許秀梅，黨曉虹

(青島農業(yè)大學 經(jīng)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(fā)展的基礎戰(zhàn)略支撐，把激發(fā)人才創(chuàng)新活力、提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力與主體地位作為改革重心。企業(yè)創(chuàng)新產出的經(jīng)濟實質是擴大技術資本積累，技術資本是一個國家或地區(qū)最重要的生產要素之一[1-2]。企業(yè)技術資本是指研發(fā)形成的專利、非專利技術、專有技術、應用系統(tǒng)與軟件等各類技術資源[3-4]。近年來，在國家創(chuàng)新政策的驅動下，企業(yè)技術資本積累規(guī)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(yè)創(chuàng)新能力有很大提升，但與企業(yè)總資產規(guī)模相比，占比從1%上升至1.6%，離科技自立自強的戰(zhàn)略目標仍有明顯差距。從微觀層面上講，識別企業(yè)技術資本積累的影響機制，對于推進自主創(chuàng)新戰(zhàn)略實施與國家科技自立自強具有重要意義。企業(yè)技術資本是研發(fā)投資的結果，與傳統(tǒng)項目相比，技術開發(fā)具有投入大、周期長、風險高等特點。CEO作為企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略制定、技術研發(fā)投資、創(chuàng)新資源配置的重要決策者，對企業(yè)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(yè)技術創(chuàng)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(yè)背景對技術資本積累的影響，發(fā)現(xiàn)多職業(yè)背景的CEO更易擴大企業(yè)技術資本規(guī)模，CEO職業(yè)數(shù)量與技術資本積累之間呈顯著倒U型關系[4]；二是揭示發(fā)明家高管[5]、CEO學術經(jīng)歷[6]對創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)發(fā)明家高管推動研發(fā)投入與專利產出，CEO學術經(jīng)歷促進專利產出，但對于CEO技術特征對創(chuàng)新的促進作用，僅發(fā)現(xiàn)在民營科技企業(yè)中顯著[7]，且CEO研發(fā)經(jīng)歷促進研發(fā)投入和滯后3年的專利產出[8]；三是發(fā)現(xiàn)CEO過度自信顯著影響企業(yè)創(chuàng)新投入，但作用方向尚未取得一致結論[9-13]。因創(chuàng)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(chuàng)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(yè)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(yè)技術知識、戰(zhàn)略經(jīng)營等重大決策權限，又勇于承擔技術投資風險，是擴大企業(yè)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(yè)技術資本積累的直接和聯(lián)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(yè)技術資本積累的關系。現(xiàn)有文獻關注高管、CEO技術專長與研發(fā)投入、專利產出的關系，但研究結論不一，且對涵蓋企業(yè)專利、非專利、專有技術、系統(tǒng)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(yè)技術資本規(guī)模，為探索企業(yè)技術創(chuàng)新產出的前置影響因素提供新的研究視角與證據(jù)，彌補高階團隊、特質激活、資源基礎、技術創(chuàng)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(yè)技術資本積累的正向調節(jié)能力。已往文獻大多偏向CEO過度自信對創(chuàng)新投入的影響關系，本文將其作為CEO特質的重要調節(jié)因子，發(fā)現(xiàn)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(yè)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(guī)模、不同性質、不同激勵方式對企業(yè)技術資本積累的不同影響，拓展熊彼特創(chuàng)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(yè)充分激發(fā)CEO技術潛能與人格特質、優(yōu)化CEO人力配置、構建CEO科學選聘機制、提升企業(yè)主體地位與創(chuàng)新能力、推進創(chuàng)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(yè)技術資本積累

管理層是企業(yè)技術投資與開發(fā)戰(zhàn)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(tǒng)計特征對企業(yè)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(xiàn)個體的有限理性特征，屬于非理性經(jīng)濟人[15]。面對復雜多變的現(xiàn)實環(huán)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(yè)經(jīng)歷等會左右技術投資戰(zhàn)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(yè)技術投資戰(zhàn)略的重要決策者與核心執(zhí)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(fā)流程、更具激勵效應的技術管理制度，打造更具凝聚力的創(chuàng)新團隊，促進技術研發(fā)投入、開發(fā)效率與產出水平[17]，擴大技術資本規(guī)模。CEO技術專長的驅動機理具體體現(xiàn)在如下幾個方面：

從創(chuàng)新所需資源基礎看，技術開發(fā)是一種資金投入規(guī)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(jīng)歷或技術研發(fā)崗位從業(yè)背景，憑借多年知識與經(jīng)驗積累，擁有相對較高的社會資本與人力資本，與行業(yè)內技術專家建立較為穩(wěn)定的社會網(wǎng)絡，具備較強的技術研發(fā)組織與管理能力[18-19]，對所涉行業(yè)的技術知識體系、技術開發(fā)過程與演化趨向較為熟悉，憑借扎實的專業(yè)技術和豐富的技術實踐經(jīng)驗，更易于發(fā)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(chuàng)新空間與企業(yè)獲利機會，綜合權衡技術研發(fā)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?lián)Q代與持續(xù)發(fā)展策略，提升技術開發(fā)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(yè)技術知識，深諳技術特征、發(fā)展規(guī)律與前沿路徑，還具備經(jīng)營管理、戰(zhàn)略規(guī)劃決策者的行為特征[23]，深諳企業(yè)在所涉行業(yè)中的相對位置、競爭對手狀況、競爭戰(zhàn)略定位，因此，更具前瞻性戰(zhàn)略眼光，能夠最大化利用自身技術與管理優(yōu)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(yè)可持續(xù)價值創(chuàng)造的技術開發(fā)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(yè)關鍵核心技術領地，推進技術資本持續(xù)積累。

從風險承擔看，企業(yè)技術開發(fā)戰(zhàn)略的規(guī)劃、制定與實施，不僅依賴于CEO技術特長、專業(yè)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(fā)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(fā)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(fā)難點、障礙與技術拓展空間，能更為準確地評估技術開發(fā)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(zhàn)性的關鍵核心技術投資，且能夠及時避免技術開發(fā)陷阱，甚至實現(xiàn)彎道超車[25]，先于競爭對手攻破行業(yè)關鍵技術難題，提高研發(fā)效率與技術產出，推進技術資本規(guī)模擴張。

從CEO權力行使看，技術專長的CEO兼具技術專家與經(jīng)營管理者身份，行使權力時，憑借既有技術資源與管理經(jīng)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(fā)規(guī)劃、組建技術開發(fā)團隊、籌備項目研發(fā)資金、建立創(chuàng)新團隊管理方案，實現(xiàn)與技術人員的雙向無阻礙溝通交流，提高創(chuàng)新團隊技術研發(fā)效率，且作出的技術戰(zhàn)略決策、項目運作計劃和技術開發(fā)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(fā)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(fā)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(jiān)督制度、人員培訓與晉升計劃[28]，擴大創(chuàng)新型人力資本規(guī)模，激發(fā)研發(fā)動力，營造凸顯精神激勵的企業(yè)創(chuàng)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(yè)背景、CEO技術專長對研發(fā)投入、研發(fā)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(yè)經(jīng)驗、技術特長與企業(yè)R&D投入正相關[29]，國內學者發(fā)現(xiàn)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(fā)明和實用新型專利產出，CEO促進民營科技企業(yè)研發(fā)投入與專利產出[7]，CEO多個職業(yè)背景促進技術資本積累規(guī)模擴張[4]?；谝陨戏治?，本文提出如下假設:

H1:CEO技術專長有助于促進企業(yè)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(jié)作用

面對不確定的經(jīng)濟環(huán)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(xiàn)偏差，表現(xiàn)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(xiàn)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(jīng)濟人假設，開始探尋CEO過度自信對企業(yè)技術創(chuàng)新產出的影響。其內在機理主要體現(xiàn)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(jù)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(jīng)濟與社會環(huán)境，以減輕自身能力不足導致的認知負擔，并據(jù)此制定差異化戰(zhàn)略[14-15]?；诖?，由過度精確、過高估計或定位所帶來的CEO認知偏見會直接影響企業(yè)戰(zhàn)略決策質量[35]。創(chuàng)新投資是企業(yè)戰(zhàn)略決策的核心，CEO在創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇中占據(jù)主導地位[36]。過度自信CEO傾向于高估自身應對復雜戰(zhàn)略問題的能力，勇于承擔風險，促進企業(yè)戰(zhàn)略變革[33]。因此，通過影響創(chuàng)新戰(zhàn)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(jīng)營壓力與挑戰(zhàn)，更具有創(chuàng)新探索與技術開發(fā)欲望，表現(xiàn)出較強的創(chuàng)新投資偏好。具有這種心理特質的CEO容易忽略企業(yè)既定資源約束和失敗風險[10]，高估現(xiàn)有資源稟賦、競爭優(yōu)勢和財務實力以及挑戰(zhàn)高難技術項目的現(xiàn)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(fā)人才聚力高難技術攻關，最大程度釋放CEO的技術規(guī)劃與組織潛能，推進技術開發(fā)戰(zhàn)略不斷變革[39]，推動技術資本持續(xù)積累?？紤]到優(yōu)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(chuàng)新環(huán)境不確定性具有較強的積極迎合與應對傾向[12]，更愿開發(fā)難度大、風險高、周期長的復雜技術創(chuàng)新項目，整合企業(yè)技術資源與科研人才攻堅克難，勇于攀登技術高峰，表現(xiàn)出較強的技術探索意愿。因此，過度自信特質更易激發(fā)CEO的技術潛能，凸顯CEO的技術優(yōu)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(tài)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(yè)的獨特動態(tài)能力，推進形成創(chuàng)新型員工集體支持創(chuàng)新的心理狀態(tài)，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(yè)戰(zhàn)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(chuàng)新環(huán)境變化，組織高水平技術團隊積極挑戰(zhàn)高風險項目，通過持續(xù)不斷地優(yōu)化配置和重組調整企業(yè)各類組織、管理與社會資源，推動CEO技術專長與企業(yè)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(tài)調整企業(yè)技術發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃、持續(xù)推進項目投資與技術開發(fā)，不斷培育關鍵核心技術競爭優(yōu)勢，推進技術資本持續(xù)積累。

基于韌性理論的邏輯，韌性是企業(yè)通過資源儲備、優(yōu)化與調整應對非預期挑戰(zhàn)的能力，韌性效力是個體心理、企業(yè)資源、經(jīng)營困境與外部環(huán)境聯(lián)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(zhàn)、應對復雜環(huán)境[32]，尤其當感知創(chuàng)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(chuàng)新氛圍，堅守業(yè)績承諾、強化激勵導向、優(yōu)化資源配置，表現(xiàn)出較強的技術開發(fā)行為偏好，作出高風險技術投資與開發(fā)決策[38]，組織創(chuàng)新團隊積極開展難度大、周期長、潛在收益大的技術研發(fā)活動[36]，以此推動企業(yè)高水平技術研發(fā)與技術資本積累。進一步，在自我優(yōu)越感的驅使下，CEO傾向于發(fā)揮人力資本優(yōu)勢，通過積極整合創(chuàng)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(fā)需要[31]，帶領創(chuàng)新團隊追蹤行業(yè)技術發(fā)展動態(tài)，不斷推陳出新，擴大技術資本積累規(guī)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(fā)與技術效率的影響，擴大企業(yè)技術資本規(guī)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(jié)CEO技術專長與企業(yè)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(yè)技術資本積累(TC)。企業(yè)技術資本主要包括專利、非專利技術、專有技術、系統(tǒng)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(xiàn)有研究，以企業(yè)無形資產明細中的專利、非專利技術、專有技術、軟件、開發(fā)支出等期末凈值之和與營業(yè)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(yè)經(jīng)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(yè)學習經(jīng)歷；②從業(yè)經(jīng)歷，曾在科研機構工作或企業(yè)所涉行業(yè)協(xié)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(jié)變量：CEO過度自信(CC)?？紤]到中國企業(yè)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(yè)績預測法、相對薪酬法、企業(yè)家信心指數(shù)法和持股變動法[31,37,41]。考慮到前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(yè)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(yè)股票，則視為過度自信，賦值1，否則賦值0。

控制變量。企業(yè)技術資本積累還與公司治理、財務績效、行業(yè)環(huán)境、企業(yè)規(guī)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(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)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(xiàn)率(CASH)、股權集中度(Z)、董事會規(guī)模(BOA)、監(jiān)事會規(guī)模 (SUP)、獨立董事比例(INDD)、CEO年齡(AGE)、行業(yè)(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(yè)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(jié)作用。

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

(2)

其中，TC為企業(yè)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(shù)β3顯著大于0則代表正向調節(jié)，顯著小于0則代表負向調節(jié)，不顯著則表明調節(jié)效應不成立。

2.3 樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2015—2020年滬深A股上市企業(yè)為初始樣本。技術資本數(shù)據(jù)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(tǒng)軟件、開發(fā)支出等匯總得到，CEO技術專長、過度自信等變量均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫中高管信息。依據(jù)以下標準逐項篩選：剔除主營業(yè)務為金融保險的上市企業(yè)；剔除樣本期曾被證監(jiān)會ST、ST*的上市企業(yè)；剔除樣本觀察期內營業(yè)收入增長率異常或超過1的上市企業(yè)，以避免重大財務調整給正常經(jīng)營帶來的影響；剔除關鍵變量存在數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。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(tǒng)計結果見表2，2015-2020年我國上市公司技術資本積累規(guī)模均值為0.75，標準差為2.05，最大為14，最小為0，各行業(yè)上市企業(yè)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(yè)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(yè)股份，體現(xiàn)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(yè)CEO過度自信行為和技術專長存在差異但不突出?？刂谱兞康拿枋鼋Y果顯示，企業(yè)規(guī)模(SIZE)均值21.60，標準差1.31,企業(yè)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(yè)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(yè)間差異不明顯。

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

變量相關系數(shù)如表3所示，CEO技術專長與企業(yè)技術資本積累的Pearson系數(shù)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(shù)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(shù)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(fā)現(xiàn)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。回歸分析中可能出現(xiàn)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(shù)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(jīng)豪斯曼檢驗，固定效應模型更合適，其作為后續(xù)主要分析依據(jù)，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(jié)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(xiàn)率CASH、獨立董事比例INDD的系數(shù)未達顯著外，其它控制變量對企業(yè)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(yè)技術資本積累的直接影響

依據(jù)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(shù)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(yè)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(shù)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(shù)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(yè)技術資本積累規(guī)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(jié)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(shù)CC×CT為0.183,達到1%的顯著水平，表明CEO過度自信顯著調節(jié)CEO技術專長與企業(yè)技術資本積累之間的正向關系，驗證了假設H2?；旌匣貧w中CC×CT的系數(shù)為0.019，達到10%的顯著性，系數(shù)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(xiàn)出明顯的互補關系，兩者聯(lián)合有助于推進企業(yè)技術資本積累規(guī)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(wěn)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(yè)技術資產的期末余額與資產總額的比值，利用業(yè)績預測法界定CEO過度自信，再次對CEO技術專長與企業(yè)技術資本積累之間的關系以及CEO過度自信的調節(jié)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(shù)、CT×CC1的系數(shù)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(wěn)健。

表5 穩(wěn)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(yè)上市公司技術資本積累與營業(yè)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(yè)—省份均值作為CEO技術專長的工具變量,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，開展兩階段最小二乘(IV-2SLS)穩(wěn)健測試。檢驗結果見表5中第5列，第一階段結果F統(tǒng)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(wěn)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(jù)CEO是否具有技術專長，采用PSM法估計CEO技術專長對企業(yè)技術資本積累的處理效應。匹配后的所有協(xié)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(wěn)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(yè)股票判斷CEO是否過度自信存在固有缺陷，難以體現(xiàn)CEO過度自信引起的偏差效應，可能存在企業(yè)業(yè)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(yè)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(yè)去除，精簡后得到9 568個樣本，再根據(jù)CEO減持狀況判定其是否過度自信并重新估算模型結果，發(fā)現(xiàn)CEO技術專長的直接影響系數(shù)為0.207，CEO過度自信對CEO技術專長與技術資本積累的調節(jié)系數(shù)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(yè)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(yè)樣本再次進行檢驗，僅估算系數(shù)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(fā)現(xiàn)以上結論仍穩(wěn)健。

4 異質性分析

在CEO技術專長推進企業(yè)技術資本積累的過程中，CEO過度自信的調節(jié)效力會因不同樣本特質而存有差異。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模、CEO激勵方式、企業(yè)性質等不同的企業(yè)，其研發(fā)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。基于此，本文分別從企業(yè)規(guī)模、股權激勵方式、企業(yè)性質3個方面區(qū)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(jié)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(yè)規(guī)模

遵循創(chuàng)新鼻祖Schumpeter的邏輯，企業(yè)規(guī)模對技術產出具有積極影響。規(guī)模大的企業(yè)資源基礎雄厚，更易于凸顯規(guī)模經(jīng)濟與壟斷競爭優(yōu)勢，經(jīng)營利潤的持久性、含金量均較高，能夠為高精尖的技術創(chuàng)新提供有力的研發(fā)經(jīng)費支持，且抵御技術開發(fā)項目失敗風險的能力較強。后續(xù)學者相繼證實了Schumpeter的觀點，即企業(yè)規(guī)模顯著促進技術開發(fā)活動。相關研究指出，大規(guī)模企業(yè)更具有成本優(yōu)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(yōu)勢更突出，面對外部不同融資環(huán)境、產品市場環(huán)境、創(chuàng)新環(huán)境時，利益相關方更傾向于信賴規(guī)模大、資金雄厚的企業(yè)，這直接影響CEO的技術投資決策[12]。虞義華[5]研究發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模企業(yè)、發(fā)明家高管、CEO多職業(yè)背景更能促進研發(fā)投入、專利產出與技術資本積累。為了深入揭示不同企業(yè)規(guī)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(yè)期末總資產平均值為標準，將全樣本分為大規(guī)模企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)，再次對基準模型進行回歸分析，比較不同規(guī)模企業(yè)CEO技術專長與過度自信的聯(lián)動效應，見表7中的第2列和第3列。整體上看，大小規(guī)模樣本中CEO技術專長、過度自信及交互項的估算系數(shù)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(fā)現(xiàn)，大規(guī)模企業(yè)CEO技術專長與過度自信的估算系數(shù)略高于小規(guī)模企業(yè)，一定程度上反映大企業(yè)公司治理更完善、資源與技術條件更過硬，CEO專業(yè)知識與綜合能力更強、素質更高，更利于發(fā)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(xiàn)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(guī)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(yè)研發(fā)投資。有研究指出，對CEO實施股權激勵有助于企業(yè)增加研發(fā)投入[28]，無論是限制性股票還是股票期權，均促進企業(yè)專利產出。但周建慶[42]研究發(fā)現(xiàn)，對CEO實施限制性股權激勵的企業(yè)，激勵強度對企業(yè)研發(fā)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(chuàng)新原動力，相比之下，股票期權激勵更能保護高管的研發(fā)熱情,尤其是股價信息含量高的企業(yè)和激勵對象包含技術人員的企業(yè)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(fā)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(yè)組、股票期權企業(yè)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(shù)和CT×CC的系數(shù)均為正，且達到10%以上的顯著水平，支持假設H1和H2。比較發(fā)現(xiàn)，股票期權樣本中CEO技術專長的影響系數(shù)和CEO技術專長、CEO過度自信的調節(jié)系數(shù)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(chuàng)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(fā)揮。

4.3 企業(yè)性質

多位學者發(fā)現(xiàn)，企業(yè)性質是影響公司治理、創(chuàng)新投資、技術研發(fā)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(yè)股權私有化，控股股東多為自然人或家族企業(yè)，屬于完全的市場化主體，具有更強的技術開發(fā)動機與欲望。因此，民營企業(yè)CEO的技術背景更能促進企業(yè)研發(fā)投入專利產出[7],且民營企業(yè)高管持股、高管過度自信對創(chuàng)新的影響更顯著[41]。另一種觀點認為，國有企業(yè)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(fā)資源優(yōu)勢，且政治關聯(lián)性較強，易于獲得政府和國有金融機構的研發(fā)資金支持，融資約束程度較低，因此，國有企業(yè)發(fā)明家高管對研發(fā)投入、專利產出的促進效應高于民營企業(yè)[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(yè)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(yè)樣本與民營企業(yè)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(yè)樣本中CEO技術專長、過度自信及交互項的估算系數(shù)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(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)CEO技術專長對技術資本積累的影響系數(shù)略高于民營企業(yè)，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(yè)技術資本積累的正向調節(jié)作用明顯高于民營企業(yè)，充分顯示了國有企業(yè)的制度優(yōu)勢，側面反映現(xiàn)階段民營企業(yè)整體規(guī)模、創(chuàng)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(yè)，這在很大程度上制約了CEO特質對企業(yè)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(yè)技術資本積累的直接效應及CEO過度自信的調節(jié)效應進行實證檢驗。結果顯示：CEO技術專長顯著促進企業(yè)技術資本積累；CEO過度自信的調節(jié)效應較為顯著；規(guī)模大且CEO實施股票期權激勵的企業(yè)，CEO技術專長的直接效應、過度自信的調節(jié)效應明顯高于規(guī)模小且CEO實施限制股票激勵的企業(yè)；與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)CEO技術專長的直接效應、CEO過度自信的調節(jié)效應更突出。上述結論為企業(yè)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(jù)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(chuàng)新等研究領域。

5.2 相關啟示

立足于企業(yè)創(chuàng)新主體地位提升、自主創(chuàng)新戰(zhàn)略實現(xiàn)與國家科技自立自強體制機制改革的現(xiàn)實情境，本文結論為上市公司精準把控CEO特質、激發(fā)CEO技術創(chuàng)新與自信潛能、優(yōu)化CEO權力配置、構建科學的CEO聘任與激勵機制、促進創(chuàng)新投資、擴大技術資本規(guī)模與推進持續(xù)自主創(chuàng)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(chuàng)新資源配置效率、促進企業(yè)技術產出的重要途徑。首先，企業(yè)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(jīng)驗、技術教育經(jīng)歷、一專多能的CEO。其次，應以持續(xù)技術資本積累為目標建立動態(tài)的CEO分類考核機制，區(qū)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(yè)技術成果了解程度、技術人員協(xié)調能力、技術學習、創(chuàng)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(chuàng)新管理能力培育制度，設計技術開發(fā)導向的薪酬激勵與約束方案，推進企業(yè)技術資本積累與創(chuàng)新提升。

(2)綜合考慮CEO過度自信的正向調節(jié)能力與可能負面效應，企業(yè)應高度重視CEO過度自信心理特征對技術投資開發(fā)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(yè)特長、既往代表業(yè)績、職業(yè)特征、任職經(jīng)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(yè)知識能力、技術開發(fā)方向與企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)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(yōu)勝劣汰機制。另一方面，在創(chuàng)新投資決策過程中，對于創(chuàng)新投資、技術研發(fā)、技術成果轉化、技術運營等相關管理權限，企業(yè)應適度擴大過度自信CEO的自由裁量權，以更好地激發(fā)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(yè)承受較大的技術開發(fā)風險，因此，需強化創(chuàng)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(fā)專項險、建立創(chuàng)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(yè)應充分權衡因企業(yè)性質、CEO激勵方式、企業(yè)規(guī)模等不同導致的CEO特質影響差異，全面認識、科學評估企業(yè)在行業(yè)中的規(guī)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(fā)，將CEO股權激勵方案與創(chuàng)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(tài)機制。此外，企業(yè)應適度擴大、努力維持一定的資產規(guī)模，保持一定的相對規(guī)模優(yōu)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(yè)發(fā)展規(guī)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(yè)、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(tǒng)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(tài)面板作進一步估算。