CEO技術專長與企業技術資本積累
——CEO過度自信的調節效應

許秀梅，黨曉虹

(青島農業大學 經濟管理學院，山東 青島 266109)

0 引言

中共十九屆五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。企業創新產出的經濟實質是擴大技術資本積累，技術資本是一個國家或地區最重要的生產要素之一[1-2]。企業技術資本是指研發形成的專利、非專利技術、專有技術、應用系統與軟件等各類技術資源[3-4]。近年來，在國家創新政策的驅動下，企業技術資本積累規模逐年增加。以上市公司為例，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，說明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%，離科技自立自強的戰略目標仍有明顯差距。從微觀層面上講，識別企業技術資本積累的影響機制，對于推進自主創新戰略實施與國家科技自立自強具有重要意義。企業技術資本是研發投資的結果，與傳統項目相比，技術開發具有投入大、周期長、風險高等特點。CEO作為企業創新戰略制定、技術研發投資、創新資源配置的重要決策者，對企業技術資本積累具有重要影響。

自高階梯隊理論提出以來，國內外學者開始關注CEO特質對企業技術創新產出的影響，相關文獻主要聚焦于3個方面：一是探尋CEO職業背景對技術資本積累的影響，發現多職業背景的CEO更易擴大企業技術資本規模，CEO職業數量與技術資本積累之間呈顯著倒U型關系[4]；二是揭示發明家高管[5]、CEO學術經歷[6]對創新的影響，發現發明家高管推動研發投入與專利產出，CEO學術經歷促進專利產出，但對于CEO技術特征對創新的促進作用，僅發現在民營科技企業中顯著[7]，且CEO研發經歷促進研發投入和滯后3年的專利產出[8]；三是發現CEO過度自信顯著影響企業創新投入，但作用方向尚未取得一致結論[9-13]。因創新變量界定、樣本性質和時間范圍各異，學界對于CEO特質與技術創新產出的作用關系也尚未取得一致結論，且忽視了CEO技術專長、過度自信與企業技術資本積累的直接關系和互動性。擁有技術專長且過度自信的CEO既有扎實的專業技術知識、戰略經營等重大決策權限，又勇于承擔技術投資風險，是擴大企業技術資本積累的關鍵力量。鑒于此，本文致力于揭示CEO技術專長與過度自信對企業技術資本積累的直接和聯動促進機制。

與已有文獻相比，本文邊際貢獻可能在于：第一，檢驗CEO技術專長與企業技術資本積累的關系?，F有文獻關注高管、CEO技術專長與研發投入、專利產出的關系，但研究結論不一，且對涵蓋企業專利、非專利、專有技術、系統軟件等各類泛化技術資源的技術資本積累機制關注較少。本文檢驗CEO技術專長是否顯著促進企業技術資本規模，為探索企業技術創新產出的前置影響因素提供新的研究視角與證據，彌補高階團隊、特質激活、資源基礎、技術創新理論相關研究空缺；第二，檢驗CEO過度自信對CEO技術專長與企業技術資本積累的正向調節能力。已往文獻大多偏向CEO過度自信對創新投入的影響關系，本文將其作為CEO特質的重要調節因子，發現CEO技術專長與過度自信具有顯著正向相關性，為深入挖掘CEO心理認知、行為特質對擴大企業技術資本積累的作用機制拓展新路徑，豐富管理者樂觀主義、狂妄自大假說和技術資本影響機制相關研究；第三，估算不同規模、不同性質、不同激勵方式對企業技術資本積累的不同影響，拓展熊彼特創新理論、高管激勵與國企治理研究視角。本文研究成果可以為企業充分激發CEO技術潛能與人格特質、優化CEO人力配置、構建CEO科學選聘機制、提升企業主體地位與創新能力、推進創新型國家建設提供借鑒。

1 理論分析與研究假設

1.1 CEO技術專長與企業技術資本積累

管理層是企業技術投資與開發戰略決策的核心。Hambrick等[14]提出高階梯隊理論，拉開了高層管理者個體認知、行為特征的研究啟幕。該理論強化高管人口統計特征對企業技術資本積累的影響，認為高層管理者的學識與認知能力各異，且存在心理偏差，決策行為往往體現個體的有限理性特征，屬于非理性經濟人[15]。面對復雜多變的現實環境，高層管理者的原有認知結構、行為特征、價值觀念、知識體系、職業經歷等會左右技術投資戰略的制定、選擇與實施[16]，進而影響技術產出與技術資本積累。CEO作為企業技術投資戰略的重要決策者與核心執行者，其技術專長有助于科學決策技術投資方向，制定更為合理高效、滿足市場需求的技術開發流程、更具激勵效應的技術管理制度，打造更具凝聚力的創新團隊，促進技術研發投入、開發效率與產出水平[17]，擴大技術資本規模。CEO技術專長的驅動機理具體體現在如下幾個方面：

從創新所需資源基礎看，技術開發是一種資金投入規模大、異質人力資本要求高、極具不確定性的長期投資項目。與一般CEO相比，擁有技術專長的CEO大多具有較高學歷、工科學習經歷或技術研發崗位從業背景，憑借多年知識與經驗積累，擁有相對較高的社會資本與人力資本，與行業內技術專家建立較為穩定的社會網絡，具備較強的技術研發組織與管理能力[18-19]，對所涉行業的技術知識體系、技術開發過程與演化趨向較為熟悉，憑借扎實的專業技術和豐富的技術實踐經驗，更易于發揮技術專家效應與管理者才能[20-21]，釋放異質人力資本潛能，科學識別潛力較大的技術創新空間與企業獲利機會，綜合權衡技術研發風險與遠期收益[22]，制定更為科學精準、切實可行的技術產品更新換代與持續發展策略，提升技術開發效率與產出能力，擴大技術資本積累。

從個體認知導向看，技術專長的CEO不僅擁有過硬的專業技術知識，深諳技術特征、發展規律與前沿路徑，還具備經營管理、戰略規劃決策者的行為特征[23]，深諳企業在所涉行業中的相對位置、競爭對手狀況、競爭戰略定位，因此，更具前瞻性戰略眼光，能夠最大化利用自身技術與管理優勢，快速捕捉潛在市場盲點和目標客戶消費需求[7]，制定有利于企業可持續價值創造的技術開發策略，不斷推出迎合目標市場客戶的新技術產品，構筑并壯大核心技術競爭力，先人一步占領行業關鍵核心技術領地，推進技術資本持續積累。

從風險承擔看，企業技術開發戰略的規劃、制定與實施，不僅依賴于CEO技術特長、專業眼光與整合能力，還取決于CEO冒險精神和風險承擔能力[9]。技術研發磨練CEO的意志與心理素質[21]，擁有技術專長的CEO，其技術與人力資本均較豐富，面對好的技術開發機會時，更能精準把控技術項目走向、技術生命周期與投資運作風險，更能全面認識研發難點、障礙與技術拓展空間，能更為準確地評估技術開發項目成功概率。因此，擁有技術專長的CEO對技術投資項目風險承受能力往往較強[24]，更易于接受潛在收益大、風險高、具有挑戰性的關鍵核心技術投資，且能夠及時避免技術開發陷阱，甚至實現彎道超車[25]，先于競爭對手攻破行業關鍵技術難題，提高研發效率與技術產出，推進技術資本規模擴張。

從CEO權力行使看，技術專長的CEO兼具技術專家與經營管理者身份，行使權力時，憑借既有技術資源與管理經驗，能夠快速識別具有較大產品市場的盈利空間與技術機會[26-27]，高效制定技術開發規劃、組建技術開發團隊、籌備項目研發資金、建立創新團隊管理方案，實現與技術人員的雙向無阻礙溝通交流，提高創新團隊技術研發效率，且作出的技術戰略決策、項目運作計劃和技術開發流程更具科學性與可行性，更貼近實際，一定程度避免技術開發的盲目與無序，提高技術投資項目運作質量與技術產出水平[16]。另外，擁有技術專長的CEO非常熟悉技術研發流程、周期與細則，更了解技術人員訴求，能夠更好地制定推進技術產出的績效考核指標、薪酬激勵與監督制度、人員培訓與晉升計劃[28]，擴大創新型人力資本規模，激發研發動力，營造凸顯精神激勵的企業創新文化，以此推進技術資本積累。

實證方面，一些學者從不同視角驗證CEO特征、職業背景、CEO技術專長對研發投入、研發效率與專利產出的影響，為CEO技術專長與技術資本積累的關系提供了一定的間接支持。國外學者驗證了高層管理者的專業經驗、技術特長與企業R&D投入正相關[29]，國內學者發現技術高管促進技術效率提升[30]和專利產出增加[5]，海歸技術高管促進發明和實用新型專利產出，CEO促進民營科技企業研發投入與專利產出[7]，CEO多個職業背景促進技術資本積累規模擴張[4]。基于以上分析，本文提出如下假設:

H1:CEO技術專長有助于促進企業技術資本積累，兩者具有正相關關系。

1.2 CEO過度自信的調節作用

面對不確定的經濟環境，管理者的過度自信特征會導致其個體認知與行為決策之間出現偏差，表現為一定的非理性行為[31]。CEO過度自信是指CEO因高估自身能力、判斷精確程度而導致的心理偏差[32]。當CEO在決策過程中表現出過度精確、過高估計或定位時，其是一個過度自信個體[33-34]。自狂妄自大、管理者樂觀主義假說引入財務領域以來，過度自信引起國內外學者廣泛關注，學者們通過逐步放寬理性經濟人假設，開始探尋CEO過度自信對企業技術創新產出的影響。其內在機理主要體現在以下幾個方面：

基于高階梯隊理論，有限理性的CEO通常根據個人價值觀念、心理特征、行為傾向等塑造的個性特征了解和認識外部經濟與社會環境，以減輕自身能力不足導致的認知負擔，并據此制定差異化戰略[14-15]?；诖耍蛇^度精確、過高估計或定位所帶來的CEO認知偏見會直接影響企業戰略決策質量[35]。創新投資是企業戰略決策的核心，CEO在創新戰略選擇中占據主導地位[36]。過度自信CEO傾向于高估自身應對復雜戰略問題的能力，勇于承擔風險，促進企業戰略變革[33]。因此，通過影響創新戰略選擇、制定與實施，CEO過度自信有助于提高CEO技術專長對技術資本積累的正向促進關系。

基于管理者樂觀主義與狂妄自大假說，過度自信的CEO往往比較樂觀自信，能夠承受更大的困難與挫折，快速適應經營壓力與挑戰，更具有創新探索與技術開發欲望，表現出較強的創新投資偏好。具有這種心理特質的CEO容易忽略企業既定資源約束和失敗風險[10]，高估現有資源稟賦、競爭優勢和財務實力以及挑戰高難技術項目的現實基礎，誘導高風險技術投資行為傾向[37-38]，偏好于組織研發人才聚力高難技術攻關，最大程度釋放CEO的技術規劃與組織潛能，推進技術開發戰略不斷變革[39]，推動技術資本持續積累?？紤]到優于平均的心理偏差，過度自信的CEO大多會夸大自身技術知識水平[40]，對創新環境不確定性具有較強的積極迎合與應對傾向[12]，更愿開發難度大、風險高、周期長的復雜技術創新項目，整合企業技術資源與科研人才攻堅克難，勇于攀登技術高峰，表現出較強的技術探索意愿。因此，過度自信特質更易激發CEO的技術潛能，凸顯CEO的技術優勢、專家效應與管理能力，增強CEO技術專長對技術資本積累的作用效果。

基于資源基礎與動態能力觀，CEO的過度自信是一種難以量化、難以模仿和替代的無形資源[9]。這種資源會轉化成企業的獨特動態能力，推進形成創新型員工集體支持創新的心理狀態，強化CEO的技術投資決策與管理能力，降低既有資源依賴，促進企業戰略變革[35]。過度自信時，擁有技術專長的CEO更愿積極應對內外部創新環境變化，組織高水平技術團隊積極挑戰高風險項目，通過持續不斷地優化配置和重組調整企業各類組織、管理與社會資源，推動CEO技術專長與企業技術、人力、知識、信息等異質資源相融合[4]，產生互動效應與聚合效應，動態調整企業技術發展戰略規劃、持續推進項目投資與技術開發，不斷培育關鍵核心技術競爭優勢，推進技術資本持續積累。

基于韌性理論的邏輯，韌性是企業通過資源儲備、優化與調整應對非預期挑戰的能力，韌性效力是個體心理、企業資源、經營困境與外部環境聯合驅動的結果。過度自信CEO大多具有較強的自我控制能力，敢想肯干、勇于擔當[34]，最明顯的特質是勇于接受挑戰、應對復雜環境[32]，尤其當感知創新逆境時，過度自信會增強CEO韌性，誘導CEO迎難而上的樂觀情緒，向外界傳遞積極向上的創新氛圍，堅守業績承諾、強化激勵導向、優化資源配置，表現出較強的技術開發行為偏好，作出高風險技術投資與開發決策[38]，組織創新團隊積極開展難度大、周期長、潛在收益大的技術研發活動[36]，以此推動企業高水平技術研發與技術資本積累。進一步，在自我優越感的驅使下，CEO傾向于發揮人力資本優勢，通過積極整合創新團隊資源，不斷積累有利于提升技術水平的新知識與技能，滿足高難技術開發需要[31]，帶領創新團隊追蹤行業技術發展動態，不斷推陳出新，擴大技術資本積累規模。

綜合以上分析，過度自信很可能通過增強CEO專長對技術投資、研發與技術效率的影響，擴大企業技術資本規模。因而，提出如下假設：

H2:其它條件既定時，過度自信正向調節CEO技術專長與企業技術資本積累之間的關系。

2 研究設計

2.1 變量界定

被解釋變量：企業技術資本積累(TC)。企業技術資本主要包括專利、非專利技術、專有技術、系統與軟件等[1,3，4]，技術資本主要通過自主R&D、吸收投資、外購等方式獲得。本文借鑒現有研究，以企業無形資產明細中的專利、非專利技術、專有技術、軟件、開發支出等期末凈值之和與營業收入的比值作為技術資本積累的代理變量。

解釋變量：CEO技術專長(CT)。參照既有文獻[7，22]，從學習背景、從業經歷、職稱特征3個方面對CEO技術專長進行界定。①學習背景，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；③職稱特征，獲得研究員、高級工程師等技術類副高級以上職稱。滿足以上3項中的任一項，即可界定為CEO擁有技術專長。

調節變量：CEO過度自信(CC)?？紤]到中國企業實際情況，國內學者提出CEO過度自信的4種界定方法，分別是業績預測法、相對薪酬法、企業家信心指數法和持股變動法[31,37,41]?？紤]到前3種方法存在固有缺陷，估算精度不夠，本文參照陳偉宏等(2019)的研究，通過觀察CEO長期持有企業股份狀況判定CEO是否過度自信，若樣本期內CEO從未減持過企業股票，則視為過度自信，賦值1，否則賦值0。

控制變量。企業技術資本積累還與公司治理、財務績效、行業環境、企業規模等因素有關，參照相關研究[4，27]，選擇以下控制變量集合：企業規模(Size)、企業年齡 (AGING)、財務杠桿(LEV)、盈利能力(ROA)、核心利潤增長率(GRH)、核心利潤獲現率(CASH)、股權集中度(Z)、董事會規模(BOA)、監事會規模 (SUP)、獨立董事比例(INDD)、CEO年齡(AGE)、行業(INDR)與年度(YEAR)。相關變量界定見表1。

表1 變量定義與說明Tab.1 Variable definitions and descriptions

2.2 模型設計

參照相關研究[4]，為檢驗CEO技術專長對企業技術資本積累的影響關系，設立基本模型如下：

TCit=β0+β1×CTit+β2×∑Controls+eit

(1)

參照易靖韜[12]、Galasso[10]的做法，構建如下模型檢驗CEO過度自信對CEO技術專長與技術資本積累之間關系的調節作用。

TCit=β0+β1×CTit+β2×CCit+β3×CTit×CCit+β4×∑Controls+eit

(2)

其中，TC為企業技術資本積累；CT為CEO技術專長；CC為CEO過度自信；CT×CC為交互項；Controls是控制變量集合；e是隨機擾動項。CT×CC的系數β3顯著大于0則代表正向調節，顯著小于0則代表負向調節，不顯著則表明調節效應不成立。

2.3 樣本與數據

本文選取2015—2020年滬深A股上市企業為初始樣本。技術資本數據通過逐個翻閱公司年報、無形資產明細分類整理出專利、非專利技術、系統軟件、開發支出等匯總得到，CEO技術專長、過度自信等變量均來自CSMAR數據庫中高管信息。依據以下標準逐項篩選：剔除主營業務為金融保險的上市企業；剔除樣本期曾被證監會ST、ST*的上市企業；剔除樣本觀察期內營業收入增長率異?；虺^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；剔除關鍵變量存在數據缺失的企業。精簡處理后，得到14 293個上市公司樣本。為了消除異常值對估算精度的影響，對相關變量進行精簡：上下1%水平下的winsorise縮尾；對原始變量作去中心化處理。

各主要變量的描述性統計結果見表2，2015-2020年我國上市公司技術資本積累規模均值為0.75，標準差為2.05，最大為14，最小為0，各行業上市企業之間的技術資本存量差異較為明顯。CEO技術專長均值0.40，標準差0.49，表明上市企業CEO擁有技術專長的并不少見，但整體技術知識水平有待提高。CEO過度自信均值0.49，表明樣本期內接近一半的CEO未減持企業股份，體現過度自信特征。CT和CC的標準差都不大，小于0.5，說明不同企業CEO過度自信行為和技術專長存在差異但不突出。控制變量的描述結果顯示，企業規模(SIZE)均值21.60，標準差1.31,企業個體差異較明顯。股權集中度(Z)均值為12.46,標準差為20.32，表明集中度較高，且企業間差異較大。其它控制變量如盈利能力(ROA)、核心利潤率(GRH)等標準差都較小，企業間差異不明顯。

表2 變量描述性統計結果(N=14 293)Tab.2 Variable dstatistical results

變量相關系數如表3所示，CEO技術專長與企業技術資本積累的Pearson系數為0.08，在1%水平上顯著，初步支持假設H1。CEO過度自信與技術專長、技術資本積累的相關系數分別為0.09和0.04，達到1%顯著性，側面表明CEO過度自信可能對技術資本積累具有一定的增強效應?？刂谱兞看蠖嗯c技術資本積累顯著相關，表明控制變量選取合理。所有變量相關系數最大僅為0.46，均小于閾值0.5，說明變量之間的多重共線性不明顯。另外，為了提高估算精度，本文對變量交互項進行中心化處理，對主要變量的方差膨脹因子(VIF)進行檢驗，發現整體VIF均值小于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?；貧w分析中可能出現異方差、序列與截面相關等問題，影響估算精度，因此，利用D-K標準誤進行回歸估算。

表3 變量相關系數Tab.3 Correlation coefficients of the variables

3 基準回歸結果分析

混合回歸與固定效應下CEO技術專長對技術資本積累的估算結果如表4所示，經豪斯曼檢驗，固定效應模型更合適，其作為后續主要分析依據，并以混合回歸作為參照。模型Ⅰ僅給出控制變量回歸結果，模型Ⅱ列示CEO技術專長CT與技術資本積累TC的估算結果。模型Ⅲ列示CEO過度自信對CEO技術專長與技術資本積累之間關系的調節作用估算結果?？刂谱兞炕貧w結果顯示，除股權集中度Z、核心利潤獲現率CASH、獨立董事比例INDD的系數未達顯著外，其它控制變量對企業技術資本積累的影響都顯著，表明控制變量具有很好的控制效果。

3.1 CEO技術專長對企業技術資本積累的直接影響

依據表4中模型Ⅱ的固定效應回歸結果，CEO技術專長CT的回歸系數為 0.279，達到1%的顯著水平，兩者具有正相關性，表明CEO技術專長能夠促進企業技術資本積累，驗證了假設H1。加入CEO過度自信后，模型Ⅲ中CEO技術專長的回歸系數調整為0.210，雖略有下降，但仍達到1%的顯著水平，再次支持假設H1。相比之下，混合回歸的估算系數略小一些，但顯著性仍維持在1%，很好地支持了假設H1。綜合來看，固定與混合回歸估算結果均表明CEO技術專長顯著擴大企業技術資本積累規模，間接佐證了湯倩[4]、張琴[7]、韓忠雪[22]、Barker[17]等研究的部分觀點。

3.2 CEO過度自信的調節效應

模型Ⅲ的固定效應回歸結果如表4所示，CEO過度自信CC、CEO技術專長CT的交互項系數CC×CT為0.183,達到1%的顯著水平，表明CEO過度自信顯著調節CEO技術專長與企業技術資本積累之間的正向關系，驗證了假設H2。混合回歸中CC×CT的系數為0.019，達到10%的顯著性，系數與顯著水平雖有所下降，但仍支持假設H2。綜上表明，CEO過度自信與CEO技術專長具有較好的正向互動性，表現出明顯的互補關系，兩者聯合有助于推進企業技術資本積累規模，這與Hirshleifer[36]、易靖韜[12]、Herz[31]等的部分研究結論基本一致。

表4 CEO技術專長、過度自信與技術資本積累的估算結果Tab.4 Estimated results of CEO technical expertise,overconfidence and technical capital accumulation

3.3 穩健性檢驗

(1)更換主要變量的測度方法。為增強估算結果可信度，參照許秀梅(2017)、樂怡婷[41]等研究，將TC界定為企業技術資產的期末余額與資產總額的比值，利用業績預測法界定CEO過度自信，再次對CEO技術專長與企業技術資本積累之間的關系以及CEO過度自信的調節效應進行估算。用TC1代替TC因變量、CC1代替CC，重新進行固定效應與混合回歸，檢驗結果見表5中的第1至第4列，CT的系數、CT×CC1的系數均達到10%以上顯著水平且為正，結論與前文基本一致，再次驗證假設H1和H2，因此，研究結論較為穩健。

表5 穩健性回歸結果Tab.5 Robustness regression results

(2)工具變量替代。為緩解CT、CC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，參照湯倩[4]、郝盼盼[13]、Galasso[10]等研究，選取同省份、行業上市公司技術資本積累與營業收入比值的均值作為工具變量，選取CEO技術專長的年度—行業—省份均值作為CEO技術專長的工具變量,選用同年度同行業企業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，開展兩階段最小二乘(IV-2SLS)穩健測試。檢驗結果見表5中第5列，第一階段結果F統計值為58.447(>10)，拒絕了弱工具變量，且第二階段的P值為0.682,大于0.1，不存在過度識別，增強了穩健性。

(3)傾向得分匹配再檢驗。為了進一步降低內生估計有偏，根據CEO是否具有技術專長，采用PSM法估計CEO技術專長對企業技術資本積累的處理效應。匹配后的所有協變量標準差小于10%，平衡性檢驗結果表明傾向匹配后，CEO技術專長、非技術專長的特征差異大大降低，表6分別給出了CEO技術專長對技術資本積累之間一對一匹配、鄰近匹配、卡尺匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性匹配的相關估算結果。ATE代表全樣本匹配結果，ATU僅包括非技術專長CEO的匹配結果，ATT為考慮CEO技術專長的處理效應。所有的傾向匹配結果均在1%水平上顯著為正，與基準模型結果較為接近，再次驗證了前述結論的穩健性。

表6 CEO技術專長與技術資本積累的傾向得分匹配結果(N=11 896)Tab.6 Propensity score matching results of CEO technical expertise with technology capital accumulation

(4)精簡樣本處理。首先，通過CEO是否減持本企業股票判斷CEO是否過度自信存在固有缺陷，難以體現CEO過度自信引起的偏差效應，可能存在企業業績長期向好引致CEO不斷增持的情況，影響估算效果。因此，本文將樣本年度內企業相鄰年度凈利潤增長率均為正或3年平均凈利潤增長率超過100%的企業去除，精簡后得到9 568個樣本，再根據CEO減持狀況判定其是否過度自信并重新估算模型結果，發現CEO技術專長的直接影響系數為0.207，CEO過度自信對CEO技術專長與技術資本積累的調節系數為0.169，分別達到10%(1.79)和5%(2.25)的顯著性水平，支持假設H1和H2。進一步，鑒于CEO變更對企業技術資本積累具有重要影響，借鑒湯倩等[4]的研究，對剔除CEO變更的企業樣本再次進行檢驗，僅估算系數略有變化，仍維持原有顯著性。另外，考慮到樣本時間范圍的選擇可能存在一定估計偏差，借鑒陳偉宏(2019)等研究，將樣本時間段拓展至2010-2020年，且去除首尾年份變量觀測值，改變測試時間窗口后進行敏感檢驗，結果發現以上結論仍穩健。

4 異質性分析

在CEO技術專長推進企業技術資本積累的過程中，CEO過度自信的調節效力會因不同樣本特質而存有差異。已有研究發現，企業規模、CEO激勵方式、企業性質等不同的企業，其研發投入、專利產出和技術資本積累水平存在明顯差異[5,7，12]。如果僅進行全樣本的影響效應分析，則可能混淆或掩蓋不同樣本CEO技術專長和過度自信對技術資本積累的影響差異，限制CEO特質研究的深化?；诖?，本文分別從企業規模、股權激勵方式、企業性質3個方面區分樣本，進一步挖掘不同樣本的作用差異。模型Ⅰ輸出CEO技術專長的直接效應回歸結果，模型Ⅱ輸出CEO過度自信的調節效應回歸結果(見表7)。

表7 異質樣本估算結果Tab.7 Imputation results of the heterogeneous samples

4.1 企業規模

遵循創新鼻祖Schumpeter的邏輯，企業規模對技術產出具有積極影響。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有力的研發經費支持，且抵御技術開發項目失敗風險的能力較強。后續學者相繼證實了Schumpeter的觀點，即企業規模顯著促進技術開發活動。相關研究指出，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，法人治理結構更完善，資源優勢更突出，面對外部不同融資環境、產品市場環境、創新環境時，利益相關方更傾向于信賴規模大、資金雄厚的企業，這直接影響CEO的技術投資決策[12]。虞義華[5]研究發現，大規模企業、發明家高管、CEO多職業背景更能促進研發投入、專利產出與技術資本積累。為了深入揭示不同企業規模下CEO技術專長、過度自信與技術資本積累之間的關系是否存在明顯差異，本文以企業期末總資產平均值為標準，將全樣本分為大規模企業、小規模企業，再次對基準模型進行回歸分析，比較不同規模企業CEO技術專長與過度自信的聯動效應，見表7中的第2列和第3列。整體上看，大小規模樣本中CEO技術專長、過度自信及交互項的估算系數均為正，且達到10%以上的顯著性水平，支持假設H1和H2。分樣本比較發現，大規模企業CEO技術專長與過度自信的估算系數略高于小規模企業，一定程度上反映大企業公司治理更完善、資源與技術條件更過硬，CEO專業知識與綜合能力更強、素質更高，更利于發揮CEO技術專長、過度自信的積極效應，這也支持了虞義華[5]、易靖韜[12]的部分研究結論。

4.2 股權激勵方式

上市公司CEO最常見的長期激勵計劃為限制性股票和股票期權。盡管兩者性質均屬股權激勵，但內在風險特征和收益實現方式明顯不同，治理效果也存在較大差異甚至完全相反。限制性股票屬于績效型股權激勵，失敗容忍度較低，CEO在實施決策過程中更加偏好風險規避，而股票期權屬于保障型激勵，CEO報酬不需要依賴貨幣薪酬，因此，具有相對較高的失敗容忍水平，更傾向于加大企業研發投資。有研究指出，對CEO實施股權激勵有助于企業增加研發投入[28]，無論是限制性股票還是股票期權，均促進企業專利產出。但周建慶[42]研究發現，對CEO實施限制性股權激勵的企業，激勵強度對企業研發投資具有顯著抑制效應，而股票期權并不顯著。田軒等(2018)研究指出，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，股票期權激勵更能保護高管的研發熱情,尤其是股價信息含量高的企業和激勵對象包含技術人員的企業效果更顯著。由此推論，CEO獲取股權激勵的方式不同，會進一步影響CEO技術專長的發揮和技術資本積累能力。為了識別不同激勵方式樣本中CEO技術專長、過度自信與技術資本積累的關系差異，本文從全樣本中提取限制性股票企業組、股票期權企業組分樣本，分別進行回歸，結果見表7中第4列和第5列。整體上，分樣本中CT、CC系數和CT×CC的系數均為正，且達到10%以上的顯著水平，支持假設H1和H2。比較發現，股票期權樣本中CEO技術專長的影響系數和CEO技術專長、CEO過度自信的調節系數明顯高于限制性股票樣本組，結果在一定程度上佐證了田軒(2018)、周建慶[42]的研究，采用限制性股權激勵的CEO創新失敗的容忍度、激勵約束和高管懲罰一定程度上制約CEO技術專長和過度自信效應的發揮。

4.3 企業性質

多位學者發現，企業性質是影響公司治理、創新投資、技術研發的重要因素，但研究結論未達成一致。一種觀點認為，國企政治色彩濃厚，激勵內力不足，因道德風險所致的委托代理較為嚴重，相比之下，民營企業股權私有化，控股股東多為自然人或家族企業，屬于完全的市場化主體，具有更強的技術開發動機與欲望。因此，民營企業CEO的技術背景更能促進企業研發投入專利產出[7],且民營企業高管持股、高管過度自信對創新的影響更顯著[41]。另一種觀點認為，國有企業人力資本更充足、自然資源與基礎設施更雄厚，具有天然的技術開發資源優勢，且政治關聯性較強，易于獲得政府和國有金融機構的研發資金支持，融資約束程度較低，因此，國有企業發明家高管對研發投入、專利產出的促進效應高于民營企業[5]。導致結論不一的原因有很多，與學者們選取的研究視角、變量界定、研究方法等均有關系。為了進一步驗證因企業性質不同帶來的CEO特質與技術資本關系差異，本文將全部樣本按照第一大股東類別分為國有企業樣本與民營企業樣本，再次估算影響結果，見表7中的第6列和第7列?？傮w看，國有與民營企業樣本中CEO技術專長、過度自信及交互項的估算系數均為正，且達到10%以上的顯著性水平，支持假設H1和H2。分樣本比較發現，國有企業CEO技術專長對技術資本積累的影響系數略高于民營企業，佐證了虞義華[5]的研究結論，且CEO過度自信對CEO技術專長與企業技術資本積累的正向調節作用明顯高于民營企業，充分顯示了國有企業的制度優勢，側面反映現階段民營企業整體規模、創新資源與技術能力相對較弱，CEO技術專長、過度自信的效應均低于國有企業，這在很大程度上制約了CEO特質對企業技術資本積累的促進效果。

5 主要結論、啟示與展望

5.1 主要結論

以2015-2020年滬深A股上市公司為樣本,對CEO技術專長與企業技術資本積累的直接效應及CEO過度自信的調節效應進行實證檢驗。結果顯示：CEO技術專長顯著促進企業技術資本積累；CEO過度自信的調節效應較為顯著；規模大且CEO實施股票期權激勵的企業，CEO技術專長的直接效應、過度自信的調節效應明顯高于規模小且CEO實施限制股票激勵的企業；與民營企業相比，國有企業CEO技術專長的直接效應、CEO過度自信的調節效應更突出。上述結論為企業技術資本積累前置影響機制和CEO過度自信作用機制提供了證據支撐，也為CEO心理與行為特質、激勵機制研究提供了新視角，豐富了高階團隊理論、管理者樂觀主義、狂妄自大和技術資本理論相關文獻，拓展了高管激勵約束、管理主義、技術創新等研究領域。

5.2 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，本文結論為上市公司精準把控CEO特質、激發CEO技術創新與自信潛能、優化CEO權力配置、構建科學的CEO聘任與激勵機制、促進創新投資、擴大技術資本規模與推進持續自主創新提供了重要啟示與借鑒。

(1)培育CEO技術專長是提升技術投資決策質量、改善創新資源配置效率、促進企業技術產出的重要途徑。首先，企業董事會及股東大會應把技術專長作為CEO競聘遴選的重要考慮因素，選出具有豐富技術知識、技術實踐經驗、技術教育經歷、一專多能的CEO。其次，應以持續技術資本積累為目標建立動態的CEO分類考核機制，區分技術型與非技術型CEO，對于技術型CEO，考核時要強化對CEO的技術投資引導與長期激勵，對于非技術型CEO，將對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專長能力。進一步，建立CEO技術學習與創新管理能力培育制度，設計技術開發導向的薪酬激勵與約束方案，推進企業技術資本積累與創新提升。

(2)綜合考慮CEO過度自信的正向調節能力與可能負面效應，企業應高度重視CEO過度自信心理特征對技術投資開發與資源配置決策的多重影響。一方面，要盡可能避免人情化，通過科學的心理測試或多途徑了解CEO的專業特長、既往代表業績、職業特征、任職經歷、典型事件等，準確判別CEO的自信狀況與心理特征、行為決策與風險偏好、專業知識能力、技術開發方向與企業創新戰略的契合程度，選出過度自信且具有技術專長的CEO，并建立科學的優勝劣汰機制。另一方面，在創新投資決策過程中，對于創新投資、技術研發、技術成果轉化、技術運營等相關管理權限，企業應適度擴大過度自信CEO的自由裁量權，以更好地激發CEO的心理特質與管家能力。進一步，要充分權衡過度自信CEO的冒險與沖動特征，冒險和沖動可能使企業承受較大的技術開發風險，因此，需強化創新投資風險防控制度，通過CEO自由裁量權與長期考核體系掛鉤、設計技術開發專項險、建立創新容錯機制等，降低CEO過度自信的負面影響。

(3)鑒于分樣本檢驗結果，企業應充分權衡因企業性質、CEO激勵方式、企業規模等不同導致的CEO特質影響差異，全面認識、科學評估企業在行業中的規模等級與相對地位，制定有利于技術資本積累的科學推進機制。首先，從技術積累導向出發，將CEO股權激勵方案與創新考核相結合，將CEO行權與技術成果產出相掛鉤，建立CEO股權激勵計劃的動態機制。此外，企業應適度擴大、努力維持一定的資產規模，保持一定的相對規模優勢，尤其是加大技術資本積累所需的基礎資源支撐。

5.3 研究不足與未來展望

受研究時間與精力所限，本文在研究深度、樣本差異挖掘、模型設計等方面仍存不足。第一，限于篇幅，本文僅探索了企業發展規模、CEO激勵、性質差異引致的異質影響，未來研究可進一步考證行業、地域、股權集中度等差異的影響；第二，本文驗證了CEO過度自信對CEO技術專長的正向作用，但未系統考慮其可能引致的風險，未來研究可進一步挖掘CEO過度自信對技術資本積累的影響是否存在曲線拐點、門檻作用等；第三，本文綜合運用固定效應、傾向得分、工具變量等進行測試，但未涉及CEO技術專長影響的滯后效應，未來研究可結合動態面板作進一步估算。