许秀梅 陈泽文

(青岛农业大学经济管理学院，山东 青岛 266109)

党的十九届五中全会确立了我国科技自立自强的发展战略，并重点强调要激发人才创新活力、提升企业主体地位、全方位提升自主创新能力。微观层面上，揭示企业技术资本积累的影响因素与内在机理，对于推进自主创新与科技自立自强至关重要。技术资本是企业持续不断创新投资与研究开发的结果。与一般的长期投资项目相比，技术开发更具投入资金大、开发周期长、投资风险高、资源约束性强等特点。CEO是企业创新战略制定选择、技术开发组织、创新资源配置的重要参与者与决策者，对推进企业技术资本积累举足轻重。伴随着高阶梯队、特质激活等理论的提出，诸多研究开始聚焦CEO认知行为特征与决策权力对企业创新的影响，相关研究主要沿着三条路径展开：一是探寻CEO的权力配置(邵颖红等，2022[1]；
Sariol和Abebe，2017[2])、CEO权力异质性(王楠等，2017)[3]、CEO任期与权力集中度(周鹏冉、刘海兵，2020)[4]对企业研发投入、技术效率与技术产出的多重机制。二是解析CEO人格特征尤其是过度自信对企业创新的影响，发现CEO人格对战略变革制定和实施有不同影响(Herrmann和Nadkarni，2014[5])，CEO人格魅力会影响企业发展且凸显战略独特性(Wolak等，2016)[6]，CEO过度自信会驱动企业创新绩效(张信东、郝盼盼，2017)[7]。三是揭示CEO权力与过度自信之间的联动关系，一方面，CEO权力能够增强CEO过度自信与绩效波动(钟熙等，2021)[8]、对过度自信与内部控制水平的负向关系具有增强效应(王鸿、邹梓琛，2021)[9]，且随着CEO权力增大，过度自信更易导致公司股价崩盘现象发生(曾爱民等，2017)[10]；
另一方面，CEO过度自信助推CEO权力强度对财务报告舞弊倾向的影响(陈艳等，2017)[11]。

梳理发现，现有研究探讨了CEO权力与创新、CEO过度自信与创新、战略变革等之间的关系以及两者对企业绩效、股价、财务报告舞弊的联动关系，但疏漏了CEO权力与过度自信对企业技术资本积累的联动影响机制。过度自信的CEO既有战略、经营等重大决策参与权限，又享有一定的社会声誉，有能力且勇于承担各类创新风险，很大程度影响到企业创新投入、研究开发效率与技术资本规模。鉴于此，本文重在揭示CEO权力与过度自信行为对企业技术资本积累的内在影响机理与效应程度，主要解决以下问题：(1)CEO权力对企业技术资本积累的影响；
(2)CEO过度自信在CEO权力与技术资本积累中的调节程度；
(3)CEO权力异质性带来的效应差异。与现有文献相比，本文的边际贡献在于证实了CEO权力与过度自信对技术资本积累的联动正向促进效应，为优化企业CEO的多维权力配置、构建科学的CEO选聘机制、提升企业自主创新能力与主体地位、推进十四五期间的创新型国家建设提供有益借鉴。

(一)CEO权力与企业技术资本积累

管理层权力是对公司战略和重大决策制定的自主权(Finkelstein，1992)[12]。CEO作为公司分层化治理的重要高层管理者，其决策权限大小很大程度上能够外显出个人的心理特质、意愿与能力，继而对企业的技术资本积累产生重要影响。两者关系得到了创新理论、企业成长理论、管家理论的支持。创新理论代表熊彼特视创新为生产要素的重新组合,包括开发新产品、引进新方法、开辟新市场等。遵循熊彼特的逻辑，CEO是创新、经营的重要组织者,CEO创新会打破市场均衡,开拓新的技术机会，获取高额利润。企业成长理论代表彭罗斯指出，经理人是将企业资源转变为生产能力和新技术运用的催化剂, 据此推论，CEO的技术才能与管理能力是企业培育技术竞争优势的重要来源。另据管家理论，CEO是有更高精神追求的社会人，能够以委托人的目标利益最大化为经营目标，是值得信赖与托付的企业好管家，公司治理的关键不是监督CEO，而是应赋予CEO充分权限与信任，以激发其创造潜能，提升企业竞争优势(Lin，2005)[13]。进一步，伴随着权力的逐步增强，CEO的自身偏好、特质、背景、高层教育等异质人力会逐步渗透至企业创新过程，影响企业创新投资与开发决策的程度与能力会渐进提高，推进技术产出。

根据Finkelstein(1992)[12]的界定，CEO的权力主要包括4部分：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体现在：1.CEO结构权力的影响。结构权力源自正式的组织结构和等级权威，通过建立统一指令、抑制决策冲突、控制下属和获取资源，以面对管理不确定性，提高企业战略的上下级反应时间，改善决策质量(王楠等，2017[3]；
周建庆等，2020[14])。随着CEO结构权力的提升，CEO掌控的公司创新资源更丰富多样，责任更厚重，按照管家理论的逻辑，此时CEO对创新项目的选择与实施，会更加注重技术成果的创新性、远期效应而非创新项目当期投入与本身风险程度(Galinsky等，2006)[15]。基于此，结构权力大的CEO更具创新激情，更倾向于选择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项目，通过不断加大高技术研发投入、持续改善研究开发效率，扩大技术资本规模。实践中，多人证实了CEO与创始人两职合一显著促进企业的研发投入、产出效率与绩效(黄庆华等，2017[16]；
杨松令等，2018[17])。2.CEO所有权权力的影响。所有权权力是CEO因持有更多企业股份或与大股东、创始人等关系密切而获取的额外权力(Finkelstein，1992)[12]。当CEO成为企业重要股东时，会更有能力决定企业的长期发展方向，在巩固个人地位、行使决策表决权、避免被罢免、职位晋升、业绩考核等方面更凸显优势，进一步增强了对企业创新投资、技术开发的决策参与与组织管理能力。乐怡婷(2017)[18]等人的研究表明高管的股权激励对企业研发投资具有显著的利益协同性，是培育企业核心竞争力的关键激励途径。3.CEO专家权力的影响。专家权力指管理人员因与周围环境诸要素有更强掌控关系而带来的额外权力(Finkelstein，1992)[12]，体现为高管学历、任职年限与职业背景等。高阶梯队理论认为高管任期、职业背景、学历等特征不同，其认知模式、思维方式、风险偏好和决策方式等维度特质各异(Hambrick和Mason，1984)[19]。职业背景方面，汤倩等(2021)[20]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。CEO的学术经历(张晓亮等，2019)[21]也会通过塑造CEO创新气质、培养创新思维、提高创新失败容忍度等提升CEO创新能力。另外，周鹏冉、刘海兵(2020)[4]的研究发现，管理者任期状况能够彰显其个人阅历、认知水平、风险倾向等综合管理能力，随着任期延长，管理者的综合素质会逐步提升，高成就愿望会愈加强烈，更致力于加大技术开发投资，高管任期促进技术研发与产出。4.CEO声誉权力的影响。声誉权力指企业高管因在经济、社会、制度等外部环境利益相关方方面拥有声誉所获得的额外权力(Finkelstein，1992)[12]。信息不对称理论认为，外部利益相关方往往会基于企业管理者的社会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，能为其带来更多股东资源、包容与理解，为选择更高的创新投资风险决策提供重要保障，进而促进技术资本规模。周建庆等(2020)[14]证实了CEO声誉权力对企业研发投资具有促进效应。综合以上分析，本文提出假设。

H1：其他条件即定时，CEO权力与技术资本积累具有正向相关性。

H1(a)：其他条件即定时，CEO结构权力与企业技术资本积累具有正向相关性。

H1(b)：其他条件即定时，CEO所有权权力与企业技术资本积累具有正向相关性。

H1(c)：其他条件即定时，CEO专家权力与企业技术资本积累具有正向相关性。

H1(d)：其他条件即定时，CEO声誉权力与企业技术资本积累具有正向相关性。

(二)CEO过度自信的调节作用

面对不确定的现实情境，个体的过度自信特征会导致其认知与行为决策出现一定的非理性心理偏差(Herz等，2014)[22]。CEO的过度自信是指CEO因过高估计个人能力、判断精确性所导致的心理性偏差(韵江等，2021)[23]。通常而言，若CEO决策过程中出现了过高估计、过高定位与过度精确三种情况，即被认定为过度自信(Moore和Healy，2008)[24]。自 Roll提出狂妄自大假说、Heaton建立管理者乐观假说以来，过度自信引起管理学者的普遍关注，纷纷通过放宽理性经济人假设，探寻过度自信对公司治理与创新的影响，发现过度自信的CEO更具高风险承担倾向(Picone等，2014)[25]，通过左右CEO的创新战略决策、组织管理行为与资源配置方向，进而影响研发投入与技术产出(Galasso和Simcoe，2011)[26]。

CEO过度自信的调节机理细化体现在：首先，过度自信CEO大多具有较强的自我控制力与冒险精神，自信心强，是敢想肯干、勇于担当的实干家，这种个人特质决定了CEO更易于接受难度高、周期长、投资大、有失败风险、潜在收益大的技术创新活动(钟熙等，2018)[27],更倾向于高估企业的资源禀赋、竞争优势和财务实力，忽略既有的资源约束。这样一来，过度自信CEO往往能够承受相对较大的困难与挫折，快速适应经营压力与挑战，这更有利于CEO自由裁量权与表决权发挥，在公司创新战略选择中更能凸显个人地位，更有利于激发内在潜质、捕捉高风险技术方向与机遇，加大高难高新项目投入、推进高难技术项目协同攻关进度，把控企业对前沿技术跟进方向，推进技术资本积累。其次，当过度自信CEO两职兼任时，更有利于减少董事会干预，高效率地将决策偏好或战略决策付诸行动，增强CEO结构权力及所有权权力对技术资本积累的影响程度。且随着CEO任期的延长，持股比例的增加，还会获得越来越多的管理与治理权限，对创新战略决策与研究开发项目的影响力将逐步提高，强化对技术资本的推动作用。对此，陈伟宏等(2019)[28]曾证实过度自信CEO显著促进企业的创新产出；
进一步，在自我优越感的使然下，过度自信CEO会积极面对新环境，不断学习有利于企业发展的新知识，勇于面对企业发展困境，努力探索解决问题的新方案(韵江等，2021)[23]，积极为创新提供各类必备的基础条件，引领创新团队不断推进技术产出，更好地把握企业技术前沿，担负起行业创新的引领者。最后，CEO过度自信特征会积极向外界同行、利益相关者传递企业创新发展的积极信号、追求长期业绩的经营承诺，有利于企业更好地筹集创新资源、汇集各类创新人才，为企业创新提供更坚实的资源与人力基础，增强CEO专家及声誉权力对技术资本积累的促进效应。多人证实了CEO过度自信能够改善其创新战略决策、促进研发投入、扩大技术产出(Hirshleifer等，2012[29]；
Herz等，2014[22]；
Chen等，2014[30]；
孔东民等[31]，2015；
易靖韬等，2015[32])。综上，CEO过度自信很可能通过增强CEO各维度权力对创新投资与研发的影响，提升技术资本规模。据此提出假设。

H2:其他条件既定时，CEO过度自信正向调节CEO权力与技术资本积累关系。

H2(a):其他条件既定时，CEO过度自信正向调节CEO结构权力与技术资本积累关系。

H2(b):其他条件既定时，CEO过度自信正向调节CEO所有权权力与技术资本积累关系。

H2(c)：其他条件既定时，CEO过度自信正向调节CEO专家权力与技术资本积累关系。

H2(d)：其他条件既定时，CEO过度自信正向调节CEO声誉权力与技术资本积累关系。

(一)变量界定

被解释变量——企业技术资本积累(LNTC)。参照汤倩等(2021)[20]、许秀梅等(2019)[33]、Mcgrattan和Prescott(2010)[34]和Kapicka(2012)[35]等人的研究，企业的技术资本主要由专利、非专利技术、专用技术、系统软件等组成。借鉴现有处理，本文以无形资产明细中的专利、专有技术、专用技术、软件系统等技术资本期末净值之和作为技术资本规模的代理变量，考虑到绝对额与正态分布要求不符，进一步取其对数形式,记为LNTC。

解释变量——CEO权力(CP)。依据Finkelstein(1992)[12]的分类，借鉴王楠等(2017)[3]、周建庆等(2020)[14]的做法，本文从结构权力、专家权力、所有权权力、声誉权力四个维度构建CEO权力指数。各维度权力界定如下：结构权力(SP)，使用CEO是否兼任董事长测度，兼任为1，不兼任为0。所有权权力(OP)，使用CEO是否持有本公司股份测度，持有为1，否则为0。专家权力(EP)，依据CEO职称水平测度，具有高级职称为1，否则为0。声誉权力(PP)，利用CEO是否在外单位兼职界定，兼职为1，否则为0。

调节变量——CEO过度自信(CC)。考虑到中国企业的实际情况，国内学者提出了4种界定CEO过度自信的主流方法，分别是持股变动法、业绩预测法、相对薪酬法及企业家信心指数法。相对于持股变动法，业绩预测、相对薪酬及企业家信心指数法存在固有缺陷，无法精细测量CEO自身的过度自信。本文参照陈伟宏等(2019)[28]的研究，通过观察CEO坚持长期持有企业股份状况判定CEO是否过度自信，具体做法为：样本期内，若公司股票收益低于市场平均水平，CEO未减持股票，即为过度自信，赋值1；
否则为非过度自信，赋值0，后面再用业绩预测法进行稳健测试。

控制变量。除了文中提及的核心变量，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。参照现有学者的常见处理(汤倩等，2021[20]；
易靖韬等，2005[32])，选定以下控制变量集合: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、盈利能力(ROA)—净利润与平均资产总额比值、核心利润增长率(GRH)—核心利润占营业收入比、核心利润获现率(CASH)—经营活动现金流量与核心利润的比值、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。相关变量界定详见表1。

表1 变量定义与说明

(二)模型设计

参照现有处理，为了检验CEO权力与过度自信对企业技术资本积累的联动影响，分别建立下列模型。

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权力,后面检验分别用SP、OP、EP和PP来代替。CC为调节变量-CEO过度自信。CP×CC为CEO权力与过度自信的交互项。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CC对CP、SP、OP、EP与PP的调节效应，即检验H2。公式(1)(2)中CP的系数β1显著大于0，代表H1成立，否则不成立。公式(2)中的CP×CC的系数β3若显著大于0，代表正向调节成立，显著小于0代表负向调节成立，不显著表明调节效应不成立。

(三)样本与数据

本文选取2015-2020年沪市与深市A股上市公司为初始样本,并按照以下标准逐项细化筛选：(1)剔除主营业务为金融、保险业的上市公司；
(2)剔除样本期间内曾被证监会ST、*ST的上市公司；
(3)剔除核心变量存在数据缺失的公司，最终得到14589个上市公司样本。技术资本数据来自上市公司年度报告中的无形资产附注部分，手工分类整理专利、非专利技术、系统软件等汇总得到。CEO权力与过度自信、两职兼任、CEO持股、企业特征等变量均来自CSMAR数据库。鉴于CEO权力的数据缺失值较多，此部分通过逐个翻阅公司年报分类整理。为了消除异常值波动对估算精度的影响，本文对相关变量进行精简处理：上下1%水平下的winsorise缩尾；
原始变量的去中心化处理；
主要变量的方差膨胀因子(VIF)检验，发现变量的整体VIF均值小于阈值2，每个变量VIF值小于阈值10，不存在严重的多重共线性；
考虑到回归分析中很可能出现异方差、序列、截面相关等系列问题，影响估算结果精度，选用D-K标准误修正；
豪斯曼检验表明在1%的水平上支持固定效应模型，故后续利用固定效应模型进行主分析。

相关变量的描述性统计结果详见表2。2015至2020年，沪深上市公司的技术资本积累规模LNTC均值为20.652，标准差为1.911，最大35.785，最小为16.834，表明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0.513，标准差0.214，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0.592、0.682、0.421和0.580，标准差均较小，表明目前上市公司中58%的CEO兼任董事长，68%的CEO持有本企业股份，两职兼任和持股均较为普遍，超过了中位数，企业间差异不大。42%的CEO拥有高级职称，专家权力并不突出。58%的CEO在外有兼职，积极代理各类企业外职务，以扩大个人及企业的影响力。CC均值0.472，从未减持股份的CEO仅有47%，说明CEO股票减持较为常见，标准差都不大，小于0.5，说明企业CEO过度自信行为差异不明显。控制变量的描述结果显示，企业规模(SIZE)均值21.603，标准差1.311,企业之间差异明显。股权集中度(Z)均值为12.461,标准差为20.322，企业股权结构差异较大，其他控制变量如盈利能力(ROA)、核心利润率(GRH)等标准差都较小，企业差异不太明显。另从主要变量的相关系数看，CP、CC与INTC相关性较明显，初步检验了H1和H2的存在，其他变量相关系数最大为0.427，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。

表2 变量的描述性统计结果

数据来源：依据国泰安手工整理。

表3 主要变量的相关系数

(一)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4分别给出了CEO权力、CEO结构权力、所有权权力、专家权力与声誉权力对技术资本积累LNTC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LNTC的回归结果。总体看，伴随着CEO权力各变量的加入，增强了诸模型的解释力。

表4 CEO权力与企业技术资本积累

模型Ⅰ中，除股权集中度Z、核心利润获现率CASH、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0.09，达到5%的显著水平，验证了H1，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和PP系数为0.17、0.11、0.02，分别在1%、5%和10%水平上促进技术资本积累，支持了H1(a)、H1(b)和H1(d)。模型Ⅴ中EP的系数0.04，未达显著水平，H1(c)不成立，即CEO专家权力未能显著促进技术资本积累，这可能受多因素所致。一方面，目前上市企业CEO以经营型居多，专家学者型占比相对偏少，另一方面，近年来，涌现一批青年专家CEO，这在创新创业企业更突出，其中不乏外部引进高级创新人才，不适用传统职称评定，一定程度影响了作用效果。

总体看，CP、SP、OP、EP和PP的系数与显著性多数达到估算要求，除了CEO专家权力外，其他均达到10%的显著水平，支持了假设H1。与整体回归相比，结构权力与所有权权力系数大于CEO权力，声誉权力系数小于CEO权力，说明CEO权力的作用程度主要源自结构权力与所有权权力，声誉与专家权力的影响能力相对偏弱一些。

(二)CEO过度自信的调节效应

为了验证H2的存在，表5分别列示了CEO过度自信、CEO权力与企业技术资本积累的估算结果。模型Ⅰ代表CC、CP和TC的回归结果，模型Ⅱ至模型Ⅴ代表CC与SP、OP、EP、PP和TC的回归结果。模型Ⅰ的结果表明，CC×CP系数为0.04，5%的水平上显著，说明CEO过度自信的加入显著增强了CEO权力与技术资本积累的正相关关系，验证了H2的合理性。与表4中CP与TC的独立效应相比，CP系数由原来的0.09调整至0.10，估算结果与显著性基本保持不变，表明CC变量的加入增强了模型的解释能力。

表5 CEO过度自信的估算结果

模型Ⅱ至模型Ⅴ中，CC与SP、OP、EP、PP与TC的调节系数分别为0.20(5%)、0.00、0.03(10%)和0.01(10%)。与表4不同的是，虽显著性略有降低，但除了CEO所有权权力未显著外，其他变量系数均达到10%以上的显著水平，说明CEO过度自信能够增强CEO的结构权力、专家权力、声誉权力与技术资本积累的正相关关系，支持了H2(a)、H2(c)、H2(d)的存在，但未能明显增强CEO所有权权力与技术资本积累的正相关关系，H2(b)不成立，侧面反映了现阶段上市公司CEO的过度自信对股权激励、技术资本积累之间还未发挥出应有的效应。究其原因，可能源自CEO过度自信的高风险、资本市场的完善程度及股权激励自身状况等因素的综合作用。CEO过度自信对所有权权力与技术资本发挥调节效力的前提条件是股权激励与公司治理完善、资本市场股价创新信息含量丰富。一方面，CEO的过度自信会无形中加大企业创新投资与技术开发风险，也向利益相关者传递企业创新与发展潜能的积极信号。只有当资本市场有效时，公司创新与技术资本积累信息才会及时融入股价，CEO创新决策才能够真正享受到股价上升的好处，此时CEO过度自信才会很好地增进其股权激励效果。另一方面，只有将CEO行为特征与业绩相联系的股权激励才能够真正促进企业发展。股价信息含量提升CEO股权有效性的一个前提是公司股权激励机制内在运作有效。如果股权激励设计被CEO等高层内部控制，就会失去激励初衷，此时CEO过度自信并不能很好地发挥正效应，甚至于会加大企业的创新与经营风险，损害投资人的经济利益。

与表4中CEO权力的独立回归结果相比，CEO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0.17(1%)、0.11(5%)、0.04、0.02(10%)调整至0.19(5%)、0.11(10%)、0.05和0.01(10%)，除了CEO的专家权力外，其他均达到了10%以上的显著性，说明伴随CEO过度自信的加入，CEO结构权力、所有权权力、声誉权力对技术资本积累的作用仍较为明显，验证了H1(a)、H1(b)、和H1(d)，H1(c)仍未得到验证。

(三)稳健性检验

1.核心变量重新界定。为进一步增强实证结果的可信程度，本文将LNTC再次界定为企业技术资本期末余额与资产总额比值，后取对数，利用主成分法重新构建CEO权力指数CP1，利用业绩预测法重新界定CEO过度自信，再次对CEO权力、CEO过度自信与技术资本积累的关系进行估算，分别用LNTC1代替LNTC，用CP1代替CP，CC1代替CC，分别给出固定效应与混合回归结果，检验结果见表6，CC1与CP1的交互系数、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与H2，支持了研究结论的稳健性。

表6 稳健性的回归结果

2.内生性问题。为缓解CP、CC之间、CP与技术资本积累LNTC之间可能存在的内生性问题，本文借鉴汤倩等(2021)[20]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CEO发生变更样本作为处理组，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变更前取0，变更之后取1，进行双重差分估计,估算结果列示于表6的第6列。Treat×Post两者交互项系数为正，达到10%显著性，表明CEO变更促进技术资本积累，双重差分缓解了内生性，证实研究结论稳健。

3.考虑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，参照现有做法，选取同省份、行业上市公司技术资本积累平均值取对数作为工具变量，选取CEO权力的年度-行业-省份均值作为CEO权力工具变量,选用同年度同行业企业中被判定为过度自信特征的CEO比例作为CEO过度自信工具变量，进行两阶段最小二乘(IV-2SLS)稳健测试。检验结果见表6中的第7列，第一阶段结果F统计值59.79(>10)，拒绝弱工具变量，且第二阶段P值为0.683,大于0.1，不存在过度识别，增强了稳健性。

(一)不同规模企业的影响差异

熊彼特创新理论认为，企业规模对创新行为会产生积极影响。规模大的企业更易于凸显规模与竞争优势、成本优势、利润质量也较高，能够为研发提供雄厚的资金支持，风险抵御能力更强。此外，当企业面对激烈的外部竞争与融资环境时，利益相关者更倾向于信赖大规模企业，这直接影响CEO决策。汤倩等(2021)[20]证实了企业规模、CEO特质与创新决策之间关系密切。易靖韬等(2015)[32]研究显示，与小企业相比，大企业的高管过度自信更能够显著促进企业技术产出。为了进一步了解不同规模下CEO权力与技术资本积累的效应差异，本文借鉴易靖韬等(2015)[32]、汤倩等(2021)[20]的做法，按照企业期末总资产平均值为标准，将全样本分为大规模企业与小规模企业，再次回归，见表7。受篇幅所限，仅列示CEO权力的直接影响及CEO过度自信的调节作用，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直接效应，模型Ⅱ代表不同规模企业CEO过度自信的调节效应。结果表明，大小规模样本CEO权力、过度自信及交互项系数均为正，达到10%以上的显著水平，一定程度支持了H1和H2。分样本比较显示，大规模企业CEO权力系数、CEO过度自信调节系数略高于小规模企业，很好地佐证了大企业的治理能力更强、资源优势更明显，更有利于CEO权力与过度自信推动技术资本规模。

表7 不同规模样本的估算差异性

(二)CEO股权激励的影响差异

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已引起国内外学者的广泛关注。上市公司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方式，但收益特征与风险属性具有明显区别，往往会体现出不同甚至完全相反的治理效果。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。实践中，对于两种CEO激励方式对技术产出的影响方向，尚未得到统一结论。总体上看，对CEO实施股权激励有助于企业增加研发投入强度，无论是限制性股票还是股票期权，均促进企业的创新产出。但周建庆等(2020)[14]发现对于采用限制性股权CEO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。由此推论，CEO获取股权激励的方式不同，会进一步影响到CEO权力的发挥及技术资本积累能力。

为了深入识别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股权激励方式分为限制股票企业组与股票期权企业组进行回归，见表8。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直接效应回归结果，模型Ⅱ代表不同激励方式样本中CEO过度自信的调节效应回归结果。结果发现，两类分样本中CP、CC的系数以及CC×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。分样本比较发现，股票期权样本中CEO权力的影响系数以及CEO过度自信的调节系数明显高于限制股票样本组，该结果与田轩、孟清扬(2018)[37]、周建庆等(2020)[14]的部分观点较为一致。

表8 CEO不同激励方式样本的影响差异

本文以2015-2020年沪深A股上市公司为样本,对CEO权力与企业技术资本积累的直接效应及CEO过度自信的调节效应进行了实证检验，进一步挖掘了CEO权力异质性的影响。结果发现：(1)CEO权力、结构权力、所有权权力、声誉权力均显著促进企业技术资本积累，CEO专家权力的作用不显著；
(2)CEO过度自信对CEO权力、结构权力、专家权力与声誉权力的调节效应显著，对CEO所有权权力的调节效应不明显；
(3)规模大且CEO股票期权激励的企业，CEO权力的直接效应及CEO过度自信的调节效应明显高于规模小且CEO限制性股票激励的企业。以上结论为企业创新产出的影响因素提供了丰富的证据支持，既丰富了高管权力、特质激活、高阶梯队、公司治理、熊彼特创新等相关研究的现有理论框架，又拓展了高管激励约束、管理主义、个体心理行为等研究的既有视域。

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