許秀梅 陳澤文

(青島農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266109)

一、引言

黨的十九屆五中全會確立了我國科技自立自強(qiáng)的發(fā)展戰(zhàn)略，并重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)要激發(fā)人才創(chuàng)新活力、提升企業(yè)主體地位、全方位提升自主創(chuàng)新能力。微觀層面上，揭示企業(yè)技術(shù)資本積累的影響因素與內(nèi)在機(jī)理，對于推進(jìn)自主創(chuàng)新與科技自立自強(qiáng)至關(guān)重要。技術(shù)資本是企業(yè)持續(xù)不斷創(chuàng)新投資與研究開發(fā)的結(jié)果。與一般的長期投資項(xiàng)目相比，技術(shù)開發(fā)更具投入資金大、開發(fā)周期長、投資風(fēng)險(xiǎn)高、資源約束性強(qiáng)等特點(diǎn)。CEO是企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略制定選擇、技術(shù)開發(fā)組織、創(chuàng)新資源配置的重要參與者與決策者，對推進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累舉足輕重。伴隨著高階梯隊(duì)、特質(zhì)激活等理論的提出，諸多研究開始聚焦CEO認(rèn)知行為特征與決策權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新的影響，相關(guān)研究主要沿著三條路徑展開：一是探尋CEO的權(quán)力配置(邵穎紅等，2022[1]；Sariol和Abebe，2017[2])、CEO權(quán)力異質(zhì)性(王楠等，2017)[3]、CEO任期與權(quán)力集中度(周鵬冉、劉海兵，2020)[4]對企業(yè)研發(fā)投入、技術(shù)效率與技術(shù)產(chǎn)出的多重機(jī)制。二是解析CEO人格特征尤其是過度自信對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)CEO人格對戰(zhàn)略變革制定和實(shí)施有不同影響(Herrmann和Nadkarni，2014[5])，CEO人格魅力會影響企業(yè)發(fā)展且凸顯戰(zhàn)略獨(dú)特性(Wolak等，2016)[6]，CEO過度自信會驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新績效(張信東、郝盼盼，2017)[7]。三是揭示CEO權(quán)力與過度自信之間的聯(lián)動關(guān)系，一方面，CEO權(quán)力能夠增強(qiáng)CEO過度自信與績效波動(鐘熙等，2021)[8]、對過度自信與內(nèi)部控制水平的負(fù)向關(guān)系具有增強(qiáng)效應(yīng)(王鴻、鄒梓琛，2021)[9]，且隨著CEO權(quán)力增大，過度自信更易導(dǎo)致公司股價(jià)崩盤現(xiàn)象發(fā)生(曾愛民等，2017)[10]；另一方面，CEO過度自信助推CEO權(quán)力強(qiáng)度對財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊傾向的影響(陳艷等，2017)[11]。

梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究探討了CEO權(quán)力與創(chuàng)新、CEO過度自信與創(chuàng)新、戰(zhàn)略變革等之間的關(guān)系以及兩者對企業(yè)績效、股價(jià)、財(cái)務(wù)報(bào)告舞弊的聯(lián)動關(guān)系，但疏漏了CEO權(quán)力與過度自信對企業(yè)技術(shù)資本積累的聯(lián)動影響機(jī)制。過度自信的CEO既有戰(zhàn)略、經(jīng)營等重大決策參與權(quán)限，又享有一定的社會聲譽(yù)，有能力且勇于承擔(dān)各類創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，很大程度影響到企業(yè)創(chuàng)新投入、研究開發(fā)效率與技術(shù)資本規(guī)模。鑒于此，本文重在揭示CEO權(quán)力與過度自信行為對企業(yè)技術(shù)資本積累的內(nèi)在影響機(jī)理與效應(yīng)程度，主要解決以下問題：(1)CEO權(quán)力對企業(yè)技術(shù)資本積累的影響；(2)CEO過度自信在CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累中的調(diào)節(jié)程度；(3)CEO權(quán)力異質(zhì)性帶來的效應(yīng)差異。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)在于證實(shí)了CEO權(quán)力與過度自信對技術(shù)資本積累的聯(lián)動正向促進(jìn)效應(yīng)，為優(yōu)化企業(yè)CEO的多維權(quán)力配置、構(gòu)建科學(xué)的CEO選聘機(jī)制、提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力與主體地位、推進(jìn)十四五期間的創(chuàng)新型國家建設(shè)提供有益借鑒。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)CEO權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累

管理層權(quán)力是對公司戰(zhàn)略和重大決策制定的自主權(quán)(Finkelstein，1992)[12]。CEO作為公司分層化治理的重要高層管理者，其決策權(quán)限大小很大程度上能夠外顯出個(gè)人的心理特質(zhì)、意愿與能力，繼而對企業(yè)的技術(shù)資本積累產(chǎn)生重要影響。兩者關(guān)系得到了創(chuàng)新理論、企業(yè)成長理論、管家理論的支持。創(chuàng)新理論代表熊彼特視創(chuàng)新為生產(chǎn)要素的重新組合,包括開發(fā)新產(chǎn)品、引進(jìn)新方法、開辟新市場等。遵循熊彼特的邏輯，CEO是創(chuàng)新、經(jīng)營的重要組織者,CEO創(chuàng)新會打破市場均衡,開拓新的技術(shù)機(jī)會，獲取高額利潤。企業(yè)成長理論代表彭羅斯指出，經(jīng)理人是將企業(yè)資源轉(zhuǎn)變?yōu)樯a(chǎn)能力和新技術(shù)運(yùn)用的催化劑, 據(jù)此推論，CEO的技術(shù)才能與管理能力是企業(yè)培育技術(shù)競爭優(yōu)勢的重要來源。另據(jù)管家理論，CEO是有更高精神追求的社會人，能夠以委托人的目標(biāo)利益最大化為經(jīng)營目標(biāo)，是值得信賴與托付的企業(yè)好管家，公司治理的關(guān)鍵不是監(jiān)督CEO，而是應(yīng)賦予CEO充分權(quán)限與信任，以激發(fā)其創(chuàng)造潛能，提升企業(yè)競爭優(yōu)勢(Lin，2005)[13]。進(jìn)一步，伴隨著權(quán)力的逐步增強(qiáng)，CEO的自身偏好、特質(zhì)、背景、高層教育等異質(zhì)人力會逐步滲透至企業(yè)創(chuàng)新過程，影響企業(yè)創(chuàng)新投資與開發(fā)決策的程度與能力會漸進(jìn)提高，推進(jìn)技術(shù)產(chǎn)出。

根據(jù)Finkelstein(1992)[12]的界定，CEO的權(quán)力主要包括4部分：結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、專家權(quán)力與聲譽(yù)權(quán)力。CEO權(quán)力對技術(shù)資本的影響體現(xiàn)在：1.CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力的影響。結(jié)構(gòu)權(quán)力源自正式的組織結(jié)構(gòu)和等級權(quán)威，通過建立統(tǒng)一指令、抑制決策沖突、控制下屬和獲取資源，以面對管理不確定性，提高企業(yè)戰(zhàn)略的上下級反應(yīng)時(shí)間，改善決策質(zhì)量(王楠等，2017[3]；周建慶等，2020[14])。隨著CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力的提升，CEO掌控的公司創(chuàng)新資源更豐富多樣，責(zé)任更厚重，按照管家理論的邏輯，此時(shí)CEO對創(chuàng)新項(xiàng)目的選擇與實(shí)施，會更加注重技術(shù)成果的創(chuàng)新性、遠(yuǎn)期效應(yīng)而非創(chuàng)新項(xiàng)目當(dāng)期投入與本身風(fēng)險(xiǎn)程度(Galinsky等，2006)[15]?；诖?，結(jié)構(gòu)權(quán)力大的CEO更具創(chuàng)新激情，更傾向于選擇那些能夠增強(qiáng)核心競爭優(yōu)勢、推進(jìn)持續(xù)價(jià)值創(chuàng)造的自主技術(shù)開發(fā)項(xiàng)目，通過不斷加大高技術(shù)研發(fā)投入、持續(xù)改善研究開發(fā)效率，擴(kuò)大技術(shù)資本規(guī)模。實(shí)踐中，多人證實(shí)了CEO與創(chuàng)始人兩職合一顯著促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入、產(chǎn)出效率與績效(黃慶華等，2017[16]；楊松令等，2018[17])。2.CEO所有權(quán)權(quán)力的影響。所有權(quán)權(quán)力是CEO因持有更多企業(yè)股份或與大股東、創(chuàng)始人等關(guān)系密切而獲取的額外權(quán)力(Finkelstein，1992)[12]。當(dāng)CEO成為企業(yè)重要股東時(shí)，會更有能力決定企業(yè)的長期發(fā)展方向，在鞏固個(gè)人地位、行使決策表決權(quán)、避免被罷免、職位晉升、業(yè)績考核等方面更凸顯優(yōu)勢，進(jìn)一步增強(qiáng)了對企業(yè)創(chuàng)新投資、技術(shù)開發(fā)的決策參與與組織管理能力。樂怡婷(2017)[18]等人的研究表明高管的股權(quán)激勵對企業(yè)研發(fā)投資具有顯著的利益協(xié)同性，是培育企業(yè)核心競爭力的關(guān)鍵激勵途徑。3.CEO專家權(quán)力的影響。專家權(quán)力指管理人員因與周圍環(huán)境諸要素有更強(qiáng)掌控關(guān)系而帶來的額外權(quán)力(Finkelstein，1992)[12]，體現(xiàn)為高管學(xué)歷、任職年限與職業(yè)背景等。高階梯隊(duì)理論認(rèn)為高管任期、職業(yè)背景、學(xué)歷等特征不同，其認(rèn)知模式、思維方式、風(fēng)險(xiǎn)偏好和決策方式等維度特質(zhì)各異(Hambrick和Mason，1984)[19]。職業(yè)背景方面，湯倩等(2021)[20]證實(shí)相對于單一職業(yè)背景的CEO，具有多職業(yè)背景的CEO會更有利于擴(kuò)大技術(shù)資本規(guī)模。CEO的學(xué)術(shù)經(jīng)歷(張曉亮等，2019)[21]也會通過塑造CEO創(chuàng)新氣質(zhì)、培養(yǎng)創(chuàng)新思維、提高創(chuàng)新失敗容忍度等提升CEO創(chuàng)新能力。另外，周鵬冉、劉海兵(2020)[4]的研究發(fā)現(xiàn)，管理者任期狀況能夠彰顯其個(gè)人閱歷、認(rèn)知水平、風(fēng)險(xiǎn)傾向等綜合管理能力，隨著任期延長，管理者的綜合素質(zhì)會逐步提升，高成就愿望會愈加強(qiáng)烈，更致力于加大技術(shù)開發(fā)投資，高管任期促進(jìn)技術(shù)研發(fā)與產(chǎn)出。4.CEO聲譽(yù)權(quán)力的影響。聲譽(yù)權(quán)力指企業(yè)高管因在經(jīng)濟(jì)、社會、制度等外部環(huán)境利益相關(guān)方方面擁有聲譽(yù)所獲得的額外權(quán)力(Finkelstein，1992)[12]。信息不對稱理論認(rèn)為，外部利益相關(guān)方往往會基于企業(yè)管理者的社會聲譽(yù)表現(xiàn)來評價(jià)企業(yè)經(jīng)營狀況與持續(xù)發(fā)展能力。CEO若擁有較高的聲譽(yù)權(quán)力，能為其帶來更多股東資源、包容與理解，為選擇更高的創(chuàng)新投資風(fēng)險(xiǎn)決策提供重要保障，進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)資本規(guī)模。周建慶等(2020)[14]證實(shí)了CEO聲譽(yù)權(quán)力對企業(yè)研發(fā)投資具有促進(jìn)效應(yīng)。綜合以上分析，本文提出假設(shè)。

H1：其他條件即定時(shí)，CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累具有正向相關(guān)性。

H1(a)：其他條件即定時(shí)，CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累具有正向相關(guān)性。

H1(b)：其他條件即定時(shí)，CEO所有權(quán)權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累具有正向相關(guān)性。

H1(c)：其他條件即定時(shí)，CEO專家權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累具有正向相關(guān)性。

H1(d)：其他條件即定時(shí)，CEO聲譽(yù)權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累具有正向相關(guān)性。

(二)CEO過度自信的調(diào)節(jié)作用

面對不確定的現(xiàn)實(shí)情境，個(gè)體的過度自信特征會導(dǎo)致其認(rèn)知與行為決策出現(xiàn)一定的非理性心理偏差(Herz等，2014)[22]。CEO的過度自信是指CEO因過高估計(jì)個(gè)人能力、判斷精確性所導(dǎo)致的心理性偏差(韻江等，2021)[23]。通常而言，若CEO決策過程中出現(xiàn)了過高估計(jì)、過高定位與過度精確三種情況，即被認(rèn)定為過度自信(Moore和Healy，2008)[24]。自 Roll提出狂妄自大假說、Heaton建立管理者樂觀假說以來，過度自信引起管理學(xué)者的普遍關(guān)注，紛紛通過放寬理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，探尋過度自信對公司治理與創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)過度自信的CEO更具高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)傾向(Picone等，2014)[25]，通過左右CEO的創(chuàng)新戰(zhàn)略決策、組織管理行為與資源配置方向，進(jìn)而影響研發(fā)投入與技術(shù)產(chǎn)出(Galasso和Simcoe，2011)[26]。

CEO過度自信的調(diào)節(jié)機(jī)理細(xì)化體現(xiàn)在：首先，過度自信CEO大多具有較強(qiáng)的自我控制力與冒險(xiǎn)精神，自信心強(qiáng)，是敢想肯干、勇于擔(dān)當(dāng)?shù)膶?shí)干家，這種個(gè)人特質(zhì)決定了CEO更易于接受難度高、周期長、投資大、有失敗風(fēng)險(xiǎn)、潛在收益大的技術(shù)創(chuàng)新活動(鐘熙等，2018)[27],更傾向于高估企業(yè)的資源稟賦、競爭優(yōu)勢和財(cái)務(wù)實(shí)力，忽略既有的資源約束。這樣一來，過度自信CEO往往能夠承受相對較大的困難與挫折，快速適應(yīng)經(jīng)營壓力與挑戰(zhàn)，這更有利于CEO自由裁量權(quán)與表決權(quán)發(fā)揮，在公司創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇中更能凸顯個(gè)人地位，更有利于激發(fā)內(nèi)在潛質(zhì)、捕捉高風(fēng)險(xiǎn)技術(shù)方向與機(jī)遇，加大高難高新項(xiàng)目投入、推進(jìn)高難技術(shù)項(xiàng)目協(xié)同攻關(guān)進(jìn)度，把控企業(yè)對前沿技術(shù)跟進(jìn)方向，推進(jìn)技術(shù)資本積累。其次，當(dāng)過度自信CEO兩職兼任時(shí)，更有利于減少董事會干預(yù)，高效率地將決策偏好或戰(zhàn)略決策付諸行動，增強(qiáng)CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力及所有權(quán)權(quán)力對技術(shù)資本積累的影響程度。且隨著CEO任期的延長，持股比例的增加，還會獲得越來越多的管理與治理權(quán)限，對創(chuàng)新戰(zhàn)略決策與研究開發(fā)項(xiàng)目的影響力將逐步提高，強(qiáng)化對技術(shù)資本的推動作用。對此，陳偉宏等(2019)[28]曾證實(shí)過度自信CEO顯著促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出；進(jìn)一步，在自我優(yōu)越感的使然下，過度自信CEO會積極面對新環(huán)境，不斷學(xué)習(xí)有利于企業(yè)發(fā)展的新知識，勇于面對企業(yè)發(fā)展困境，努力探索解決問題的新方案(韻江等，2021)[23]，積極為創(chuàng)新提供各類必備的基礎(chǔ)條件，引領(lǐng)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)不斷推進(jìn)技術(shù)產(chǎn)出，更好地把握企業(yè)技術(shù)前沿，擔(dān)負(fù)起行業(yè)創(chuàng)新的引領(lǐng)者。最后，CEO過度自信特征會積極向外界同行、利益相關(guān)者傳遞企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的積極信號、追求長期業(yè)績的經(jīng)營承諾，有利于企業(yè)更好地籌集創(chuàng)新資源、匯集各類創(chuàng)新人才，為企業(yè)創(chuàng)新提供更堅(jiān)實(shí)的資源與人力基礎(chǔ)，增強(qiáng)CEO專家及聲譽(yù)權(quán)力對技術(shù)資本積累的促進(jìn)效應(yīng)。多人證實(shí)了CEO過度自信能夠改善其創(chuàng)新戰(zhàn)略決策、促進(jìn)研發(fā)投入、擴(kuò)大技術(shù)產(chǎn)出(Hirshleifer等，2012[29]；Herz等，2014[22]；Chen等，2014[30]；孔東民等[31]，2015；易靖韜等，2015[32])。綜上，CEO過度自信很可能通過增強(qiáng)CEO各維度權(quán)力對創(chuàng)新投資與研發(fā)的影響，提升技術(shù)資本規(guī)模。據(jù)此提出假設(shè)。

H2:其他條件既定時(shí)，CEO過度自信正向調(diào)節(jié)CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累關(guān)系。

H2(a):其他條件既定時(shí)，CEO過度自信正向調(diào)節(jié)CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力與技術(shù)資本積累關(guān)系。

H2(b):其他條件既定時(shí)，CEO過度自信正向調(diào)節(jié)CEO所有權(quán)權(quán)力與技術(shù)資本積累關(guān)系。

H2(c)：其他條件既定時(shí)，CEO過度自信正向調(diào)節(jié)CEO專家權(quán)力與技術(shù)資本積累關(guān)系。

H2(d)：其他條件既定時(shí)，CEO過度自信正向調(diào)節(jié)CEO聲譽(yù)權(quán)力與技術(shù)資本積累關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量界定

被解釋變量——企業(yè)技術(shù)資本積累(LNTC)。參照湯倩等(2021)[20]、許秀梅等(2019)[33]、Mcgrattan和Prescott(2010)[34]和Kapicka(2012)[35]等人的研究，企業(yè)的技術(shù)資本主要由專利、非專利技術(shù)、專用技術(shù)、系統(tǒng)軟件等組成。借鑒現(xiàn)有處理，本文以無形資產(chǎn)明細(xì)中的專利、專有技術(shù)、專用技術(shù)、軟件系統(tǒng)等技術(shù)資本期末凈值之和作為技術(shù)資本規(guī)模的代理變量，考慮到絕對額與正態(tài)分布要求不符，進(jìn)一步取其對數(shù)形式,記為LNTC。

解釋變量——CEO權(quán)力(CP)。依據(jù)Finkelstein(1992)[12]的分類，借鑒王楠等(2017)[3]、周建慶等(2020)[14]的做法，本文從結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、聲譽(yù)權(quán)力四個(gè)維度構(gòu)建CEO權(quán)力指數(shù)。各維度權(quán)力界定如下：結(jié)構(gòu)權(quán)力(SP)，使用CEO是否兼任董事長測度，兼任為1，不兼任為0。所有權(quán)權(quán)力(OP)，使用CEO是否持有本公司股份測度，持有為1，否則為0。專家權(quán)力(EP)，依據(jù)CEO職稱水平測度，具有高級職稱為1，否則為0。聲譽(yù)權(quán)力(PP)，利用CEO是否在外單位兼職界定，兼職為1，否則為0。

調(diào)節(jié)變量——CEO過度自信(CC)。考慮到中國企業(yè)的實(shí)際情況，國內(nèi)學(xué)者提出了4種界定CEO過度自信的主流方法，分別是持股變動法、業(yè)績預(yù)測法、相對薪酬法及企業(yè)家信心指數(shù)法。相對于持股變動法，業(yè)績預(yù)測、相對薪酬及企業(yè)家信心指數(shù)法存在固有缺陷，無法精細(xì)測量CEO自身的過度自信。本文參照陳偉宏等(2019)[28]的研究，通過觀察CEO堅(jiān)持長期持有企業(yè)股份狀況判定CEO是否過度自信，具體做法為：樣本期內(nèi)，若公司股票收益低于市場平均水平，CEO未減持股票，即為過度自信，賦值1；否則為非過度自信，賦值0，后面再用業(yè)績預(yù)測法進(jìn)行穩(wěn)健測試。

控制變量。除了文中提及的核心變量，企業(yè)技術(shù)資本積累狀況還與公司治理、財(cái)務(wù)績效、行業(yè)環(huán)境、企業(yè)規(guī)模等諸因素有關(guān)。參照現(xiàn)有學(xué)者的常見處理(湯倩等，2021[20]；易靖韜等，2005[32])，選定以下控制變量集合:企業(yè)規(guī)模(Size)—營業(yè)收入的自然對數(shù)值、企業(yè)年齡(AGING)—企業(yè)觀測年度與成立年度之差再加1的自然對數(shù)值、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)—負(fù)債額與資產(chǎn)總額比值、盈利能力(ROA)—凈利潤與平均資產(chǎn)總額比值、核心利潤增長率(GRH)—核心利潤占營業(yè)收入比、核心利潤獲現(xiàn)率(CASH)—經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與核心利潤的比值、股權(quán)集中度(Z)—第一大與第二大股東持股數(shù)量比、董事會規(guī)模(BOA)—董事會人數(shù)的自然對數(shù)、監(jiān)事會規(guī)模(SUP)—監(jiān)事會人數(shù)的自然對數(shù)、獨(dú)立董事比例(INDD)—獨(dú)立董事占全部董事人數(shù)比、行業(yè)(INDR)—依據(jù)2012年的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)劃分、年度(YEAR)—2015年為基準(zhǔn)設(shè)置6個(gè)虛擬變量。相關(guān)變量界定詳見表1。

表1 變量定義與說明

(二)模型設(shè)計(jì)

參照現(xiàn)有處理，為了檢驗(yàn)CEO權(quán)力與過度自信對企業(yè)技術(shù)資本積累的聯(lián)動影響，分別建立下列模型。

LNTCit=β0+β1×CPit+β2×∑Controls+eit

(1)

LNTCit=β0+β1×CPit+β2×CCit+β3×CPit×CCit+β4×∑Controls+eit

(2)

上式中，CP代表CEO權(quán)力,后面檢驗(yàn)分別用SP、OP、EP和PP來代替。CC為調(diào)節(jié)變量-CEO過度自信。CP×CC為CEO權(quán)力與過度自信的交互項(xiàng)。Controls是控制變量集合，e是隨機(jī)擾動項(xiàng)。模型1估算CP及SP、OP、EP和PP的獨(dú)立效應(yīng)，即檢驗(yàn)H1；模型2估算CC對CP、SP、OP、EP與PP的調(diào)節(jié)效應(yīng)，即檢驗(yàn)H2。公式(1)(2)中CP的系數(shù)β1顯著大于0，代表H1成立，否則不成立。公式(2)中的CP×CC的系數(shù)β3若顯著大于0，代表正向調(diào)節(jié)成立，顯著小于0代表負(fù)向調(diào)節(jié)成立，不顯著表明調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立。

(三)樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2015-2020年滬市與深市A股上市公司為初始樣本,并按照以下標(biāo)準(zhǔn)逐項(xiàng)細(xì)化篩選：(1)剔除主營業(yè)務(wù)為金融、保險(xiǎn)業(yè)的上市公司；(2)剔除樣本期間內(nèi)曾被證監(jiān)會ST、*ST的上市公司；(3)剔除核心變量存在數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到14589個(gè)上市公司樣本。技術(shù)資本數(shù)據(jù)來自上市公司年度報(bào)告中的無形資產(chǎn)附注部分，手工分類整理專利、非專利技術(shù)、系統(tǒng)軟件等匯總得到。CEO權(quán)力與過度自信、兩職兼任、CEO持股、企業(yè)特征等變量均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。鑒于CEO權(quán)力的數(shù)據(jù)缺失值較多，此部分通過逐個(gè)翻閱公司年報(bào)分類整理。為了消除異常值波動對估算精度的影響，本文對相關(guān)變量進(jìn)行精簡處理：上下1%水平下的winsorise縮尾；原始變量的去中心化處理；主要變量的方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量的整體VIF均值小于閾值2，每個(gè)變量VIF值小于閾值10，不存在嚴(yán)重的多重共線性；考慮到回歸分析中很可能出現(xiàn)異方差、序列、截面相關(guān)等系列問題，影響估算結(jié)果精度，選用D-K標(biāo)準(zhǔn)誤修正；豪斯曼檢驗(yàn)表明在1%的水平上支持固定效應(yīng)模型，故后續(xù)利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行主分析。

相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見表2。2015至2020年，滬深上市公司的技術(shù)資本積累規(guī)模LNTC均值為20.652，標(biāo)準(zhǔn)差為1.911，最大35.785，最小為16.834，表明各行上市企業(yè)之間的技術(shù)資本存量差異較為明顯。CP均值為0.513，標(biāo)準(zhǔn)差0.214，表明上市公司CEO權(quán)力整體上略超過中等水平，且差異不大。從CEO權(quán)力的四個(gè)維度看，SP、OP、EP和PP的均值分別為0.592、0.682、0.421和0.580，標(biāo)準(zhǔn)差均較小，表明目前上市公司中58%的CEO兼任董事長，68%的CEO持有本企業(yè)股份，兩職兼任和持股均較為普遍，超過了中位數(shù)，企業(yè)間差異不大。42%的CEO擁有高級職稱，專家權(quán)力并不突出。58%的CEO在外有兼職，積極代理各類企業(yè)外職務(wù)，以擴(kuò)大個(gè)人及企業(yè)的影響力。CC均值0.472，從未減持股份的CEO僅有47%，說明CEO股票減持較為常見，標(biāo)準(zhǔn)差都不大，小于0.5，說明企業(yè)CEO過度自信行為差異不明顯?？刂谱兞康拿枋鼋Y(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模(SIZE)均值21.603，標(biāo)準(zhǔn)差1.311,企業(yè)之間差異明顯。股權(quán)集中度(Z)均值為12.461,標(biāo)準(zhǔn)差為20.322，企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)差異較大，其他控制變量如盈利能力(ROA)、核心利潤率(GRH)等標(biāo)準(zhǔn)差都較小，企業(yè)差異不太明顯。另從主要變量的相關(guān)系數(shù)看，CP、CC與INTC相關(guān)性較明顯，初步檢驗(yàn)了H1和H2的存在，其他變量相關(guān)系數(shù)最大為0.427，均小于閾值0.5，各變量之間多重共線性不凸顯，詳細(xì)結(jié)果有待進(jìn)一步證實(shí)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

數(shù)據(jù)來源：依據(jù)國泰安手工整理。

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)

四、基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

(一)CEO權(quán)力對企業(yè)技術(shù)資本積累的直接影響

以公式1為基礎(chǔ)，表4分別給出了CEO權(quán)力、CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、專家權(quán)力與聲譽(yù)權(quán)力對技術(shù)資本積累LNTC的估算結(jié)果。其中，模型Ⅰ僅給出控制變量的回歸結(jié)果。模型Ⅱ給出CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累的回歸結(jié)果。模型Ⅲ-Ⅵ給出了SP、OP、EP、PP與技術(shù)資本積累LNTC的回歸結(jié)果?？傮w看，伴隨著CEO權(quán)力各變量的加入，增強(qiáng)了諸模型的解釋力。

表4 CEO權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累

模型Ⅰ中，除股權(quán)集中度Z、核心利潤獲現(xiàn)率CASH、獨(dú)立董事比例INDD的系數(shù)未達(dá)顯著外，其他控制變量對企業(yè)技術(shù)資本積累的影響都較明顯，表明控制變量起到很好的控制效果。加入變量CP后，模型Ⅱ中CP系數(shù)為0.09，達(dá)到5%的顯著水平，驗(yàn)證了H1，CEO權(quán)力顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累。模型Ⅲ、Ⅳ和Ⅵ中CEO各維度權(quán)力SP、OP和PP系數(shù)為0.17、0.11、0.02，分別在1%、5%和10%水平上促進(jìn)技術(shù)資本積累，支持了H1(a)、H1(b)和H1(d)。模型Ⅴ中EP的系數(shù)0.04，未達(dá)顯著水平，H1(c)不成立，即CEO專家權(quán)力未能顯著促進(jìn)技術(shù)資本積累，這可能受多因素所致。一方面，目前上市企業(yè)CEO以經(jīng)營型居多，專家學(xué)者型占比相對偏少，另一方面，近年來，涌現(xiàn)一批青年專家CEO，這在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)企業(yè)更突出，其中不乏外部引進(jìn)高級創(chuàng)新人才，不適用傳統(tǒng)職稱評定，一定程度影響了作用效果。

總體看，CP、SP、OP、EP和PP的系數(shù)與顯著性多數(shù)達(dá)到估算要求，除了CEO專家權(quán)力外，其他均達(dá)到10%的顯著水平，支持了假設(shè)H1。與整體回歸相比，結(jié)構(gòu)權(quán)力與所有權(quán)權(quán)力系數(shù)大于CEO權(quán)力，聲譽(yù)權(quán)力系數(shù)小于CEO權(quán)力，說明CEO權(quán)力的作用程度主要源自結(jié)構(gòu)權(quán)力與所有權(quán)權(quán)力，聲譽(yù)與專家權(quán)力的影響能力相對偏弱一些。

(二)CEO過度自信的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了驗(yàn)證H2的存在，表5分別列示了CEO過度自信、CEO權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累的估算結(jié)果。模型Ⅰ代表CC、CP和TC的回歸結(jié)果，模型Ⅱ至模型Ⅴ代表CC與SP、OP、EP、PP和TC的回歸結(jié)果。模型Ⅰ的結(jié)果表明，CC×CP系數(shù)為0.04，5%的水平上顯著，說明CEO過度自信的加入顯著增強(qiáng)了CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累的正相關(guān)關(guān)系，驗(yàn)證了H2的合理性。與表4中CP與TC的獨(dú)立效應(yīng)相比，CP系數(shù)由原來的0.09調(diào)整至0.10，估算結(jié)果與顯著性基本保持不變，表明CC變量的加入增強(qiáng)了模型的解釋能力。

表5 CEO過度自信的估算結(jié)果

模型Ⅱ至模型Ⅴ中，CC與SP、OP、EP、PP與TC的調(diào)節(jié)系數(shù)分別為0.20(5%)、0.00、0.03(10%)和0.01(10%)。與表4不同的是，雖顯著性略有降低，但除了CEO所有權(quán)權(quán)力未顯著外，其他變量系數(shù)均達(dá)到10%以上的顯著水平，說明CEO過度自信能夠增強(qiáng)CEO的結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力、聲譽(yù)權(quán)力與技術(shù)資本積累的正相關(guān)關(guān)系，支持了H2(a)、H2(c)、H2(d)的存在，但未能明顯增強(qiáng)CEO所有權(quán)權(quán)力與技術(shù)資本積累的正相關(guān)關(guān)系，H2(b)不成立，側(cè)面反映了現(xiàn)階段上市公司CEO的過度自信對股權(quán)激勵、技術(shù)資本積累之間還未發(fā)揮出應(yīng)有的效應(yīng)。究其原因，可能源自CEO過度自信的高風(fēng)險(xiǎn)、資本市場的完善程度及股權(quán)激勵自身狀況等因素的綜合作用。CEO過度自信對所有權(quán)權(quán)力與技術(shù)資本發(fā)揮調(diào)節(jié)效力的前提條件是股權(quán)激勵與公司治理完善、資本市場股價(jià)創(chuàng)新信息含量豐富。一方面，CEO的過度自信會無形中加大企業(yè)創(chuàng)新投資與技術(shù)開發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，也向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)創(chuàng)新與發(fā)展?jié)撃艿姆e極信號。只有當(dāng)資本市場有效時(shí)，公司創(chuàng)新與技術(shù)資本積累信息才會及時(shí)融入股價(jià)，CEO創(chuàng)新決策才能夠真正享受到股價(jià)上升的好處，此時(shí)CEO過度自信才會很好地增進(jìn)其股權(quán)激勵效果。另一方面，只有將CEO行為特征與業(yè)績相聯(lián)系的股權(quán)激勵才能夠真正促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。股價(jià)信息含量提升CEO股權(quán)有效性的一個(gè)前提是公司股權(quán)激勵機(jī)制內(nèi)在運(yùn)作有效。如果股權(quán)激勵設(shè)計(jì)被CEO等高層內(nèi)部控制，就會失去激勵初衷，此時(shí)CEO過度自信并不能很好地發(fā)揮正效應(yīng)，甚至于會加大企業(yè)的創(chuàng)新與經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，損害投資人的經(jīng)濟(jì)利益。

與表4中CEO權(quán)力的獨(dú)立回歸結(jié)果相比，CEO各維度權(quán)力SP、OP、EP和PP與技術(shù)資本積累TC之間的估算系數(shù)由0.17(1%)、0.11(5%)、0.04、0.02(10%)調(diào)整至0.19(5%)、0.11(10%)、0.05和0.01(10%)，除了CEO的專家權(quán)力外，其他均達(dá)到了10%以上的顯著性，說明伴隨CEO過度自信的加入，CEO結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、聲譽(yù)權(quán)力對技術(shù)資本積累的作用仍較為明顯，驗(yàn)證了H1(a)、H1(b)、和H1(d)，H1(c)仍未得到驗(yàn)證。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.核心變量重新界定。為進(jìn)一步增強(qiáng)實(shí)證結(jié)果的可信程度，本文將LNTC再次界定為企業(yè)技術(shù)資本期末余額與資產(chǎn)總額比值，后取對數(shù)，利用主成分法重新構(gòu)建CEO權(quán)力指數(shù)CP1，利用業(yè)績預(yù)測法重新界定CEO過度自信，再次對CEO權(quán)力、CEO過度自信與技術(shù)資本積累的關(guān)系進(jìn)行估算，分別用LNTC1代替LNTC，用CP1代替CP，CC1代替CC，分別給出固定效應(yīng)與混合回歸結(jié)果，檢驗(yàn)結(jié)果見表6，CC1與CP1的交互系數(shù)、CP1的系數(shù)均在10%以上水平上顯著為正，結(jié)論與前文基本一致，再次證實(shí)前述H1與H2，支持了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性的回歸結(jié)果

2.內(nèi)生性問題。為緩解CP、CC之間、CP與技術(shù)資本積累LNTC之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文借鑒湯倩等(2021)[20]的研究，以CEO變更為對象采用雙重差分再次進(jìn)行穩(wěn)健測試，設(shè)置Treat為組間虛擬變量，將CEO發(fā)生變更樣本作為處理組，Treat取1，將未發(fā)生CEO變更的樣本作為控制組，Treat為0。Post代表時(shí)間虛擬變量，CEO變更前取0，變更之后取1，進(jìn)行雙重差分估計(jì),估算結(jié)果列示于表6的第6列。Treat×Post兩者交互項(xiàng)系數(shù)為正，達(dá)到10%顯著性，表明CEO變更促進(jìn)技術(shù)資本積累，雙重差分緩解了內(nèi)生性，證實(shí)研究結(jié)論穩(wěn)健。

3.考慮模型估算過程中可能存在遺漏其他重要變量，影響結(jié)果精度，參照現(xiàn)有做法，選取同省份、行業(yè)上市公司技術(shù)資本積累平均值取對數(shù)作為工具變量，選取CEO權(quán)力的年度-行業(yè)-省份均值作為CEO權(quán)力工具變量,選用同年度同行業(yè)企業(yè)中被判定為過度自信特征的CEO比例作為CEO過度自信工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘(IV-2SLS)穩(wěn)健測試。檢驗(yàn)結(jié)果見表6中的第7列，第一階段結(jié)果F統(tǒng)計(jì)值59.79(>10)，拒絕弱工具變量，且第二階段P值為0.683,大于0.1，不存在過度識別，增強(qiáng)了穩(wěn)健性。

五、分樣本的進(jìn)一步分析

(一)不同規(guī)模企業(yè)的影響差異

熊彼特創(chuàng)新理論認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新行為會產(chǎn)生積極影響。規(guī)模大的企業(yè)更易于凸顯規(guī)模與競爭優(yōu)勢、成本優(yōu)勢、利潤質(zhì)量也較高，能夠?yàn)檠邪l(fā)提供雄厚的資金支持，風(fēng)險(xiǎn)抵御能力更強(qiáng)。此外，當(dāng)企業(yè)面對激烈的外部競爭與融資環(huán)境時(shí)，利益相關(guān)者更傾向于信賴大規(guī)模企業(yè)，這直接影響CEO決策。湯倩等(2021)[20]證實(shí)了企業(yè)規(guī)模、CEO特質(zhì)與創(chuàng)新決策之間關(guān)系密切。易靖韜等(2015)[32]研究顯示，與小企業(yè)相比，大企業(yè)的高管過度自信更能夠顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)產(chǎn)出。為了進(jìn)一步了解不同規(guī)模下CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累的效應(yīng)差異，本文借鑒易靖韜等(2015)[32]、湯倩等(2021)[20]的做法，按照企業(yè)期末總資產(chǎn)平均值為標(biāo)準(zhǔn)，將全樣本分為大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)，再次回歸，見表7。受篇幅所限，僅列示CEO權(quán)力的直接影響及CEO過度自信的調(diào)節(jié)作用，以下同。模型Ⅰ代表不同規(guī)模企業(yè)CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累的直接效應(yīng)，模型Ⅱ代表不同規(guī)模企業(yè)CEO過度自信的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果表明，大小規(guī)模樣本CEO權(quán)力、過度自信及交互項(xiàng)系數(shù)均為正，達(dá)到10%以上的顯著水平，一定程度支持了H1和H2。分樣本比較顯示，大規(guī)模企業(yè)CEO權(quán)力系數(shù)、CEO過度自信調(diào)節(jié)系數(shù)略高于小規(guī)模企業(yè)，很好地佐證了大企業(yè)的治理能力更強(qiáng)、資源優(yōu)勢更明顯，更有利于CEO權(quán)力與過度自信推動技術(shù)資本規(guī)模。

表7 不同規(guī)模樣本的估算差異性

(二)CEO股權(quán)激勵的影響差異

高管股權(quán)激勵作為公司治理的一項(xiàng)重要機(jī)制，對企業(yè)研發(fā)投資的影響已引起國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。上市公司CEO最常見的股權(quán)激勵方式為限制性股票和股票期權(quán)。盡管兩者均屬于股權(quán)激勵方式，但收益特征與風(fēng)險(xiǎn)屬性具有明顯區(qū)別，往往會體現(xiàn)出不同甚至完全相反的治理效果。限制性股票屬于低失敗容忍程度的績效型股權(quán)激勵方式，高管在決策過程中更加偏好于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，而股票期權(quán)屬于保障型股權(quán)方式，CEO不需要依賴于貨幣薪酬，具有失敗容忍特征并促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投資。實(shí)踐中，對于兩種CEO激勵方式對技術(shù)產(chǎn)出的影響方向，尚未得到統(tǒng)一結(jié)論。總體上看，對CEO實(shí)施股權(quán)激勵有助于企業(yè)增加研發(fā)投入強(qiáng)度，無論是限制性股票還是股票期權(quán)，均促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。但周建慶等(2020)[14]發(fā)現(xiàn)對于采用限制性股權(quán)CEO激勵方式的企業(yè)，其激勵強(qiáng)度總體上對企業(yè)研發(fā)投資具有顯著的抑制效應(yīng)，而股票期權(quán)方式并不顯著。由此推論，CEO獲取股權(quán)激勵的方式不同，會進(jìn)一步影響到CEO權(quán)力的發(fā)揮及技術(shù)資本積累能力。

為了深入識別CEO股權(quán)激勵方式對CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累的影響，本文將全部樣本按照CEO股權(quán)激勵方式分為限制股票企業(yè)組與股票期權(quán)企業(yè)組進(jìn)行回歸，見表8。其中，模型Ⅰ代表不同激勵方式樣本中CEO權(quán)力與技術(shù)資本積累的直接效應(yīng)回歸結(jié)果，模型Ⅱ代表不同激勵方式樣本中CEO過度自信的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩類分樣本中CP、CC的系數(shù)以及CC×CP的系數(shù)均為正，且達(dá)到了10%以上的顯著水平，支持了本文的假設(shè)H1和H2。分樣本比較發(fā)現(xiàn)，股票期權(quán)樣本中CEO權(quán)力的影響系數(shù)以及CEO過度自信的調(diào)節(jié)系數(shù)明顯高于限制股票樣本組，該結(jié)果與田軒、孟清揚(yáng)(2018)[37]、周建慶等(2020)[14]的部分觀點(diǎn)較為一致。

表8 CEO不同激勵方式樣本的影響差異

六、結(jié)論

本文以2015-2020年滬深A(yù)股上市公司為樣本,對CEO權(quán)力與企業(yè)技術(shù)資本積累的直接效應(yīng)及CEO過度自信的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，進(jìn)一步挖掘了CEO權(quán)力異質(zhì)性的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)CEO權(quán)力、結(jié)構(gòu)權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、聲譽(yù)權(quán)力均顯著促進(jìn)企業(yè)技術(shù)資本積累，CEO專家權(quán)力的作用不顯著；(2)CEO過度自信對CEO權(quán)力、結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力與聲譽(yù)權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，對CEO所有權(quán)權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)不明顯；(3)規(guī)模大且CEO股票期權(quán)激勵的企業(yè)，CEO權(quán)力的直接效應(yīng)及CEO過度自信的調(diào)節(jié)效應(yīng)明顯高于規(guī)模小且CEO限制性股票激勵的企業(yè)。以上結(jié)論為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響因素提供了豐富的證據(jù)支持，既豐富了高管權(quán)力、特質(zhì)激活、高階梯隊(duì)、公司治理、熊彼特創(chuàng)新等相關(guān)研究的現(xiàn)有理論框架，又拓展了高管激勵約束、管理主義、個(gè)體心理行為等研究的既有視域。