企业技术资本积累的影响机制研究
——CEO 权力与技术专长的联动效应

许秀梅，田相辉

（青岛农业大学，山东青岛 266109）

1 研究背景

党的十九届五中、六中全会把科技自立自强作为国家发展的基础战略支撑，把激发人才创新活力、提升企业自主创新能力与主体地位作为改革重心。Kapicka［1］认为企业创新产出的经济实质是扩大技术资本积累，罗福凯［2］认为技术资本是一个国家或地区最重要的生产要素之一。根据Mcgrattan 等［3］、汤倩等［4］的研究得出，企业技术资本是指研发形成的各类专利、非专利技术、专有技术、应用系统与软件等各类技术资源。近年来，受国家积极创新政策驱动，企业技术资本积累规模逐年增加。以我国上市公司为例，从2015 年的2 000 亿元增长至2020年的8 000 亿元，增长幅度达到4 倍，彰显企业创新能力有很大提升，但与企业总资产规模相比，占比从1%上升至1.6%，在总资产配置中的占比仍偏小，还有很大提升空间。微观层面上，识别企业技术资本积累的影响机制，对于推进“十四五”自主创新战略具有重要意义。与传统投资项目相比，技术研发具有投入大、周期长、风险高等特点。CEO是企业战略制定、研发投资、资源配置的重要决策者，拥有技术专长的CEO 既具备扎实的专业技术知识与实战经验，又拥有战略经营重大决策权限、享有较高社会声誉，有能力并勇于承担各类创新风险，成为推动企业技术资本积累的关键力量。因此，探索CEO 权力、技术专长对技术资本积累的联动影响效应，对于推进企业技术资本积累、提升创新能力至关重要。

自高阶梯队理论提出以来，邵颖红等［5］、Sariol等［6］开始关注CEO 权力与职业特征、技术高管对企业创新投入的影响，一方面印证了CEO 权力配置、王楠等［7］开始关注CEO 权力异质性、黄庆华等［8］开始关注CEO 两职合一对研发投入具有显著促进效应；另一方面Barker 等［9］、Custodio 等［10］、Sunder 等［11］、杨松令等［12、郝盼盼［13］也支持了CEO 特质、创始人技术知识资产对创新的促进作用。相关研究多从研发投入视角展开，对CEO 权力与各类技术资源产出的关系极少涉及，且忽略了CEO 权力异质性的影响，对CEO 的内在特质及联动作用考虑不够。汤倩等［4］估算了CEO 职业背景与企业技术资本积累的正向关系，发现具有冒险特征、多职业背景的CEO 更易扩大企业技术资本规模,为本文提供了拓展性空间。针对现有不足，本文重在揭示CEO 权力、技术专长对企业技术资本积累的影响及CEO 权力异质性带来的差异效应。

与既有文献相比，本文的边际贡献在于：（1）证实了CEO 综合权力、权力异质性均能够显著促进企业的技术资本积累，为探索企业技术资本积累的前置影响因素提供新证据，拓展了CEO 权力、管家理论、特质激活、技术资本理论的有关成果；（2）揭示了CEO 技术专长对CEO 权力与技术资本积累的正向调节效应及异质差异，深化了CEO 特质对技术资本积累的作用机制研究，且弥补了高阶团队理论、人力资本理论的现有不足；（3）发现了规模大且CEO 采用股票期权激励的企业，CEO 权力的直接效应、CEO 技术专长的调节效应更为显著，丰富了熊彼特创新、企业成长理论、激励理论的有关研究。以上结论对于企业优化CEO 异质权力配置、激发CEO 技术开发潜能、构建CEO 选聘科学机制、抬升企业主体地位与创新能力、推进创新型国家建设提供决策借鉴。

2 理论分析与假设提出

2.1 CEO 权力与企业技术资本积累

Finkelstein［14］的研究表明，高管权力被视为对公司远期战略和重大经营活动的决策自主权。CEO作为公司分层治理中仅次于董事长的核心管理者，其决策权限大小对企业的投资与经营质量举足轻重。技术资本是企业技术投资、持续研发与技术转化的聚合结果。CEO 对技术投资决策的自由裁量权与组织管理能力很大程度上影响技术资本规模。两者关系得到了管家理论的有力支持。依据Davis等［15］理论，作为高级管理者的CEO 是有崇高信仰与更高精神追求的社会人，在社会声誉与个人成就动机的驱使下，能够以委托人利益最大化为目标导向，推动企业的创新与价值创造，是尽职守则、值得信赖与托付的企业好管家。公司治理的关键机制是应赋予CEO 充分信任与经营权限，以更好地激发其创新潜能与技术开发能力。伴随着CEO 权力强度的提高，企业研发投入会越大，且更有利于推动企业的探索式技术创新。

从结构构成看，CEO 权力可划分为结构权力、所有权权力、专家权力与声誉权力。CEO 权力对技术资本的影响细化表现在：（1）CEO结构权力的影响。根据周建庆等［16］的研究表明，结构权力源自正式组织结构和等级权威，通过控制下属和获取组织资源来建立统一指令、缩短战略反应时间、提高决策质量。Galinsky 等［17］的研究表明，伴随CEO 结构权力的提升，CEO 自由裁量权加大、掌控公司资源更丰富、对下属员工控制力也更强，且一定程度上还能够降低对董事会的依赖，受董事会的决策干扰更低，这有助于CEO 更好地将个人的意愿与能力施加于企业的重大投资决策中。进一步，按照管家理论逻辑，此时拥有结构权力的CEO 更倾向于偏好投资那些能够增强核心竞争优势、推进持续价值创造的自主技术开发活动。若CEO 实现两职合一，即总经理与董事长同时兼任，还会再次增强CEO 对技术投资决策的自由裁量权，凸显集权优势，更高效率地调度企业创新资源与人力配置，推动技术投资与开发。已有人证实，CEO 与创始人两职合一能够促进企业研发投入与技术产出；（2）CEO 所有权权力的影响。CEO 的所有权权力是因持有企业股份或与大股东、创始人关系密切而获取的额外权力 。当CEO获取所有权时，CEO 身兼管理者与股东的双重身份，能够有效地降低委托代理问题与短视行为、考虑企业长期发展。根据朱焱等［18］的研究表明，且伴随着所有权权力的提高，CEO 对重大事项投票权加大，能够更多地影响内部董事选聘，降低董事会对高管决策干涉，更有能力决定企业的技术战略、开发方向与投资规模，更有助于个人决策发挥，更好地通过加大技术投资培育企业核心竞争优势，实现持续价值创造。根据邵剑兵等［19］、乐怡婷等［20］的研究表明，当CEO 获取更多股权时，对企业研发投资具有显著的利益协同效应；（3）CEO专家权力的影响。CEO 专家权力是因与周围环境诸要素有更强掌控关系而带来的额外权力，表现为CEO 的学历、任职年限与职业专长等。根据李小荣等［21］，Hambrick 等［22］的研究表明，高阶梯队理论强调高管任期、职业专长、学历特征不同，其认知模式、思维方式、风险偏好和决策方式等特质各异，进一步影响到技术战略决策。另据人力资本理论，CEO 拥有职业专长表明其技术知识、实战经验较为丰富，属于企业的高质量人力资本，有助于更好地推动技术开发。进一步，CEO 专家权力还能够推动CEO 与企业内外技术人员群体、业界成功人士的广泛联系，强化创新所需的资源与信息支撑，提高CEO 应对环境不确定性的能力以及动态组织协调能力，进而提高技术投资决策质量。职业专长方面，汤倩等［4］证实相对于单一职业背景的CEO，具有多职业背景的CEO 会更有利于扩大技术资本规模。根据张晓亮等［23］的研究，CEO的学术经历也会通过培养CEO 创新思维、丰富专业知识、提高失败容忍度等促进技术开发。另外，周鹏冉等［24］的研究发现，随着任期延长，管理者的综合素质会逐步提升，实现高成就的愿望会愈加强烈，更有利于加大技术投资开发；（4）CEO 声誉权力的影响。CEO 声誉权力是因在经济、社会、制度环境等方面从外部利益相关方获取声誉所拥有的额外权力。依据信息不对称理论，外部利益相关方会基于企业管理者的声誉表现来评价企业经营状况与持续发展能力。CEO 若拥有较高的声誉权力，能带来更多股东资源、包容与理解，为选择高风险技术投资提供基础保障。CEO 获取声誉权力的主要途径有兼任其他组织职位或毕业于知名大学。企业CEO 之间的密切接触有助于融入外部各类资源网络,降低环境不确定性与资源依赖，进一步缓解企业技术投资中的资源约束与成本压力，促进技术开发。曹国华［25］、周建庆等［17］证实了CEO 声誉权力对企业研发投入具有显著促进效应。另外，声誉权力还能够通过知识与资源共享，提高CEO 的知识、技术、人力、社会等资本，增强其综合能力，改善技术投资决策质量。综合以上分析，本文提出以下假设：

H1：其他条件既定时，CEO 权力与技术资本积累具有正向相关性；

H1a：其他条件既定时，CEO 结构权力与企业技术资本积累具有正向相关性；

H1b：其他条件既定时，CEO 所有权权力与企业技术资本积累具有正向相关性；

H1c：其他条件既定时，CEO 专家权力与企业技术资本积累具有正向相关性；

H1d：其他条件既定时，CEO 声誉权力与企业技术资本积累具有正向相关性。

2.2 CEO 技术专长的调节效应

Hambrick 等［22］的高阶梯队理论拉开了高层管理者个体认知与行为特征的研究序幕。该理论认为，鉴于企业现实环境的复杂多变性，高层管理者的原有认知结构、个体与行为特征、价值观念等会左右企业战略制定、选择与实施。作为高管层的核心决策者，CEO 的技术专长有助于其更好地认识企业技术发展方向、做出更科学的技术投资战略决策（胡元木［26］、Barker 等［9］、郝盼盼等［13］），相当程度上能够避免技术开发的盲目性。另据人力资本理论，技术专长有助于提高CEO 的技术知识等创新型人力资本水平，提高技术研发决策质量。

具体到CEO 的异质权力，CEO 技术专长的调节作用体现在：（1）CEO 技术专长对结构权力的调节。根据袁军等［27］的研究，技术专长的CEO 在行使结构权力时，凭借既有的技术资源与经验积累，能够更好地识别技术开发人才、所涉行业技术开发机会、潜在市场盈利空间与风险，更有针对性地获取技术研发所需的内外资源与异质人力支持、高效率地组织管理者与核心技术人员的聘任、选拔、考核与激励），优选出最有利于提高企业技术水平的管理者队伍与技术型人力资本，推动企业技术产出。进一步，有人指出，当CEO 实现两职合一时，技术专长还会使其更偏向于高风险、激进型的技术投资决策，这有利于高难度的技术开发；（2）CEO 技术专长对所有权权力的调节。CEO 获得所有权后，就拥有了所有者的身份与企业治理控制权限。依据委托代理理论，所有权权力有助于协调股东与CEO 的个人利益冲突，推进企业长远发展。基于特质激活理论，技术专长会提高CEO 的技术认知、对技术风险的应对能力。根据韩忠雪等［28-29］的研究表明，此时CEO 更倾向于以企业技术产出为导向行使所有权带来的表决权限，推进企业技术产出与长远发展。特别拥有技术专长的CEO，在人才聘任与选拔方面，更倾向于增加技术董事、技术高管及核心技术人员相关岗位，这大大增强了企业管理层的整体技术认知、技术专长与人力资本质量，进而改善企业技术开发决策质量与研发效率；（3）CEO 技术专长对专家权力的调节。根据Kor［30］、齐鲁光等［31］、刘力钢等［32］、汪延明等［33］的研究表明，技术专长的CEO 大多拥有工科学习专长或技术岗位从业经历，凭借一专多能的综合知识积累，对所涉行业的技术发展方向与路径具有较强的敏感度与认知力，更有助于破解专业领域技术难题，更好地发挥出专家效应，推动CEO 与内部、外部相关行业技术专家的交流与合作，提高其应对环境不确定性与组织协调能力。根据Amy 等［34］的研究表明，还会降低对董事会的决策依赖,强化自己能力及CEO 专家权力在企业投资与经营中的领导力，做出更科学可行、更高质量的技术发展、技术投资与开发决策；（4）CEO技术专长对声誉权力的调节。依据信号传递理论，技术专长CEO 会向外部股东及利益相关方释放内行人身份的积极信号，更好地被外部技术相关领域的利益相关者所熟知，拥有相对更高的社会地位，这有助于以技术知识为纽带构建起有利于企业发展的创新资源与人脉网络支持。这样一来，技术CEO 更易于获得外部相关行业的专家信任，企业技术开发所需的资源、关系与人力支持,且面临困境或失误也会获得更多的包容，更有助于CEO 承担创新风险，推进技术开发，从而增强了专家权力的作用效果。据此提出以下假设：

H2：其他条件既定时，CEO 技术专长正向调节CEO 权力与技术资本积累关系；

H2a：其他条件既定时，CEO 技术专长正向调节CEO 结构权力与技术资本积累关系；

H2b：其他条件既定时，CEO 技术专长正向调节CEO 所有权权力与技术资本积累关系；

H2c：其他条件既定时，CEO 技术专长正向调节CEO 专家权力与技术资本积累关系；

H2d：其他条件既定时，CEO 技术专长正向调节CEO 声誉权力与技术资本积累关系。

3 研究设计

3.1 变量界定

被解释变量—企业技术资本积累（TC）。对于技术资本的测度，Ellen 等［3］、Kapick［1］、汤倩等［4］、许秀梅等［35］利用无形资产明细中专利技术、专有技术、非专利技术、软件等账面额界定技术资本存量，具有较好的客观性与公允性。本文借鉴现有处理后，采用专利、专有技术、非专利技术、管理系统、计算机软件、技术使用权等账面净值总额测度技术资本，公式为：

其中i表示各类技术资本账面价值，n表示技术资本类别，为降低量纲差异，进一步取tc 与营业收入比值衡量技术资本积累水平，记为TC。

解释变量—CEO 权力(CP)。依据Finkelstein［14］的权力分类，借鉴王楠等［7］、周建庆等［17］、邵颖红等人［5］的做法，本文从组织权力、专家权力、所有权权力、声誉权力4 个维度构建CEO 权力综合指数。结构权力（SP）使用CEO 是否兼任董事长、董事会规模是否高于行业平均来测度，兼任董事长为1，不兼任为0，董事会规模高于行业平均为1，不高于为0。所有权权力（OP）使用CEO 是否持有本公司股份和机构投资者持股比例是否高于行业平均测度，CEO 持有本公司股份为1，否则为0，机构投资者持股比例高于行业平均企业为1，低于为0。专家权力（EP）依据CEO 职称水平和任职时间测度，具有高级职称为1，否则为0，CEO 任职时间高于行业平均为1，否则为0。声誉权力（PP）参照CEO 是否在外单位兼职和学历水平来测度，CEO 外单位兼职为1，否则为0，硕士以上学历为1，否则为0。

调节变量—CEO 技术专长（CT）。参照韩忠雪［28-29］的处理，从学习专长、从业经历两方面对CEO 技术专长进行界定：（1）学习专长，具有软件工程、高分子材料、生物制药等技术性相对较强的专业学习经历；（2）从业经历，曾经在科研机构工作或企业所涉行业协会工作，且曾在基础研究、应用研究等关键技术岗位任要职。满足以上两项中的任一项，即被界定为CEO 拥有技术专长。

控制变量。除了文中提及变量，企业技术资本积累状况还与公司治理、财务绩效、行业环境、企业规模等诸因素有关。参照汤倩等［4］、王楠等［7］、胡元木［26］的常见处理，选定以下控制变量集:企业规模（Size）—营业收入的自然对数值、企业年龄（AGING）—企业观测年度与成立年度之差再加1的自然对数值、财务杠杆（LEV）—负债额与资产总额比值、总资产报酬率（ROA）—息税前利润占平均总资产之比、净资产收益率（ROE）—净利润与平均净资产比值、股权集中度（Z）—第一大与第二大股东持股数量比、董事会规模（BOA）—董事会人数的自然对数、监事会规模（SUP）—监事会人数的自然对数、独立董事比例（INDD）—独立董事占全部董事人数比、行业(INDR）—依据2012 年的行业分类标准划分、年度（YEAR）—2015 年为基准设置6 个虚拟变量。相关变量界定见表1。

表1 变量定义与说明

3.2 模型设计

参照现有研究，为了检验CEO 权力、技术专长对企业技术资本积累的促进效应，分别建立下列模型：

公式中，TC 为企业技术资本积累。CP 为CEO综合权力,后面检验分别用SP、OP、EP 和PP 来替代，CT 为调节变量：CEO 技术专长。CP×CT 为交互项。Controls 是控制变量集合，e是随机扰动项。模型1估算CP 及SP、OP、EP 和PP 的独立效应，即检验H1；模型2 估算CT 对CP、SP、OP、EP 与PP 的调节效应，即检验H2。公式2 中的CP×CT 的系数β3若显著大于0，代表正向调节，显著小于0 代表负向调节，不显著表明调节效应不成立。

3.3 样本与数据

本文选取2015—2020 年度的沪深A 股上市企业为初始样本,按照以下标准逐项筛选：（1）剔除主营业务为金融、保险的上市企业；（2）剔除样本期曾经被证监会ST 的上市企业；（3）剔除样本观察期内营业收入增长率异常或超过1 的上市企业，以避免重大财务调整给正常经营带来的影响；(4)剔除关键变量存在数据缺失的企业。技术资本数据源自上市公司年度报告中无形资产附注，手工整理出专利、非专利技术、专有技术、系统软件等汇总得到。CEO 权力与技术专长、两职兼任、CEO 持股、企业特征等变量均来自CSMAR 数据库。由于CEO 权力数据缺失值较多，此部分通过逐个翻阅公司年报分类整理。精简处理后,最终得到14 293 个上市公司样本。进一步，为了消除异常值对估算精度的影响，对相关变量进行精简：（1）上下1%水平下的winsorise 缩尾；（2）原始变量的去中心化处理；（3）主要变量方差膨胀因子（VIF）检验，发现变量整体VIF 均值小于阈值2，每个变量的VIF 值远小于阈值10，不存在严重的多重共线性；（4）由于回归分析中极有可能出现异方差、序列与截面相关等问题，影响估算精度，利用D-K 标准误进行修正；（5）豪斯曼检验在1%水平上支持固定效应，故后续主要基于固定效应模型的估算结果进行分析。

各主要变量的描述统计结果见表2。2015 至2020 年，我国上市公司的技术资本积累规模均值为0.75，标准差为2.05，最大14，最小为0，各行上市企业之间的技术资本存量差异较为明显。CP 均值为0.51，标准差0.21，表明上市公司CEO 权力整体上略超过中等水平，且差异不大。从CEO 权力的四个维度看，SP、OP、EP 和PP 的均值分别为0.59、0.68、0.42 和0.58，标准差均较小，表明目前上市公司中CEO 的结构权力、所有权权力整体水平较高，CEO的专家权力与声誉权力水平相对偏低一些，从标准差看，企业之间差异并不太大。CT 均值0.40，标准差0.49，表明超过一半的企业CEO 无技术专长，侧面印证了当前企业CEO 的专业技术与从业经历有待提升，标准差都不大，小于0.5，说明企业CEO 技术特征差异不明显。控制变量描述结果显示，企业规模SIZE 均值21.60，标准差1.31,表明企业之间差异较为明显。股权集中度Z均值为12.46,标准差为20.32，表明企业之间股权结构差异较大，其他控制变量ROA、ROE 等标准差都较小，企业差异不明显。另从主要变量的相关系数看，CT、CP 和TC 相关性较明显，初步检验了H1的存在，其他变量相关系数最大仅为0.471，均小于阈值0.5，各变量之间多重共线性不凸显，详细结果有待进一步证实。

4 基准回归结果分析

4.1 CEO 权力对企业技术资本积累的直接影响

以公式（1）为基础，表3 分别给出了CEO 综合权力、各维度权力对技术资本积累的估算结果。其中，模型Ⅰ仅给出控制变量的回归结果。模型Ⅱ给出CEO 综合权力与技术资本积累的回归结果。模型Ⅲ-Ⅵ给出了SP、OP、EP、PP 与技术资本积累的回归结果。总体看，CEO 权力各变量的加入，明显增强了诸模型的解释力。模型Ⅰ中，除股权集中度Z、独立董事比例INDD 的系数未达显著外，其他控制变量对企业技术资本积累的影响都较明显，表明控制变量起到很好的控制效果。加入变量CP 后，模型Ⅱ中CP 系数为0.08，达到5%显著水平，验证了H1，表明CEO 权力显著促进企业技术资本积累。模型Ⅲ、Ⅳ和Ⅵ中CEO 各维度权力SP、OP、EP 和PP 系数为0.15、0.06、0.12、0.00，分别达到1%、5%、5%和10%的显著水平，表明CEO 各维度权力促进企业的技术资本积累，支持了H1a、H1b、H1c和H1d。综合看，CP、SP、OP、EP 和PP 的系数与显著性均达到了估算要求，很好地支持了假设H1的存在，表明现阶段加大上市公司CEO 权力配置有助于扩大企业的技术资本规模。进一步，与整体回归相比，结构权力与专家权力的回归系数大于CEO 权力，所有权权力与声誉权力的回归系数小于CEO 权力，说明CEO 权力的作用程度主要源自结构权力与专家权力，声誉与所有权权力的促进效应相对偏弱一些。

表3 CEO 权力与企业技术资本积累

表3 （续）

4.2 CEO 技术专长的调节效应

表4 分别给出了CT 对CP、SP、OP、EP、PP和TC 关系的估算结果。模型1 代表CEO 权力CP、CEO 技术专长CT 和企业技术资本积累TC 的整体估算结果，模型2 至模型5 代表CEO 技术专长CT 对CEO 各维度权力SP、OP、EP、PP 和TC 的调节效应估算结果。模型1 的回归表明，CT×CP 系数为0.02,达到5%的显著水平，说明CEO 技术专长变量的加入显著增强了CEO 权力与企业技术资本积累的正相关关系，验证了H2。模型2 至模型5 中，CT 与SP、OP、EP 和PP 的调节系数分别为0.03、0.02、0.05和0.00，均达到10%以上的显著水平，说明CEO技术专长能够正向调节CEO 的结构权力、所有权权力、专家权力、声誉权力与技术资本积累的正相关关系，支持了H2a、H2b、H2c和H2d的存在。相比之下，CEO 技术专长对CEO 结构权力、专家权力的调节能力更强一些，表明CEO 技术专长与CEO 结构权力、专家权力对技术资本的联动促进效应更突出。

表4 CEO 技术专长的估算结果

与表3 中CP 与TC 的独立回归相比，CP 系数由原来的0.08 提升至0.10，显著性由5%升为1%，表明CT 加入增强了CEO 权力的作用效果，再次支持H1。CEO 的各维度权力SP、OP、EP 和PP 与技术资本积累TC 之间的估算系数由0.15（1%）、0.06（5%）、0.12（5%）、0.00（10%）调整至0.16（1%）、0.13（5%）、0.08（5%）和0.10（10%），系数略有提升，显著性保持不变，表明加入调节变量后，CEO 的结构权力、所有权权力、声誉权力对技术资本积累的作用度有所增强，再次验证了H1a、H1b、H1c和H1d。

4.3 稳健性检验

（1）更换主要变量的测度方法。为增强估算结果的可信度，本文将TC 重新界定为企业技术资本的期末余额与资产总额的比值，利用主成分法重新构建CEO 权力指数CP1，再次对CEO 权力与企业技术资本积累的关系及CEO 技术专长的调节效应进行估算。用TC1 代替TC 因变量，用CP1 代替CP，重新进行固定效应与混合回归，检验结果见表5，CT 与CP1 的交互项系数、CP1 的系数均在10%以上水平上显著为正，结论与前文基本一致，再次证实前述H1和H2，研究结论较为稳健。

表5 稳健性的回归结果

（2）内生性处理。为缓解CP、CT 与技术资本积累TC 和未观测变量之间可能存在的内生性问题，本文借鉴汤倩等人［4］的研究，以CEO 变更为对象采用双重差分再次进行稳健测试，设置Treat 为组间虚拟变量，将处理组界定为同一名CEO 发生变更样本，Treat 取1，将未发生CEO 变更的样本作为控制组，Treat 为0。Post 代表时间虚拟变量，CEO 变更之前，Post 取0，变更之后Post 取1，进行双重差分估计,估算结果列示于表5 的第6 列。Treat×Post的交互项系数为正，且达到10%的显著水平，说明CEO 变更显著促进企业技术资本积累，双重差分很好地缓解了内生性，再度证实研究结论的稳健性。

（3）考虑到模型估算过程中可能存在遗漏其他重要变量，影响结果精度，选取同省份、行业上市公司技术资本积累与营业收入比值均值作为工具变量，选取CEO 权力的年度-行业-省份均值作为CEO 权力工具变量,进行两阶段最小二乘（Ⅳ-2SLS）稳健测试。检验结果见表5 中第7 列，第一阶段结果F统计值58.44（＞10），拒绝了弱工具变量，且第二阶段的P值为0.678,大于0.1，不存在过度识别，增强了稳健性。

5 CEO 权力与技术资本积累：分样本的进一步分析

CEO 权力推进技术资本积累的过程中，CEO 技术专长的效力程度还会因不同样本特质存有差异。多人的研究发现，企业规模、CEO 激励方式、薪酬水平、年龄、任期等差异都会影响到技术产出。如果仅进行全样本的影响效应分析，可能会混淆或掩盖不同样本之间CEO 各权力维度、技术专长对技术资本积累的细微差异，很大程度限制了CEO 权力研究的深化与拓展。基于此，下面分别从企业规模、股权激励方式两个方面区分样本，挖掘不同分样本的差异效应。

5.1 不同规模企业的影响差异

遵循创新鼻祖Schumpeter 的逻辑，企业规模对创新产出有积极影响。规模大的企业，资源基础雄厚，更易于凸显规模经济与垄断竞争优势，经营利润的持久性、含金量均较高，能够为高精尖的技术创新提供持久的研发经费支持，且抵御创新项目失败风险的能力较强一些。

大规模企业更具有成本优势、员工素质更高、各项管理制度更为健全，法人治理结构相对更完善，资源优势更突出，能够实现持续的研发投入和更高技术效率。此外，利益相关者也更倾向于信赖规模大、资金雄厚的企业，这直接影响到CEO的创新投资决策。

为了深入了解不同企业规模下CEO 权力对技术资本积累是否存在明显效应差异，本文借鉴汤倩等［4］的做法，按照企业期末总资产的平均值为标准，将全样本分为大规模企业、小规模企业，再次对基准模型回归分析，以比较在不同规模企业中CEO 权力的影响及CEO 技术专长的调节能力差异，见表6。因篇幅所限，仅列示CEO 综合权力的独立效应及CEO 技术专长的调节效应回归结果，以下同。模型Ⅰ代表不同规模企业CEO 权力与技术资本积累的独立效应，模型Ⅱ代表不同规模企业CEO 技术专长的调节效应。整体上看，大小规模样本中CEO 权力、技术专长及交互项的估算系数均为正，且达到10%以上的显著性水平，支持了H1、H2的存在。分样本的比较发现，大规模企业CEO 权力的影响程度、CEO 技术专长的调节能力明显略高于小规模企业，结果一定程度印证了大企业的公司治理相对更完善、资源与技术条件更过硬，CEO 的专业知识与综合能力更强、素质更高，更利于发挥CEO权力的积极效应。

表6 不同规模样本的估算差异性

5.2 CEO 股权激励方式的影响差异

高管股权激励作为公司治理的一项重要机制，对企业研发投资的影响早已引起学者的广泛关注。CEO 最常见的股权激励方式为限制性股票和股票期权。尽管两者均属于股权激励，但收益特征与风险属性具有明显区别，往往会体现不同的治理效果。限制性股票属于低失败容忍程度的绩效型股权激励方式，高管在决策过程中更加偏好于风险规避，而股票期权属于保障型股权方式，CEO 不需要依赖于货币薪酬，具有失败容忍特征并促进企业研发投资。整体看，无论是限制性股票还是股票期权，均能够促进企业技术产出。但周建庆［17］发现对于采用限制性股权激励方式的企业，其激励强度总体上对企业研发投资具有显著的抑制效应，而股票期权方式并不显著。若企业股价与高管行权价比较接近，限制性股票的惩罚约束很大程度上制约了高管的创新原动力。相比之下，股票期权激励更能够保护高管的创新热情。由此推论，CEO 股权激励方式不同，会影响到CEO 权力发挥及技术资本积累。

为了进一步识别CEO 股权激励方式对CEO 权力与技术资本积累的影响，本文将全部样本按照CEO 股权激励方式不同分为限制性股票企业组与股票期权企业组，分别进行回归，见表7。其中，模型Ⅰ代表不同激励方式样本中CEO 权力与技术资本积累的独立效应回归结果，模型Ⅱ和模型Ⅲ代表不同激励方式样本中CEO技术专长的调节效应回归结果。综合来看，两类分样本中CP、CT 的系数及CT×CP的系数均为正，且达到了10%以上的显著水平，支持了本文的假设H1和H2。分样本的比较发现，股票期权样本中CEO 权力的影响系数以及CEO 技术专长的调节系数明显高于限制性股票样本组，表明采用限制性股权激励的CEO 创新失败的容忍度、激励约束及高管惩罚制约了CEO 权力、技术专长的效应发挥。

表7 CEO 不同激励方式样本的影响差异

6 研究结论与启示

6.1 主要结论

现有学者多关注CEO 权力与研发投入、创新绩效之间的关系，且尚未取得一致。本文选取2015—2020 年沪深上市公司为样本，对CEO 综合权力、异质权力对企业技术资本积累的直接影响机制、CEO技术专长的调节机制进行了实证检验。研究显示：（1）CEO 的综合权力、各维度权力均显著促进企业技术资本积累，且CEO 结构权力、专家权力的作用程度大于所有权权力与声誉权力；（2）CEO 技术专长对CEO 综合权力、各维度权力与技术资本积累的调节效应均较为显著，且对CEO 结构权力、专家权力的调节效应大于所有权权力与声誉权力；（3）规模大且CEO 实施股票期权激励的企业，CEO 权力的直接效应及CEO 技术专长的调节效应明显高于规模小且CEO 实施限制性股票激励的企业。以上结论为企业创新产出、技术资本积累的影响机制提供新证据、为高管创新激励提供新的思路，弥补了高阶团队、高管特质、CEO 权力、技术资本理论的研究疏漏，丰富了技术创新、委托代理、管理主义理论的现有成果，拓展了高管激励约束、公司治理、人力资本理论的研究视角。

6.2 相关启示

立足于企业创新主体地位提升、自主创新战略实现与国家科技自立自强体制机制改革的现实情境，本文结论对于上市公司精准把控CEO 特质、挖掘CEO 技术潜能、优化CEO 权力配置、构建科学的CEO 聘任与激励考核机制、促进创新投资、扩大技术资本规模与推进持续自主创新具有多重启示与借鉴。

启示一：优化CEO 权力配置是扩大企业技术资本积累、提升企业主体地位与自主创新能力的关键路径。鉴于CEO 综合权力、各维度权力均能够推进企业技术资本规模，企业控制性股东及董事会在权衡与CEO 利益关系时，同等条件下应优先招聘具有专家资历的CEO，积极扩大CEO 的结构权限、响应CEO两职合一、建立CEO 持股的动态激励约束机制、通过产品市场、资本市场、技术与人力要素市场等扩大CEO 声誉权力的影响力，以此推动技术资本积累。

启示二：招聘具有技术专长的CEO 是提升CEO权力配置效率、促进企业技术产出的重要途径。拥有技术专长的CEO 不仅能够发挥专家优势直接促进技术资本积累，还能够与CEO 异质权力融合互动，扩大CEO 权力实施的积极效果。因此，企业董事会应从选聘、内部选拔、日常考核3 个层面把技术专长作为CEO 综合绩效考核中的重要能力指标，不仅要优选出有技术创新力、一专多能的CEO，还要以技术水平提升为导向建立动态激励监督机制，大力推进CEO 技术专长与异质权力的有机融合，最大程度发挥出两者的交互影响力。进一步，区分技术型与非技术型CEO，对于技术型CEO，考核时要强化股权、兼任、专家职能的效力发挥；对于非技术型CEO，应把企业技术成果了解程度、技术人员协调能力、技术学习、创新管理与技术转化等作为考核重点，引导其不断提升技术从业能力，推进企业技术资本积累与创新力提升。

启示三：鉴于分样本的检验结果，企业应综合权衡、科学把握、准确认识自身在行业中的相对规模与地位，综合权衡CEO 股权激励的消极与积极效应。一方面，从技术开发导向出发，将股权激励方案与技术能力提升相结合，将CEO 行权与技术产出相挂钩，建立CEO 股票期权激励计划的动态考核机制。另一方面，为了维持持久竞争优势，企业应适度扩大、努力维持一定的资产规模，在同行中体现出一定的相对规模优势，为扩大技术资本积累提供雄厚的基础资源支撑。