， 因此以固定效應(yīng)回歸結(jié)果作為主要分析依據(jù)。M1列中， 除股權(quán)制衡度和企業(yè)年齡外， 其余控制變量對(duì)技術(shù)資本積累的影響均在1%的水平上顯著。加入企業(yè)家精神后， 模型的擬合優(yōu)度有所提升， 企業(yè)家精神的系數(shù)為0.04， 在1%的水平上顯著。表明企業(yè)家精神每提高一個(gè)百分點(diǎn)， 技術(shù)資本積累提升四個(gè)百分點(diǎn)， 支持了H1即企業(yè)家精神能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累的研究假設(shè)。

（四）中介效應(yīng)分析

利用模型（2）與模型（3）進(jìn)一步檢驗(yàn)動(dòng)態(tài)能力的中介效應(yīng)， 回歸結(jié)果見表5。M1和M2列是動(dòng)態(tài)能力的回歸結(jié)果， M1列中企業(yè)家精神的系數(shù)為0.02， 在1%的水平上顯著， M2列中企業(yè)家精神的系數(shù)為0.03， 動(dòng)態(tài)能力的系數(shù)為0.73， 在5%以上水平顯著， 表明動(dòng)態(tài)能力在企業(yè)家精神與技術(shù)資本積累之間起到部分中介作用。此時(shí)， 動(dòng)態(tài)能力的中介效應(yīng)為0.0146， 占總效應(yīng)的36.5%。M3 ～ M8列是動(dòng)態(tài)能力結(jié)構(gòu)要素的中介效應(yīng)回歸結(jié)果， M3、 M5、 M7列的結(jié)果顯示企業(yè)家精神的系數(shù)在1%的水平上顯著， 加入中介變量LNPAT、 HR、 TURN后， M4、 M6、 M8列的結(jié)果顯示企業(yè)家精神的系數(shù)仍在1%的水平上顯著， 表明學(xué)習(xí)吸收能力、 變革重構(gòu)能力與協(xié)調(diào)整合能力均在企業(yè)家精神與技術(shù)資本積累的關(guān)系中發(fā)揮部分中介作用， 中介值分別為0.0056、 0.0144、 0.0252， 占總效應(yīng)的比值分別為14%、 36%、 63%。這進(jìn)一步反映出動(dòng)態(tài)能力結(jié)構(gòu)要素的中介作用存在差異， 即協(xié)調(diào)整合能力>學(xué)習(xí)吸收能力>變革重構(gòu)能力， 這可能是因?yàn)樵诓淮_定環(huán)境下， 與組織內(nèi)部相比， 組織外部的制度與經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化更大， 對(duì)企業(yè)整合資源、 協(xié)調(diào)關(guān)系能力有更高要求。這與孫慧和張雙蘭（2018）等的研究結(jié)論部分一致， 同時(shí)支持了H2即動(dòng)態(tài)能力及其結(jié)構(gòu)要素在企業(yè)家精神與技術(shù)資本積累中起到中介作用。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性， 解決內(nèi)生性問題， 本文進(jìn)行以下再檢驗(yàn)：

1. 替換變量。根據(jù)全球創(chuàng)業(yè)觀察（GEM）對(duì)企業(yè)家精神的測(cè)度， 利用人均固定資產(chǎn)、 人均無形資產(chǎn)、 專利申請(qǐng)數(shù)、 董事會(huì)獨(dú)立性和人均收入形成綜合指數(shù)作為企業(yè)家精神的替代變量， 記為CE1。參考李鈞（2022）的研究， 以研發(fā)支出與總資產(chǎn)之比衡量學(xué)習(xí)吸收能力， 以技術(shù)人員數(shù)量與員工數(shù)量之比衡量變革重構(gòu)能力， 以廣告支出與總資產(chǎn)之比衡量協(xié)調(diào)整合能力， 采用三者的算術(shù)平均數(shù)作為動(dòng)態(tài)能力的替代變量， 記為DC1。表6 M1 ～ M5列為替換變量后的回歸結(jié)果， 與上文回歸結(jié)果一致， 原結(jié)論穩(wěn)健。

2. 增加控制變量?？紤]到模型可能存在遺漏變量偏差， 本文增加一系列控制變量重新檢驗(yàn)， 主要包括兩職合一、 企業(yè)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)、 資產(chǎn)負(fù)債率、 管理者持股比例， 結(jié)果見表6 M6 ～ M8列， 可見CE、 DC仍在5%的水平上顯著， 原結(jié)論穩(wěn)健。

3. 采用系統(tǒng)GMM法。系統(tǒng)GMM通過引入工具變量能減輕內(nèi)生性影響， 因此本文引入技術(shù)資本積累滯后一期（L.LNTC）和動(dòng)態(tài)能力滯后一期（L.DC）， 來彌補(bǔ)固定效應(yīng)估計(jì)量偏差缺陷， 結(jié)果見表6 M9 ～ M11列。AR（1）通過顯著性測(cè)試， AR（2）未通過顯著性測(cè)試， 說明模型不存在二階序列自相關(guān)。同時(shí)， Hansen檢驗(yàn)也表明不存在工具變量的過度識(shí)別問題， 說明模型設(shè)定合理。此時(shí)M9 ～ M11列中CE、 DC的系數(shù)在1%的水平上顯著， H1、 H2得到驗(yàn)證。

五、 進(jìn)一步拓展

既有文獻(xiàn)表明， 企業(yè)性質(zhì)不同， 其創(chuàng)新投入程度、 技術(shù)開發(fā)效率與成果產(chǎn)出能力有明顯差異。主要觀點(diǎn)有兩種： 一種觀點(diǎn)認(rèn)為， 國(guó)有企業(yè)的委托代理問題更嚴(yán)重， 創(chuàng)新內(nèi)力不足， 相比之下， 民營(yíng)企業(yè)大股東多為自然人或家族企業(yè)， 市場(chǎng)化動(dòng)機(jī)明顯， 技術(shù)開發(fā)欲望更強(qiáng)， 動(dòng)機(jī)更明顯， 也更能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)產(chǎn)出（張琴，2018）。另一種觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新基礎(chǔ)更雄厚， 人力資本更充足， 具有天然的技術(shù)開發(fā)優(yōu)勢(shì)， 融資約束相對(duì)低下， 更有利于發(fā)揮高管的創(chuàng)新效應(yīng)（虞義華等，2018）。上述兩種觀點(diǎn)的結(jié)論不一致主要源自研究視角、 模型界定、 方法選擇等各異。為了進(jìn)一步驗(yàn)證因企業(yè)性質(zhì)不同帶來的技術(shù)資本積累機(jī)制差異， 本文將樣本分為國(guó)有企業(yè)、 民營(yíng)企業(yè)子樣本， 再次估算影響結(jié)果， 結(jié)果見表7。

M1 ～ M3列為國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果。M1列中CE的系數(shù)為正， 且達(dá)到了10%以上的顯著性水平， 支持H1； M2中CE及M3列中DC的系數(shù)均為正， 但未通過顯著性測(cè)試， H2不成立。M4 ～ M6列為非國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果， M4列中CE、 M5列中CE和M6列中DC的系數(shù)均為正， 且達(dá)到了10%以上的顯著性水平， 支持了H1、 H2。以上研究表明： 企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)資本積累的促進(jìn)作用在國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)中均顯著， 且在非國(guó)有企業(yè)的顯著效應(yīng)高于國(guó)有企業(yè)， 支持了張琴（2018）的部分研究結(jié)論； 動(dòng)態(tài)能力的中介效應(yīng)僅在非國(guó)有企業(yè)中成立， 說明面對(duì)復(fù)雜動(dòng)蕩的環(huán)境， 非國(guó)有企業(yè)不僅要依靠企業(yè)家精神帶來的研發(fā)動(dòng)力， 同時(shí)也部分依靠動(dòng)態(tài)能力的積累與提升來促進(jìn)技術(shù)資本積累。

六、 研究結(jié)論、 啟示與展望

（一）研究結(jié)論

本文以2015 ～ 2021年滬深A(yù)股上市公司為樣本， 探討了企業(yè)家精神與企業(yè)技術(shù)資本積累的關(guān)系及動(dòng)態(tài)能力在其中的影響機(jī)制以及企業(yè)性質(zhì)所造成的結(jié)論差異。結(jié)果表明： ①企業(yè)家精神能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累； ②動(dòng)態(tài)能力及其結(jié)構(gòu)要素具有顯著的部分中介效應(yīng)； ③拓展性分析表明， 非國(guó)有企業(yè)中企業(yè)家精神對(duì)技術(shù)資本積累的促進(jìn)作用更為顯著， 且動(dòng)態(tài)能力的中介效應(yīng)僅在非國(guó)有企業(yè)中成立。以上結(jié)論豐富了企業(yè)家精神、 動(dòng)態(tài)能力等理論的研究視域， 為企業(yè)激發(fā)企業(yè)家精神、 增強(qiáng)動(dòng)態(tài)能力、 構(gòu)建技術(shù)資本積累長(zhǎng)效機(jī)制提供了有益借鑒。

（二）研究啟示

立足于科技自立自強(qiáng)與企業(yè)創(chuàng)新主體地位提升的現(xiàn)實(shí)情境， 本文結(jié)論對(duì)于上市公司科學(xué)推進(jìn)技術(shù)資本積累具有多重啟示。①大力培育企業(yè)家精神是促進(jìn)技術(shù)資本積累的重要途徑。企業(yè)所有者應(yīng)把激發(fā)企業(yè)家精神作為可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略舉措， 從企業(yè)家選聘、 合約設(shè)計(jì)、 長(zhǎng)期激勵(lì)、 董事會(huì)治理、 管理制度、 創(chuàng)新文化等方面優(yōu)化設(shè)計(jì)， 推進(jìn)企業(yè)家精神與研發(fā)投入、 技術(shù)開發(fā)、 資源配置、 組織管理深度融合， 構(gòu)建以技術(shù)資本積累為導(dǎo)向的長(zhǎng)效創(chuàng)新機(jī)制。②重視動(dòng)態(tài)能力培育， 增強(qiáng)企業(yè)家柔性決策能力， 獲取持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。企業(yè)應(yīng)主動(dòng)培育提升動(dòng)態(tài)能力以降低環(huán)境不確定性的影響， 通過橫縱信息有效搜尋來發(fā)現(xiàn)機(jī)會(huì)與威脅， 增強(qiáng)企業(yè)市場(chǎng)拓展和研發(fā)能力， 根據(jù)市場(chǎng)變化制定靈活的戰(zhàn)略決策， 為擴(kuò)大技術(shù)資本積累提供雄厚資源支撐， 從而獲取持續(xù)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。③企業(yè)應(yīng)充分權(quán)衡國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)中企業(yè)家精神存在的差異， 建立差異化推進(jìn)機(jī)制， 且積極推進(jìn)國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)技術(shù)資源流動(dòng)與共享， 緩解民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新資源約束， 鼓勵(lì)國(guó)有企業(yè)加強(qiáng)創(chuàng)新舉措， 驅(qū)動(dòng)企業(yè)家精神作用的發(fā)揮。

（三）研究展望

因研究精力有限， 本文在研究深度、 樣本差異挖掘、 模型設(shè)計(jì)等方面仍存在一些不足， 留待以后進(jìn)一步拓展， 主要有以下三個(gè)方面： ①對(duì)企業(yè)家精神、 動(dòng)態(tài)能力選用財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行界定， 未來研究可采用調(diào)查問卷等方式獲取直接一手?jǐn)?shù)據(jù)； ②樣本數(shù)據(jù)源于上市公司， 對(duì)特定行業(yè)普適性有待進(jìn)一步論證； ③僅探索了企業(yè)性質(zhì)差異引致的異質(zhì)性影響， 未來研究可進(jìn)一步考證行業(yè)、 地域、 股權(quán)集中度等差異引致的異質(zhì)性影響。

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（責(zé)任編輯·校對(duì)： 羅萍? 劉鈺瑩）

【基金項(xiàng)目】 山東省軟科學(xué)項(xiàng)目“企業(yè)家精神視域下山東國(guó)有科技企業(yè)技術(shù)資本積累的影響機(jī)理與實(shí)現(xiàn)路徑研究”（項(xiàng)目編號(hào)：2022RKY03010）；山東省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃研究項(xiàng)目“共同富裕導(dǎo)向下創(chuàng)新型企業(yè)技術(shù)資本參與價(jià)值分享機(jī)制研究”（項(xiàng)目編號(hào)：22CZTJ22）；青島農(nóng)業(yè)大學(xué)研究生創(chuàng)新項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：QNYCX22037）