企業技術資本積累的影響機制研究
——CEO 權力與技術專長的聯動效應

許秀梅，田相輝

（青島農業大學，山東青島 266109）

1 研究背景

黨的十九屆五中、六中全會把科技自立自強作為國家發展的基礎戰略支撐，把激發人才創新活力、提升企業自主創新能力與主體地位作為改革重心。Kapicka［1］認為企業創新產出的經濟實質是擴大技術資本積累，羅福凱［2］認為技術資本是一個國家或地區最重要的生產要素之一。根據Mcgrattan 等［3］、湯倩等［4］的研究得出，企業技術資本是指研發形成的各類專利、非專利技術、專有技術、應用系統與軟件等各類技術資源。近年來，受國家積極創新政策驅動，企業技術資本積累規模逐年增加。以我國上市公司為例，從2015 年的2 000 億元增長至2020年的8 000 億元，增長幅度達到4 倍，彰顯企業創新能力有很大提升，但與企業總資產規模相比，占比從1%上升至1.6%，在總資產配置中的占比仍偏小，還有很大提升空間。微觀層面上，識別企業技術資本積累的影響機制，對于推進“十四五”自主創新戰略具有重要意義。與傳統投資項目相比，技術研發具有投入大、周期長、風險高等特點。CEO是企業戰略制定、研發投資、資源配置的重要決策者，擁有技術專長的CEO 既具備扎實的專業技術知識與實戰經驗，又擁有戰略經營重大決策權限、享有較高社會聲譽，有能力并勇于承擔各類創新風險，成為推動企業技術資本積累的關鍵力量。因此，探索CEO 權力、技術專長對技術資本積累的聯動影響效應，對于推進企業技術資本積累、提升創新能力至關重要。

自高階梯隊理論提出以來，邵穎紅等［5］、Sariol等［6］開始關注CEO 權力與職業特征、技術高管對企業創新投入的影響，一方面印證了CEO 權力配置、王楠等［7］開始關注CEO 權力異質性、黃慶華等［8］開始關注CEO 兩職合一對研發投入具有顯著促進效應；另一方面Barker 等［9］、Custodio 等［10］、Sunder 等［11］、楊松令等［12、郝盼盼［13］也支持了CEO 特質、創始人技術知識資產對創新的促進作用。相關研究多從研發投入視角展開，對CEO 權力與各類技術資源產出的關系極少涉及，且忽略了CEO 權力異質性的影響，對CEO 的內在特質及聯動作用考慮不夠。湯倩等［4］估算了CEO 職業背景與企業技術資本積累的正向關系，發現具有冒險特征、多職業背景的CEO 更易擴大企業技術資本規模,為本文提供了拓展性空間。針對現有不足，本文重在揭示CEO 權力、技術專長對企業技術資本積累的影響及CEO 權力異質性帶來的差異效應。

與既有文獻相比，本文的邊際貢獻在于：（1）證實了CEO 綜合權力、權力異質性均能夠顯著促進企業的技術資本積累，為探索企業技術資本積累的前置影響因素提供新證據，拓展了CEO 權力、管家理論、特質激活、技術資本理論的有關成果；（2）揭示了CEO 技術專長對CEO 權力與技術資本積累的正向調節效應及異質差異，深化了CEO 特質對技術資本積累的作用機制研究，且彌補了高階團隊理論、人力資本理論的現有不足；（3）發現了規模大且CEO 采用股票期權激勵的企業，CEO 權力的直接效應、CEO 技術專長的調節效應更為顯著，豐富了熊彼特創新、企業成長理論、激勵理論的有關研究。以上結論對于企業優化CEO 異質權力配置、激發CEO 技術開發潛能、構建CEO 選聘科學機制、抬升企業主體地位與創新能力、推進創新型國家建設提供決策借鑒。

2 理論分析與假設提出

2.1 CEO 權力與企業技術資本積累

Finkelstein［14］的研究表明，高管權力被視為對公司遠期戰略和重大經營活動的決策自主權。CEO作為公司分層治理中僅次于董事長的核心管理者，其決策權限大小對企業的投資與經營質量舉足輕重。技術資本是企業技術投資、持續研發與技術轉化的聚合結果。CEO 對技術投資決策的自由裁量權與組織管理能力很大程度上影響技術資本規模。兩者關系得到了管家理論的有力支持。依據Davis等［15］理論，作為高級管理者的CEO 是有崇高信仰與更高精神追求的社會人，在社會聲譽與個人成就動機的驅使下，能夠以委托人利益最大化為目標導向，推動企業的創新與價值創造，是盡職守則、值得信賴與托付的企業好管家。公司治理的關鍵機制是應賦予CEO 充分信任與經營權限，以更好地激發其創新潛能與技術開發能力。伴隨著CEO 權力強度的提高，企業研發投入會越大，且更有利于推動企業的探索式技術創新。

從結構構成看，CEO 權力可劃分為結構權力、所有權權力、專家權力與聲譽權力。CEO 權力對技術資本的影響細化表現在：（1）CEO結構權力的影響。根據周建慶等［16］的研究表明，結構權力源自正式組織結構和等級權威，通過控制下屬和獲取組織資源來建立統一指令、縮短戰略反應時間、提高決策質量。Galinsky 等［17］的研究表明，伴隨CEO 結構權力的提升，CEO 自由裁量權加大、掌控公司資源更豐富、對下屬員工控制力也更強，且一定程度上還能夠降低對董事會的依賴，受董事會的決策干擾更低，這有助于CEO 更好地將個人的意愿與能力施加于企業的重大投資決策中。進一步，按照管家理論邏輯，此時擁有結構權力的CEO 更傾向于偏好投資那些能夠增強核心競爭優勢、推進持續價值創造的自主技術開發活動。若CEO 實現兩職合一，即總經理與董事長同時兼任，還會再次增強CEO 對技術投資決策的自由裁量權，凸顯集權優勢，更高效率地調度企業創新資源與人力配置，推動技術投資與開發。已有人證實，CEO 與創始人兩職合一能夠促進企業研發投入與技術產出；（2）CEO 所有權權力的影響。CEO 的所有權權力是因持有企業股份或與大股東、創始人關系密切而獲取的額外權力 。當CEO獲取所有權時，CEO 身兼管理者與股東的雙重身份，能夠有效地降低委托代理問題與短視行為、考慮企業長期發展。根據朱焱等［18］的研究表明，且伴隨著所有權權力的提高，CEO 對重大事項投票權加大，能夠更多地影響內部董事選聘，降低董事會對高管決策干涉，更有能力決定企業的技術戰略、開發方向與投資規模，更有助于個人決策發揮，更好地通過加大技術投資培育企業核心競爭優勢，實現持續價值創造。根據邵劍兵等［19］、樂怡婷等［20］的研究表明，當CEO 獲取更多股權時，對企業研發投資具有顯著的利益協同效應；（3）CEO專家權力的影響。CEO 專家權力是因與周圍環境諸要素有更強掌控關系而帶來的額外權力，表現為CEO 的學歷、任職年限與職業專長等。根據李小榮等［21］，Hambrick 等［22］的研究表明，高階梯隊理論強調高管任期、職業專長、學歷特征不同，其認知模式、思維方式、風險偏好和決策方式等特質各異，進一步影響到技術戰略決策。另據人力資本理論，CEO 擁有職業專長表明其技術知識、實戰經驗較為豐富，屬于企業的高質量人力資本，有助于更好地推動技術開發。進一步，CEO 專家權力還能夠推動CEO 與企業內外技術人員群體、業界成功人士的廣泛聯系，強化創新所需的資源與信息支撐，提高CEO 應對環境不確定性的能力以及動態組織協調能力，進而提高技術投資決策質量。職業專長方面，湯倩等［4］證實相對于單一職業背景的CEO，具有多職業背景的CEO 會更有利于擴大技術資本規模。根據張曉亮等［23］的研究，CEO的學術經歷也會通過培養CEO 創新思維、豐富專業知識、提高失敗容忍度等促進技術開發。另外，周鵬冉等［24］的研究發現，隨著任期延長，管理者的綜合素質會逐步提升，實現高成就的愿望會愈加強烈，更有利于加大技術投資開發；（4）CEO 聲譽權力的影響。CEO 聲譽權力是因在經濟、社會、制度環境等方面從外部利益相關方獲取聲譽所擁有的額外權力。依據信息不對稱理論，外部利益相關方會基于企業管理者的聲譽表現來評價企業經營狀況與持續發展能力。CEO 若擁有較高的聲譽權力，能帶來更多股東資源、包容與理解，為選擇高風險技術投資提供基礎保障。CEO 獲取聲譽權力的主要途徑有兼任其他組織職位或畢業于知名大學。企業CEO 之間的密切接觸有助于融入外部各類資源網絡,降低環境不確定性與資源依賴，進一步緩解企業技術投資中的資源約束與成本壓力，促進技術開發。曹國華［25］、周建慶等［17］證實了CEO 聲譽權力對企業研發投入具有顯著促進效應。另外，聲譽權力還能夠通過知識與資源共享，提高CEO 的知識、技術、人力、社會等資本，增強其綜合能力，改善技術投資決策質量。綜合以上分析，本文提出以下假設：

H1：其他條件既定時，CEO 權力與技術資本積累具有正向相關性；

H1a：其他條件既定時，CEO 結構權力與企業技術資本積累具有正向相關性；

H1b：其他條件既定時，CEO 所有權權力與企業技術資本積累具有正向相關性；

H1c：其他條件既定時，CEO 專家權力與企業技術資本積累具有正向相關性；

H1d：其他條件既定時，CEO 聲譽權力與企業技術資本積累具有正向相關性。

2.2 CEO 技術專長的調節效應

Hambrick 等［22］的高階梯隊理論拉開了高層管理者個體認知與行為特征的研究序幕。該理論認為，鑒于企業現實環境的復雜多變性，高層管理者的原有認知結構、個體與行為特征、價值觀念等會左右企業戰略制定、選擇與實施。作為高管層的核心決策者，CEO 的技術專長有助于其更好地認識企業技術發展方向、做出更科學的技術投資戰略決策（胡元木［26］、Barker 等［9］、郝盼盼等［13］），相當程度上能夠避免技術開發的盲目性。另據人力資本理論，技術專長有助于提高CEO 的技術知識等創新型人力資本水平，提高技術研發決策質量。

具體到CEO 的異質權力，CEO 技術專長的調節作用體現在：（1）CEO 技術專長對結構權力的調節。根據袁軍等［27］的研究，技術專長的CEO 在行使結構權力時，憑借既有的技術資源與經驗積累，能夠更好地識別技術開發人才、所涉行業技術開發機會、潛在市場盈利空間與風險，更有針對性地獲取技術研發所需的內外資源與異質人力支持、高效率地組織管理者與核心技術人員的聘任、選拔、考核與激勵），優選出最有利于提高企業技術水平的管理者隊伍與技術型人力資本，推動企業技術產出。進一步，有人指出，當CEO 實現兩職合一時，技術專長還會使其更偏向于高風險、激進型的技術投資決策，這有利于高難度的技術開發；（2）CEO 技術專長對所有權權力的調節。CEO 獲得所有權后，就擁有了所有者的身份與企業治理控制權限。依據委托代理理論，所有權權力有助于協調股東與CEO 的個人利益沖突，推進企業長遠發展。基于特質激活理論，技術專長會提高CEO 的技術認知、對技術風險的應對能力。根據韓忠雪等［28-29］的研究表明，此時CEO 更傾向于以企業技術產出為導向行使所有權帶來的表決權限，推進企業技術產出與長遠發展。特別擁有技術專長的CEO，在人才聘任與選拔方面，更傾向于增加技術董事、技術高管及核心技術人員相關崗位，這大大增強了企業管理層的整體技術認知、技術專長與人力資本質量，進而改善企業技術開發決策質量與研發效率；（3）CEO 技術專長對專家權力的調節。根據Kor［30］、齊魯光等［31］、劉力鋼等［32］、汪延明等［33］的研究表明，技術專長的CEO 大多擁有工科學習專長或技術崗位從業經歷，憑借一專多能的綜合知識積累，對所涉行業的技術發展方向與路徑具有較強的敏感度與認知力，更有助于破解專業領域技術難題，更好地發揮出專家效應，推動CEO 與內部、外部相關行業技術專家的交流與合作，提高其應對環境不確定性與組織協調能力。根據Amy 等［34］的研究表明，還會降低對董事會的決策依賴,強化自己能力及CEO 專家權力在企業投資與經營中的領導力，做出更科學可行、更高質量的技術發展、技術投資與開發決策；（4）CEO技術專長對聲譽權力的調節。依據信號傳遞理論，技術專長CEO 會向外部股東及利益相關方釋放內行人身份的積極信號，更好地被外部技術相關領域的利益相關者所熟知，擁有相對更高的社會地位，這有助于以技術知識為紐帶構建起有利于企業發展的創新資源與人脈網絡支持。這樣一來，技術CEO 更易于獲得外部相關行業的專家信任，企業技術開發所需的資源、關系與人力支持,且面臨困境或失誤也會獲得更多的包容，更有助于CEO 承擔創新風險，推進技術開發，從而增強了專家權力的作用效果。據此提出以下假設：

H2：其他條件既定時，CEO 技術專長正向調節CEO 權力與技術資本積累關系；

H2a：其他條件既定時，CEO 技術專長正向調節CEO 結構權力與技術資本積累關系；

H2b：其他條件既定時，CEO 技術專長正向調節CEO 所有權權力與技術資本積累關系；

H2c：其他條件既定時，CEO 技術專長正向調節CEO 專家權力與技術資本積累關系；

H2d：其他條件既定時，CEO 技術專長正向調節CEO 聲譽權力與技術資本積累關系。

3 研究設計

3.1 變量界定

被解釋變量—企業技術資本積累（TC）。對于技術資本的測度，Ellen 等［3］、Kapick［1］、湯倩等［4］、許秀梅等［35］利用無形資產明細中專利技術、專有技術、非專利技術、軟件等賬面額界定技術資本存量，具有較好的客觀性與公允性。本文借鑒現有處理后，采用專利、專有技術、非專利技術、管理系統、計算機軟件、技術使用權等賬面凈值總額測度技術資本，公式為：

其中i表示各類技術資本賬面價值，n表示技術資本類別，為降低量綱差異，進一步取tc 與營業收入比值衡量技術資本積累水平，記為TC。

解釋變量—CEO 權力(CP)。依據Finkelstein［14］的權力分類，借鑒王楠等［7］、周建慶等［17］、邵穎紅等人［5］的做法，本文從組織權力、專家權力、所有權權力、聲譽權力4 個維度構建CEO 權力綜合指數。結構權力（SP）使用CEO 是否兼任董事長、董事會規模是否高于行業平均來測度，兼任董事長為1，不兼任為0，董事會規模高于行業平均為1，不高于為0。所有權權力（OP）使用CEO 是否持有本公司股份和機構投資者持股比例是否高于行業平均測度，CEO 持有本公司股份為1，否則為0，機構投資者持股比例高于行業平均企業為1，低于為0。專家權力（EP）依據CEO 職稱水平和任職時間測度，具有高級職稱為1，否則為0，CEO 任職時間高于行業平均為1，否則為0。聲譽權力（PP）參照CEO 是否在外單位兼職和學歷水平來測度，CEO 外單位兼職為1，否則為0，碩士以上學歷為1，否則為0。

調節變量—CEO 技術專長（CT）。參照韓忠雪［28-29］的處理，從學習專長、從業經歷兩方面對CEO 技術專長進行界定：（1）學習專長，具有軟件工程、高分子材料、生物制藥等技術性相對較強的專業學習經歷；（2）從業經歷，曾經在科研機構工作或企業所涉行業協會工作，且曾在基礎研究、應用研究等關鍵技術崗位任要職。滿足以上兩項中的任一項，即被界定為CEO 擁有技術專長。

控制變量。除了文中提及變量，企業技術資本積累狀況還與公司治理、財務績效、行業環境、企業規模等諸因素有關。參照湯倩等［4］、王楠等［7］、胡元木［26］的常見處理，選定以下控制變量集:企業規模（Size）—營業收入的自然對數值、企業年齡（AGING）—企業觀測年度與成立年度之差再加1的自然對數值、財務杠桿（LEV）—負債額與資產總額比值、總資產報酬率（ROA）—息稅前利潤占平均總資產之比、凈資產收益率（ROE）—凈利潤與平均凈資產比值、股權集中度（Z）—第一大與第二大股東持股數量比、董事會規模（BOA）—董事會人數的自然對數、監事會規模（SUP）—監事會人數的自然對數、獨立董事比例（INDD）—獨立董事占全部董事人數比、行業(INDR）—依據2012 年的行業分類標準劃分、年度（YEAR）—2015 年為基準設置6 個虛擬變量。相關變量界定見表1。

表1 變量定義與說明

3.2 模型設計

參照現有研究，為了檢驗CEO 權力、技術專長對企業技術資本積累的促進效應，分別建立下列模型：

公式中，TC 為企業技術資本積累。CP 為CEO綜合權力,后面檢驗分別用SP、OP、EP 和PP 來替代，CT 為調節變量：CEO 技術專長。CP×CT 為交互項。Controls 是控制變量集合，e是隨機擾動項。模型1估算CP 及SP、OP、EP 和PP 的獨立效應，即檢驗H1；模型2 估算CT 對CP、SP、OP、EP 與PP 的調節效應，即檢驗H2。公式2 中的CP×CT 的系數β3若顯著大于0，代表正向調節，顯著小于0 代表負向調節，不顯著表明調節效應不成立。

3.3 樣本與數據

本文選取2015—2020 年度的滬深A 股上市企業為初始樣本,按照以下標準逐項篩選：（1）剔除主營業務為金融、保險的上市企業；（2）剔除樣本期曾經被證監會ST 的上市企業；（3）剔除樣本觀察期內營業收入增長率異常或超過1 的上市企業，以避免重大財務調整給正常經營帶來的影響；(4)剔除關鍵變量存在數據缺失的企業。技術資本數據源自上市公司年度報告中無形資產附注，手工整理出專利、非專利技術、專有技術、系統軟件等匯總得到。CEO 權力與技術專長、兩職兼任、CEO 持股、企業特征等變量均來自CSMAR 數據庫。由于CEO 權力數據缺失值較多，此部分通過逐個翻閱公司年報分類整理。精簡處理后,最終得到14 293 個上市公司樣本。進一步，為了消除異常值對估算精度的影響，對相關變量進行精簡：（1）上下1%水平下的winsorise 縮尾；（2）原始變量的去中心化處理；（3）主要變量方差膨脹因子（VIF）檢驗，發現變量整體VIF 均值小于閾值2，每個變量的VIF 值遠小于閾值10，不存在嚴重的多重共線性；（4）由于回歸分析中極有可能出現異方差、序列與截面相關等問題，影響估算精度，利用D-K 標準誤進行修正；（5）豪斯曼檢驗在1%水平上支持固定效應，故后續主要基于固定效應模型的估算結果進行分析。

各主要變量的描述統計結果見表2。2015 至2020 年，我國上市公司的技術資本積累規模均值為0.75，標準差為2.05，最大14，最小為0，各行上市企業之間的技術資本存量差異較為明顯。CP 均值為0.51，標準差0.21，表明上市公司CEO 權力整體上略超過中等水平，且差異不大。從CEO 權力的四個維度看，SP、OP、EP 和PP 的均值分別為0.59、0.68、0.42 和0.58，標準差均較小，表明目前上市公司中CEO 的結構權力、所有權權力整體水平較高，CEO的專家權力與聲譽權力水平相對偏低一些，從標準差看，企業之間差異并不太大。CT 均值0.40，標準差0.49，表明超過一半的企業CEO 無技術專長，側面印證了當前企業CEO 的專業技術與從業經歷有待提升，標準差都不大，小于0.5，說明企業CEO 技術特征差異不明顯。控制變量描述結果顯示，企業規模SIZE 均值21.60，標準差1.31,表明企業之間差異較為明顯。股權集中度Z均值為12.46,標準差為20.32，表明企業之間股權結構差異較大，其他控制變量ROA、ROE 等標準差都較小，企業差異不明顯。另從主要變量的相關系數看，CT、CP 和TC 相關性較明顯，初步檢驗了H1的存在，其他變量相關系數最大僅為0.471，均小于閾值0.5，各變量之間多重共線性不凸顯，詳細結果有待進一步證實。

4 基準回歸結果分析

4.1 CEO 權力對企業技術資本積累的直接影響

以公式（1）為基礎，表3 分別給出了CEO 綜合權力、各維度權力對技術資本積累的估算結果。其中，模型Ⅰ僅給出控制變量的回歸結果。模型Ⅱ給出CEO 綜合權力與技術資本積累的回歸結果。模型Ⅲ-Ⅵ給出了SP、OP、EP、PP 與技術資本積累的回歸結果。總體看，CEO 權力各變量的加入，明顯增強了諸模型的解釋力。模型Ⅰ中，除股權集中度Z、獨立董事比例INDD 的系數未達顯著外，其他控制變量對企業技術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 系數為0.08，達到5%顯著水平，驗證了H1，表明CEO 權力顯著促進企業技術資本積累。模型Ⅲ、Ⅳ和Ⅵ中CEO 各維度權力SP、OP、EP 和PP 系數為0.15、0.06、0.12、0.00，分別達到1%、5%、5%和10%的顯著水平，表明CEO 各維度權力促進企業的技術資本積累，支持了H1a、H1b、H1c和H1d。綜合看，CP、SP、OP、EP 和PP 的系數與顯著性均達到了估算要求，很好地支持了假設H1的存在，表明現階段加大上市公司CEO 權力配置有助于擴大企業的技術資本規模。進一步，與整體回歸相比，結構權力與專家權力的回歸系數大于CEO 權力，所有權權力與聲譽權力的回歸系數小于CEO 權力，說明CEO 權力的作用程度主要源自結構權力與專家權力，聲譽與所有權權力的促進效應相對偏弱一些。

表3 CEO 權力與企業技術資本積累

表3 （續）

4.2 CEO 技術專長的調節效應

表4 分別給出了CT 對CP、SP、OP、EP、PP和TC 關系的估算結果。模型1 代表CEO 權力CP、CEO 技術專長CT 和企業技術資本積累TC 的整體估算結果，模型2 至模型5 代表CEO 技術專長CT 對CEO 各維度權力SP、OP、EP、PP 和TC 的調節效應估算結果。模型1 的回歸表明，CT×CP 系數為0.02,達到5%的顯著水平，說明CEO 技術專長變量的加入顯著增強了CEO 權力與企業技術資本積累的正相關關系，驗證了H2。模型2 至模型5 中，CT 與SP、OP、EP 和PP 的調節系數分別為0.03、0.02、0.05和0.00，均達到10%以上的顯著水平，說明CEO技術專長能夠正向調節CEO 的結構權力、所有權權力、專家權力、聲譽權力與技術資本積累的正相關關系，支持了H2a、H2b、H2c和H2d的存在。相比之下，CEO 技術專長對CEO 結構權力、專家權力的調節能力更強一些，表明CEO 技術專長與CEO 結構權力、專家權力對技術資本的聯動促進效應更突出。

表4 CEO 技術專長的估算結果

與表3 中CP 與TC 的獨立回歸相比，CP 系數由原來的0.08 提升至0.10，顯著性由5%升為1%，表明CT 加入增強了CEO 權力的作用效果，再次支持H1。CEO 的各維度權力SP、OP、EP 和PP 與技術資本積累TC 之間的估算系數由0.15（1%）、0.06（5%）、0.12（5%）、0.00（10%）調整至0.16（1%）、0.13（5%）、0.08（5%）和0.10（10%），系數略有提升，顯著性保持不變，表明加入調節變量后，CEO 的結構權力、所有權權力、聲譽權力對技術資本積累的作用度有所增強，再次驗證了H1a、H1b、H1c和H1d。

4.3 穩健性檢驗

（1）更換主要變量的測度方法。為增強估算結果的可信度，本文將TC 重新界定為企業技術資本的期末余額與資產總額的比值，利用主成分法重新構建CEO 權力指數CP1，再次對CEO 權力與企業技術資本積累的關系及CEO 技術專長的調節效應進行估算。用TC1 代替TC 因變量，用CP1 代替CP，重新進行固定效應與混合回歸，檢驗結果見表5，CT 與CP1 的交互項系數、CP1 的系數均在10%以上水平上顯著為正，結論與前文基本一致，再次證實前述H1和H2，研究結論較為穩健。

表5 穩健性的回歸結果

（2）內生性處理。為緩解CP、CT 與技術資本積累TC 和未觀測變量之間可能存在的內生性問題，本文借鑒湯倩等人［4］的研究，以CEO 變更為對象采用雙重差分再次進行穩健測試，設置Treat 為組間虛擬變量，將處理組界定為同一名CEO 發生變更樣本，Treat 取1，將未發生CEO 變更的樣本作為控制組，Treat 為0。Post 代表時間虛擬變量，CEO 變更之前，Post 取0，變更之后Post 取1，進行雙重差分估計,估算結果列示于表5 的第6 列。Treat×Post的交互項系數為正，且達到10%的顯著水平，說明CEO 變更顯著促進企業技術資本積累，雙重差分很好地緩解了內生性，再度證實研究結論的穩健性。

（3）考慮到模型估算過程中可能存在遺漏其他重要變量，影響結果精度，選取同省份、行業上市公司技術資本積累與營業收入比值均值作為工具變量，選取CEO 權力的年度-行業-省份均值作為CEO 權力工具變量,進行兩階段最小二乘（Ⅳ-2SLS）穩健測試。檢驗結果見表5 中第7 列，第一階段結果F統計值58.44（＞10），拒絕了弱工具變量，且第二階段的P值為0.678,大于0.1，不存在過度識別，增強了穩健性。

5 CEO 權力與技術資本積累：分樣本的進一步分析

CEO 權力推進技術資本積累的過程中，CEO 技術專長的效力程度還會因不同樣本特質存有差異。多人的研究發現，企業規模、CEO 激勵方式、薪酬水平、年齡、任期等差異都會影響到技術產出。如果僅進行全樣本的影響效應分析，可能會混淆或掩蓋不同樣本之間CEO 各權力維度、技術專長對技術資本積累的細微差異，很大程度限制了CEO 權力研究的深化與拓展。基于此，下面分別從企業規模、股權激勵方式兩個方面區分樣本，挖掘不同分樣本的差異效應。

5.1 不同規模企業的影響差異

遵循創新鼻祖Schumpeter 的邏輯，企業規模對創新產出有積極影響。規模大的企業，資源基礎雄厚，更易于凸顯規模經濟與壟斷競爭優勢，經營利潤的持久性、含金量均較高，能夠為高精尖的技術創新提供持久的研發經費支持，且抵御創新項目失敗風險的能力較強一些。

大規模企業更具有成本優勢、員工素質更高、各項管理制度更為健全，法人治理結構相對更完善，資源優勢更突出，能夠實現持續的研發投入和更高技術效率。此外，利益相關者也更傾向于信賴規模大、資金雄厚的企業，這直接影響到CEO的創新投資決策。

為了深入了解不同企業規模下CEO 權力對技術資本積累是否存在明顯效應差異，本文借鑒湯倩等［4］的做法，按照企業期末總資產的平均值為標準，將全樣本分為大規模企業、小規模企業，再次對基準模型回歸分析，以比較在不同規模企業中CEO 權力的影響及CEO 技術專長的調節能力差異，見表6。因篇幅所限，僅列示CEO 綜合權力的獨立效應及CEO 技術專長的調節效應回歸結果，以下同。模型Ⅰ代表不同規模企業CEO 權力與技術資本積累的獨立效應，模型Ⅱ代表不同規模企業CEO 技術專長的調節效應。整體上看，大小規模樣本中CEO 權力、技術專長及交互項的估算系數均為正，且達到10%以上的顯著性水平，支持了H1、H2的存在。分樣本的比較發現，大規模企業CEO 權力的影響程度、CEO 技術專長的調節能力明顯略高于小規模企業，結果一定程度印證了大企業的公司治理相對更完善、資源與技術條件更過硬，CEO 的專業知識與綜合能力更強、素質更高，更利于發揮CEO權力的積極效應。

表6 不同規模樣本的估算差異性

5.2 CEO 股權激勵方式的影響差異

高管股權激勵作為公司治理的一項重要機制，對企業研發投資的影響早已引起學者的廣泛關注。CEO 最常見的股權激勵方式為限制性股票和股票期權。盡管兩者均屬于股權激勵，但收益特征與風險屬性具有明顯區別，往往會體現不同的治理效果。限制性股票屬于低失敗容忍程度的績效型股權激勵方式，高管在決策過程中更加偏好于風險規避，而股票期權屬于保障型股權方式，CEO 不需要依賴于貨幣薪酬，具有失敗容忍特征并促進企業研發投資。整體看，無論是限制性股票還是股票期權，均能夠促進企業技術產出。但周建慶［17］發現對于采用限制性股權激勵方式的企業，其激勵強度總體上對企業研發投資具有顯著的抑制效應，而股票期權方式并不顯著。若企業股價與高管行權價比較接近，限制性股票的懲罰約束很大程度上制約了高管的創新原動力。相比之下，股票期權激勵更能夠保護高管的創新熱情。由此推論，CEO 股權激勵方式不同，會影響到CEO 權力發揮及技術資本積累。

為了進一步識別CEO 股權激勵方式對CEO 權力與技術資本積累的影響，本文將全部樣本按照CEO 股權激勵方式不同分為限制性股票企業組與股票期權企業組，分別進行回歸，見表7。其中，模型Ⅰ代表不同激勵方式樣本中CEO 權力與技術資本積累的獨立效應回歸結果，模型Ⅱ和模型Ⅲ代表不同激勵方式樣本中CEO技術專長的調節效應回歸結果。綜合來看，兩類分樣本中CP、CT 的系數及CT×CP的系數均為正，且達到了10%以上的顯著水平，支持了本文的假設H1和H2。分樣本的比較發現，股票期權樣本中CEO 權力的影響系數以及CEO 技術專長的調節系數明顯高于限制性股票樣本組，表明采用限制性股權激勵的CEO 創新失敗的容忍度、激勵約束及高管懲罰制約了CEO 權力、技術專長的效應發揮。

表7 CEO 不同激勵方式樣本的影響差異

6 研究結論與啟示

6.1 主要結論

現有學者多關注CEO 權力與研發投入、創新績效之間的關系，且尚未取得一致。本文選取2015—2020 年滬深上市公司為樣本，對CEO 綜合權力、異質權力對企業技術資本積累的直接影響機制、CEO技術專長的調節機制進行了實證檢驗。研究顯示：（1）CEO 的綜合權力、各維度權力均顯著促進企業技術資本積累，且CEO 結構權力、專家權力的作用程度大于所有權權力與聲譽權力；（2）CEO 技術專長對CEO 綜合權力、各維度權力與技術資本積累的調節效應均較為顯著，且對CEO 結構權力、專家權力的調節效應大于所有權權力與聲譽權力；（3）規模大且CEO 實施股票期權激勵的企業，CEO 權力的直接效應及CEO 技術專長的調節效應明顯高于規模小且CEO 實施限制性股票激勵的企業。以上結論為企業創新產出、技術資本積累的影響機制提供新證據、為高管創新激勵提供新的思路，彌補了高階團隊、高管特質、CEO 權力、技術資本理論的研究疏漏，豐富了技術創新、委托代理、管理主義理論的現有成果，拓展了高管激勵約束、公司治理、人力資本理論的研究視角。

6.2 相關啟示

立足于企業創新主體地位提升、自主創新戰略實現與國家科技自立自強體制機制改革的現實情境，本文結論對于上市公司精準把控CEO 特質、挖掘CEO 技術潛能、優化CEO 權力配置、構建科學的CEO 聘任與激勵考核機制、促進創新投資、擴大技術資本規模與推進持續自主創新具有多重啟示與借鑒。

啟示一：優化CEO 權力配置是擴大企業技術資本積累、提升企業主體地位與自主創新能力的關鍵路徑。鑒于CEO 綜合權力、各維度權力均能夠推進企業技術資本規模，企業控制性股東及董事會在權衡與CEO 利益關系時，同等條件下應優先招聘具有專家資歷的CEO，積極擴大CEO 的結構權限、響應CEO兩職合一、建立CEO 持股的動態激勵約束機制、通過產品市場、資本市場、技術與人力要素市場等擴大CEO 聲譽權力的影響力，以此推動技術資本積累。

啟示二：招聘具有技術專長的CEO 是提升CEO權力配置效率、促進企業技術產出的重要途徑。擁有技術專長的CEO 不僅能夠發揮專家優勢直接促進技術資本積累，還能夠與CEO 異質權力融合互動，擴大CEO 權力實施的積極效果。因此，企業董事會應從選聘、內部選拔、日常考核3 個層面把技術專長作為CEO 綜合績效考核中的重要能力指標，不僅要優選出有技術創新力、一專多能的CEO，還要以技術水平提升為導向建立動態激勵監督機制，大力推進CEO 技術專長與異質權力的有機融合，最大程度發揮出兩者的交互影響力。進一步，區分技術型與非技術型CEO，對于技術型CEO，考核時要強化股權、兼任、專家職能的效力發揮；對于非技術型CEO，應把企業技術成果了解程度、技術人員協調能力、技術學習、創新管理與技術轉化等作為考核重點，引導其不斷提升技術從業能力，推進企業技術資本積累與創新力提升。

啟示三：鑒于分樣本的檢驗結果，企業應綜合權衡、科學把握、準確認識自身在行業中的相對規模與地位，綜合權衡CEO 股權激勵的消極與積極效應。一方面，從技術開發導向出發，將股權激勵方案與技術能力提升相結合，將CEO 行權與技術產出相掛鉤，建立CEO 股票期權激勵計劃的動態考核機制。另一方面，為了維持持久競爭優勢，企業應適度擴大、努力維持一定的資產規模，在同行中體現出一定的相對規模優勢，為擴大技術資本積累提供雄厚的基礎資源支撐。