趙 琳，安紫岳，胡英文

（1.山東建筑大學(xué) 商學(xué)院，山東 濟(jì)南 250101；2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014）

一、引言

企業(yè)研發(fā)投入的增加將提高組織的創(chuàng)新能力、推動(dòng)創(chuàng)新研發(fā)成果產(chǎn)出和幫助組織建立并保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。據(jù)調(diào)查，近年來(lái)中國(guó)的研發(fā)投入與歐洲與美國(guó)相比有了長(zhǎng)足的進(jìn)步，在主要經(jīng)濟(jì)體中居首位。近期國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的相關(guān)數(shù)據(jù)也表明，中國(guó)近兩年的研發(fā)費(fèi)用增長(zhǎng)勢(shì)頭強(qiáng)勁[1]。因此，研究影響研發(fā)投入的主要因素非常重要。雖然有學(xué)者認(rèn)為研發(fā)投入與外部環(huán)境息息相關(guān)，但有管理學(xué)文獻(xiàn)認(rèn)為，研發(fā)投入更多受制于企業(yè)的內(nèi)部要素，Demerjian 等（2012）[2]結(jié)合兩種觀點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)與外部環(huán)境相比，內(nèi)部管理的因素對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的決定性作用更大。

在現(xiàn)代社會(huì)中，高層管理者的個(gè)人特質(zhì)在公司治理中發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用，甚至決定著企業(yè)戰(zhàn)略的成敗。高階梯隊(duì)理論表明，管理者特質(zhì)受內(nèi)外環(huán)境的影響，會(huì)對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略決策的選擇產(chǎn)生一定的差異。高管特征，特別是CEO 的個(gè)人性格在公司決策中扮演著重要角色，尤其是創(chuàng)新的投資決策（Demerjian 等2012）[2]。雖然目前關(guān)于CEO 個(gè)人特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響的相關(guān)文獻(xiàn)已有不少，但沒有體現(xiàn)CEO 做出決策時(shí)的心理過(guò)程。鑒于此，越來(lái)越多的學(xué)者強(qiáng)調(diào)應(yīng)該關(guān)注CEO 內(nèi)在性格特征在企業(yè)戰(zhàn)略決策中的作用。一般來(lái)說(shuō)，CEO 或多或少的具有一定程度的自戀，不僅是西方國(guó)家，在中國(guó)也較為普遍。但是，由于概念梳理不夠系統(tǒng)、數(shù)據(jù)可得性差，目前有關(guān)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的研究還在起步階段[3]。

高階梯隊(duì)理論的另一個(gè)觀點(diǎn)認(rèn)為，高管的決策過(guò)程與領(lǐng)導(dǎo)自身特點(diǎn)有一定的關(guān)系[4]。Eahab 等（2012）[5]研究發(fā)現(xiàn)CEO 年齡對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有獨(dú)特影響，CEO年齡越大，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度會(huì)隨之增加；Pierluigi等（2020）[6]學(xué)者以意大利家族企業(yè)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與CEO 教育背景成顯著正相關(guān)；文雯等（2021）[7]研究CEO 海外留任對(duì)社會(huì)責(zé)任合規(guī)的影響，研究表明當(dāng)CEO 性別為男性、年齡較大或兼任董事成員時(shí)其境外居留權(quán)對(duì)社會(huì)責(zé)任的負(fù)面影響更顯著。

鑒于CEO 年齡、學(xué)歷等個(gè)人特征對(duì)CEO 決策的產(chǎn)生有重要影響，而目前相關(guān)研究主要集中在CEO自戀這一性格特質(zhì)上，較少關(guān)注CEO 個(gè)人特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)。因此，本文基于委托代理理論和高階梯隊(duì)理論，重點(diǎn)研究CEO 個(gè)人特征的調(diào)節(jié)作用，以更好地厘清CEO 自戀對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投資的邊界。本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）本文將CEO 個(gè)人特征引入CEO 自戀與創(chuàng)新管理研究框架，構(gòu)建CEO 自戀、CEO 個(gè)人特征關(guān)系模型，通過(guò)實(shí)證研究剖析CEO 個(gè)人特征在CEO 自戀與創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步探索促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)提升創(chuàng)新績(jī)效的路徑機(jī)制；（2）將CEO 的個(gè)人特征納入CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的研究框架，為企業(yè)CEO 自戀與創(chuàng)新投入的動(dòng)因研究提供了一個(gè)新的視角，擴(kuò)展了自戀型CEO 與企業(yè)創(chuàng)新投入經(jīng)濟(jì)后果的研究。本文的研究豐富了CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)研究，為自戀型CEO 創(chuàng)新作用的發(fā)揮提供了實(shí)證支持，也為企業(yè)選聘人才、實(shí)施創(chuàng)新戰(zhàn)略和安排內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)提供了決策參考。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

1.有關(guān)CEO 自戀和企業(yè)創(chuàng)新投入方面的文獻(xiàn)綜述。探究CEO 自戀的影響是近年來(lái)學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn)話題。從CEO 自戀對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的直接影響來(lái)看，已有的文獻(xiàn)如Kashmiri 等（2017）[8]發(fā)現(xiàn)了CEO自戀與新產(chǎn)品創(chuàng)新和產(chǎn)品組合中的激進(jìn)創(chuàng)新相關(guān)的證據(jù)；Chatterjee 等（2011）[9]、Chatterjee 和Hambrick（2007）[10]的研究也表明，自戀型CEO 在研發(fā)上的投入更多，在收購(gòu)新公司上也更積極；章細(xì)貞和馬嫣然（2020）[11]等，探討發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)人自戀對(duì)企業(yè)投資效率有顯著的負(fù)向影響，自戀的領(lǐng)導(dǎo)人更偏好企業(yè)外部并購(gòu)?fù)顿Y；尤志華等（2020）[12]從CEO 心理特征視角出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)CEO 自戀對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效有顯著促進(jìn)作用。從CEO 自戀對(duì)創(chuàng)新投入的調(diào)節(jié)效應(yīng)來(lái)說(shuō)，如安素霞和趙德志（2020）[13]用CEO 簽名大小衡量CEO 自戀程度，研究發(fā)現(xiàn)CEO 自戀可以顯著增加CEO 研發(fā)投入，且CEO 自戀程度越高，對(duì)權(quán)力的欲望越強(qiáng)，更加偏好風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而提高企業(yè)的研發(fā)投入。在中介效應(yīng)方面，喬朋華等（2019）[14]研究發(fā)現(xiàn)CEO 自戀可以通過(guò)研發(fā)投資對(duì)企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生正向影響；王維等（2020）[15]研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入在CEO 自戀與企業(yè)績(jī)效之間具有中介作用從而使二者顯著正相關(guān)，從而促進(jìn)了企業(yè)成長(zhǎng)；紀(jì)煬等（2019）[16]探討了所有制結(jié)構(gòu)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的調(diào)節(jié)作用。

2.關(guān)于CEO 個(gè)人特征對(duì)CEO 自戀與創(chuàng)新的影響?；诟唠A梯隊(duì)理論，高管的背景特征和認(rèn)知模式會(huì)影響其行為選擇，并在很大程度上影響企業(yè)的產(chǎn)出[17]。有關(guān)CEO 個(gè)人特征（CEO 年齡、學(xué)歷、海外背景等）的研究如Daellenbach 等（1999）[18]認(rèn)為高管背景對(duì)公司創(chuàng)新決策有重大影響；HenryandTosi（2000）[19]認(rèn)為CEO 自戀指數(shù)項(xiàng)可能受到CEO 控制之外的因素的影響，如CEO 薪酬；Eahaband 和Nancy（2012）[20]研究發(fā)現(xiàn)，CEO 年齡對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有獨(dú)特影響，CEO年齡越大，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度會(huì)隨之增加；Pierluigi等（2020）[21]學(xué)者以意大利家族企業(yè)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與CEO 教育背景成顯著正相關(guān)；Carmen 等（2005）[22]認(rèn)為CEO 受教育水平對(duì)組織創(chuàng)新程度有正向影響；何雨晴（2021）[23]研究表明CEO學(xué)術(shù)經(jīng)歷對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略變革具有負(fù)面效應(yīng)；張曉亮等（2019）[24]研究發(fā)現(xiàn)，CEO 學(xué)術(shù)經(jīng)歷能夠提高企業(yè)創(chuàng)新度，且CEO 權(quán)力越大，對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新的促進(jìn)效用越強(qiáng)；周蘭等（2021）[25]基于烙印理論，研究發(fā)現(xiàn)CEO 財(cái)務(wù)經(jīng)歷對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響在CEO 持股比例越高的企業(yè)中更顯著。

綜上所述，雖然目前關(guān)于CEO 自戀對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的研究有很多，但大都集中在CEO 自戀層面，研究其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的直接影響，較少關(guān)注CEO 個(gè)人特征層面；而CEO 個(gè)人特征對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的重要性不言而喻。因此，本文著重研究在CEO個(gè)人特征的調(diào)節(jié)效應(yīng)下，CEO 自戀對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的作用。

（二）研究假設(shè)

1.CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入。首先，自戀型CEO往往低估風(fēng)險(xiǎn)，認(rèn)為自身能力優(yōu)于他人，從而在獲得外部信息時(shí)，過(guò)度關(guān)注對(duì)自己有利的信息而忽略對(duì)自己不利的信息[26]。因此，當(dāng)一個(gè)自戀的CEO 決定投資研發(fā)時(shí)，他們常常會(huì)做出冒險(xiǎn)決策。其次，自戀型CEO 進(jìn)行研發(fā)投資可以獲得外部的關(guān)注與贊揚(yáng)[4]。Rinallo 和Basuroy（2009）[27]的研究指出，媒體會(huì)更多關(guān)注創(chuàng)新性強(qiáng)的公司，并且研發(fā)投資不僅有助于現(xiàn)有產(chǎn)品或服務(wù)的改進(jìn)，也能夠加快新產(chǎn)品的推出，贏得顧客的關(guān)注。最后，研發(fā)投資可以滿足自戀型CEO 自利性需要，過(guò)度關(guān)注自我，從而熱衷于追尋自身利益。已有研究表明，研發(fā)投資可以顯著提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。此外，當(dāng)研發(fā)投資增加時(shí)，CEO 管理公司資源也為其謀取私利創(chuàng)造條件[28]。由此，我們提出以下假設(shè)：

H1：CEO 自戀與公司創(chuàng)新投入正相關(guān)

2.CEO 年齡的調(diào)節(jié)作用。關(guān)于CEO 年齡，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為年齡特征可以反映出豐富的個(gè)人信息。根據(jù)高階理論，高管的年齡反映在其閱歷、知識(shí)文化、經(jīng)濟(jì)等方面的差異，表現(xiàn)出其價(jià)值觀、判斷決策行為風(fēng)險(xiǎn)偏好等方面的不同。Kaplan 和Sorensen（2017）[29]的研究發(fā)現(xiàn)，高管年齡的影響主要體現(xiàn)在年齡較大的高管的管理風(fēng)格更加保守，更傾向于保守的投資決策；Charles 等（2018）[30]基于高階理論，利用元分析調(diào)查了CEO 年齡與公司戰(zhàn)略行為、未來(lái)公司業(yè)績(jī)之間的關(guān)系，年輕的CEO 會(huì)做出比較長(zhǎng)遠(yuǎn)的職業(yè)規(guī)劃，更容易做出利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的創(chuàng)新決策，而年老的CEO 則更偏向穩(wěn)健型的創(chuàng)新決策，對(duì)自己的職業(yè)預(yù)期較短，因此，鑒于年老的CEO 的決策偏向更穩(wěn)健保守，而年輕的CEO 的決策更具長(zhǎng)遠(yuǎn)性，更傾向通過(guò)加大研發(fā)投入實(shí)現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新，我們認(rèn)為年老的CEO 會(huì)比年輕的CEO 投入更少的研發(fā)支出?；诖?，我們提出如下假設(shè)：

H2：CEO 年齡越小，CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的正向關(guān)系更顯著。

3.CEO 學(xué)歷的調(diào)節(jié)作用。學(xué)歷是一個(gè)人知識(shí)和技能水平的基礎(chǔ)，也是他學(xué)到多少知識(shí)的有效證明。自高階梯隊(duì)理論提出以來(lái)，已有許多研究[31-34]證實(shí)CEO 學(xué)歷對(duì)管理者的決策有著重要影響。研發(fā)活動(dòng)具有高風(fēng)險(xiǎn)、大投資、長(zhǎng)周期的特點(diǎn)，投資于研發(fā)的管理者需要更高的能力。CEO 教育程度越高，知識(shí)量越大，視野就更加開闊，因而處理信息與決策的能力就越強(qiáng)，更容易接受創(chuàng)新的新思想，從而幫助自己做出令人滿意的決定。李國(guó)勇等（2012）[35]分析了CEO 受教育水平對(duì)企業(yè)研發(fā)投入水平的影響，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：CEO 受教育水平與企業(yè)研發(fā)投入水平顯著正相關(guān)，即教育程度高的CEO 更加重視研發(fā)活動(dòng)。文芳和胡玉明（2009）[36]認(rèn)為，創(chuàng)新機(jī)會(huì)來(lái)自于高管發(fā)現(xiàn)及處理信息的能力，而高水平的教育意味著有更高的認(rèn)知能力和技巧，以及應(yīng)變能力與信息處理能力。Wiersema 和Bantel（1992）[37]發(fā)現(xiàn)，CEO 受教育水平越高，其知識(shí)儲(chǔ)備就越豐富，收集、處理相關(guān)決策信息的能力更強(qiáng)，能更好地適應(yīng)動(dòng)態(tài)、復(fù)雜的經(jīng)營(yíng)環(huán)境。一些國(guó)內(nèi)研究也發(fā)現(xiàn)，與僅受過(guò)較低水平教育的CEO 相比，獲得大學(xué)學(xué)位的CEO 在信息處理能力和勇于接受改變方面表現(xiàn)更佳，會(huì)更加樂(lè)于進(jìn)行創(chuàng)新[38-40]。綜上所述，高學(xué)歷的CEO 更加擅長(zhǎng)利用自身知識(shí)與能力做出令人滿意的決策，從而使自己更加自信，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。基于此，我們提出假設(shè)：

H3：CEO 學(xué)歷越高，CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的正向關(guān)系更顯著。

4.CEO 持股比例的調(diào)節(jié)作用。作為一個(gè)“好壞混合”的性格，CEO 自戀的影響取決于CEO 手中的權(quán)力大小。Almeida 等（2005）[41]與權(quán)小鋒和吳世農(nóng)（2010）[42]認(rèn)為，CEO 的權(quán)利大小就是領(lǐng)導(dǎo)者個(gè)人特質(zhì)的一個(gè)重要組成部分。CEO 持股比例的大小在一定程度上決定了權(quán)力的大小。CEO 持股比例越高，CEO 的權(quán)力就越大。由于自戀型CEO 在戰(zhàn)略決策、創(chuàng)新投入方面非常大膽，也更具有決策性和前瞻力，于是高持股比例的CEO 會(huì)利用自身的資源優(yōu)勢(shì)改善經(jīng)營(yíng)狀況，識(shí)別高投資收益的項(xiàng)目，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的提高。具體而言，當(dāng)CEO 持股比例較低時(shí)，組織認(rèn)同感較低，其消極運(yùn)營(yíng)的態(tài)度會(huì)滋生懶惰情緒，僅滿足于維持目前的運(yùn)營(yíng)能力。此時(shí)CEO 為企業(yè)提供的物質(zhì)和社會(huì)支持較少，根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，不會(huì)表現(xiàn)出較高的新創(chuàng)企業(yè)績(jī)效?；诟叱止杀壤腃EO 擁有的權(quán)力越大，越能實(shí)現(xiàn)自身資源與價(jià)值來(lái)促進(jìn)創(chuàng)新，我們提出如下假設(shè)：

H4：CEO 持股比例可以正向調(diào)節(jié)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入。

5.CEO 海外背景的調(diào)節(jié)作用。與本土成長(zhǎng)起來(lái)的CEO 相比，具有海外背景的CEO 接受了海外文化的熏陶，掌握了前沿的科學(xué)文化知識(shí)和管理經(jīng)驗(yàn)，能力與心理素質(zhì)出眾。Zhang 和Rajagopalan（2010）[43]發(fā)現(xiàn)，文化能夠直接影響CEO 的價(jià)值觀念和行為決策，個(gè)人主義的價(jià)值觀念對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有顯著的正向影響。個(gè)人主義價(jià)值觀強(qiáng)調(diào)自由和競(jìng)爭(zhēng)，受此價(jià)值觀主導(dǎo)的管理者能夠更為自主地依靠個(gè)人判斷進(jìn)行決策。宋建波等（2017）[44]研究表明，海歸高管能夠提升企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，高管團(tuán)隊(duì)中海歸的人數(shù)越多、占比越大時(shí)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。具有海外背景的CEO 接受了個(gè)人主義文化熏陶，崇尚個(gè)性的自由和解放，更愿意接受新的挑戰(zhàn)，更有能力適應(yīng)不斷變化的環(huán)境。由于自戀型CEO 在決策時(shí)擁有更優(yōu)秀的能力與心理素質(zhì)，這使得有海外背景的自戀型CEO 更容易利用自己在社會(huì)人脈等方面的優(yōu)勢(shì)實(shí)施創(chuàng)新決策?；诖?，我們提出以下假設(shè)：

H5：具有海外背景的CEO 對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入具有正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2010—2019 年滬深A(yù) 股民營(yíng)上市公司的數(shù)據(jù)作為初始研究樣本。樣本篩選遵循以下原則：（1）剔除金融、保險(xiǎn)類上市公司；（2）剔除當(dāng)年交易狀態(tài)為ST、*ST 的上市公司；（3）剔除CEO 自戀指數(shù)、主要指標(biāo)不全或者缺失的上市公司。同時(shí)，本文在選擇CEO 時(shí)，僅保留在同一公司擔(dān)任3 年或3 年以上的CEO 作為樣本，經(jīng)過(guò)上述處理，共保留670個(gè)觀測(cè)值構(gòu)成的樣本。在計(jì)算過(guò)程中，為了消除異常值的影響，本文對(duì)主要連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平的Winsorize 處理。

對(duì)于本文中的CEO 自戀指數(shù)，最常用的測(cè)量方法是自戀人格量表（NPI），但上市公司CEO 通常都具有敏感性，即使有些CEO 愿意接受測(cè)試，由于社會(huì)期望，他們往往有主觀偏見。因此，本文借鑒（Chatterjee和Hambrick，2007）[10]、文東華等（2010）[45]、尤志華等（2020）[12]、薛坤坤等（2018）[46]的研究，選取以下三個(gè)客觀衡量指標(biāo)：（1）在百度頁(yè)面中搜索CEO 姓名，首頁(yè)中出現(xiàn)的CEO 獨(dú)照占所有照片的比例；（2）公司新聞主頁(yè)中，標(biāo)題中含CEO 姓名的新聞?wù)籍?dāng)年所有新聞的比例；（3）CEO 薪酬與公司第二高管薪酬的比例。其中，獨(dú)照和新聞標(biāo)題來(lái)源于百度等搜索引擎，第二高管薪酬及其他財(cái)務(wù)指標(biāo)均來(lái)源于CSMAR國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。使用Stata 16 處理相關(guān)數(shù)據(jù)，并進(jìn)行計(jì)量分析。

（二）變量定義

1.因變量：研發(fā)投入rd。借鑒劉良燦等（2018）[47]，尤志華等（2020）[12]的做法，主要采用企業(yè)研發(fā)投入金額占營(yíng)業(yè)收入的比值來(lái)衡量企業(yè)創(chuàng)新投入的水平。

2.自變量：CEO 自戀指數(shù)Ceonar。借鑒Chatterjee和Hambrick（2007）[10]的做法，將上文所述的三個(gè)衡量指標(biāo)各自標(biāo)準(zhǔn)化后求平均值合成CEO 自戀指數(shù)，考慮到CEO 在任職當(dāng)年存在職位交替等影響因素，因此本文選取CEO 任職后第二年和第三年的自戀指數(shù)求平均值作為其自戀程度。

3.調(diào)節(jié)變量：借鑒已有研究（Zhang 和Rajagopalan，2010）[43]；潘安成（2009）[48]；薛坤坤等（2018）[46]；喬朋華等（2019）[14]；許為賓等（2021）[49]，選取以下對(duì)CEO自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入有重要影響的指標(biāo)：①CEO 年齡（Ceoage）②CEO 學(xué)歷（Ceoedu）。賦值1～6。大專及以下取1，大專學(xué)歷取2，本科取3，碩士及MBA 取4，博士取5，博士后及以上取6。③CEO 持股比例（Ceoshareholding）：CEO 在企業(yè)中持股的比例。④CEO海外背景（Ceooverseas）：?jiǎn)∽兞?，有海外背景?，沒有取0。

4.控制變量：借鑒已有研究薛坤坤等（2018）[46]；許為賓等（2021）[49]；喬朋華等（2019）[14]，選取以下可能會(huì)對(duì)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響的因素，作為控制變量。（1）董事平均年齡（Boardage）：按照企業(yè)將公司董事年齡求平均數(shù)。（2）董事平均學(xué)歷（Boardedu）：按照企業(yè)將每個(gè)企業(yè)的董事的學(xué)歷求平均數(shù)。大專及以下取1，大專學(xué)歷取2，本科取3，碩士及MBA 取4，博士取5，博士后及以上取6。（3）董事海外背景比例（Boardoverseas）：?jiǎn)∽兞?，有海外背景?，沒有取0。（4）女性董事占比（Rof）：每個(gè)企業(yè)董事會(huì)中女性董事人數(shù)占全部董事的比例。（5）股權(quán)集中度（Shrcr）：公司第一大股東持股比例。（6）企業(yè)成長(zhǎng)性（Growth）：（第t 年?duì)I業(yè)收入—第t-1 年?duì)I業(yè)收入）/ 第t-1 年?duì)I業(yè)收入。（7）企業(yè)規(guī)模（Size）：總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)。（8）盈利能力（Roa）：凈利潤(rùn)/ 總資產(chǎn)。此外，模型中還加入了行業(yè)和時(shí)間虛擬變量用來(lái)消除行業(yè)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的影響。具體變量定義如表1 所示。

表1 變量定義表

（三）模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證假設(shè)H1，構(gòu)建模型（1）：

為了驗(yàn)證假設(shè)H2，構(gòu)建模型（2）：

為了驗(yàn)證假設(shè)H3，構(gòu)建模型（3）：

為了驗(yàn)證假設(shè)H4，構(gòu)建模型（4）：

其中，模型1 用來(lái)檢驗(yàn)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的主效應(yīng)，模型2～ 模型5 分別用來(lái)檢驗(yàn)CEO 年齡、CEO 學(xué)歷、CEO 持股比例以及CEO 海外背景的調(diào)節(jié)作用；在調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中，我們參照喬朋華等（2019）[14]的方法，用解釋變量乘以調(diào)節(jié)變量作為交互項(xiàng)帶入模型中驗(yàn)證，β0～β11是模型參數(shù)，ε 為干擾項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

表2 列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯髽I(yè)研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比例（rd）最大值是52.67%，最小值只有0.020%，可見不同的企業(yè)對(duì)創(chuàng)新投入的差異較大；均值為4.798%，說(shuō)明研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入的比值總體占比較低；標(biāo)準(zhǔn)差為5.216，說(shuō)明不同企業(yè)創(chuàng)新投入的水平差異較大。CEO 自戀指數(shù)的最大值為2.786，最小值為0.0087，表明不同CEO 的自戀程度有一定的差異；平均值為0.629，標(biāo)準(zhǔn)差為0.298，說(shuō)明企業(yè)的CEO 均有一定程度的自戀傾向且存在變化差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3 給出了主要變量的相關(guān)性分析。由表3 可知，rd 與Nar 的相關(guān)性系數(shù)為0.085，在5%的水平下顯著，表明CEO 自戀會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，初步驗(yàn)證了假設(shè)（1）。Ceoedu 與rd 的相關(guān)系數(shù)為0.152，在1%的水平下顯著，表明CEO 教育程度會(huì)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。Ceoshareholding 與rd 的相關(guān)系數(shù)為0.144，在1%的水平上顯著，但需要進(jìn)一步驗(yàn)證。除此之外，由變量的相關(guān)系數(shù)矩陣可得，變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都小于0.3。另外，本文經(jīng)過(guò)VIF檢驗(yàn)后，未經(jīng)列示的結(jié)果顯示所有變量的方差膨脹因子均在1～2 之間，均值為1.14，遠(yuǎn)小于10，進(jìn)一步說(shuō)明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。因此可以做進(jìn)一步檢驗(yàn)。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

（二）多元回歸分析

1.CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入。本文采用OLS 回歸對(duì)假設(shè)1 進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4 列（1）所示?？梢钥吹?，CEO 自戀與創(chuàng)新投入的估值系數(shù)為2.60，在5%的水平上正相關(guān)；表明CEO 自戀程度越高，企業(yè)創(chuàng)新投入水平也越高，假設(shè)H1 得到支持。

2.CEO 年齡的調(diào)節(jié)作用。CEO 年齡與CEO 自戀和企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果如表4 列（2）所示，由表可知，CEO 自戀（Nar）與企業(yè)創(chuàng)新投入（rd）的系數(shù)為2.47，在10%的水平上正相關(guān)，交乘項(xiàng)（Nar*ceoage）與rd 的系數(shù)為-2.08，在10%的水平上顯著，表明CEO 年齡對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即CEO 年齡越小，對(duì)CEO 自戀與創(chuàng)新投入的影響越顯著。假設(shè)H2 得到驗(yàn)證。

3.CEO 學(xué)歷的調(diào)節(jié)作用。CEO 學(xué)歷與CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果如表4 列（3）所示，可以看出，CEO 自戀（Nar）與企業(yè)創(chuàng)新投入（rd）的系數(shù)為2.09，在10%的水平上正相關(guān)，交乘項(xiàng)（Nar*ceoedu）的系數(shù)為1.419，在5%的水平上顯著，該結(jié)果表明，CEO 學(xué)歷對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入有顯著正向影響，即CEO 學(xué)歷越高，對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的影響效果越顯著。假設(shè)H3 得到證實(shí)。

4.CEO 持股比例對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。表4 列（4）為CEO 持股比例對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果，可以看到，主效應(yīng)CEO自戀（Nar）與企業(yè)創(chuàng)新投入的系數(shù)為2.13，在10%的水平上正相關(guān)，而交乘項(xiàng)（Nar*ceoshareholding）的系數(shù)為-0.017，不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著，表明CEO 持股比例對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的影響很小，難以達(dá)到顯著水平，假設(shè)H4 未得到驗(yàn)證。分析其原因，存在一個(gè)利潤(rùn)趨同假說(shuō)，即持有高股份有助于實(shí)現(xiàn)高級(jí)管理人員與股東之間的利潤(rùn)趨同。如果高級(jí)管理人員持有公司的大部分股票，他們就會(huì)利用他們的職位實(shí)現(xiàn)工作消耗，以股東財(cái)富為杠桿，追求價(jià)值最大化。除此之外，因?yàn)楣芾碚咭渤袚?dān)偏離股東利益行為的后果，因此CEO 持股大小可能并不影響CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的正向關(guān)系。

5.CEO 海外背景對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。表4 列（5）為CEO 海外背景對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果，可以看出，主效應(yīng)CEO自戀（Nar）與企業(yè)創(chuàng)新投入的系數(shù)為2.45，在10%的水平下顯著。交乘項(xiàng)（Nar*ceooverseas）的系數(shù)為0.16，不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著，表明CEO 海外背景并未對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響，假設(shè)H5 未得到驗(yàn)證。這有可能是因?yàn)镃EO 在做出創(chuàng)新投入決策時(shí)，并不受海外背景的影響，當(dāng)前國(guó)內(nèi)市場(chǎng)更加開放，CEO 偏向積極的創(chuàng)新投入決策是由市場(chǎng)大環(huán)境造成的，并不是海外背景造成的。雖然國(guó)外的教育水平和文化水平與國(guó)內(nèi)相比有一定的優(yōu)勢(shì)，但不同的國(guó)內(nèi)形勢(shì)可能并不利于海外背景作用的發(fā)揮，因此CEO 自戀與創(chuàng)新投入并不受CEO 是否有海外背景的影響。

表4 回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

（1）關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新投入方面，上文用研發(fā)投入金額占營(yíng)業(yè)收入的比例來(lái)衡量。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，借鑒李春濤（2020）[50]的做法，用研發(fā)投入金額占總資產(chǎn)的比值作為替代變量，并帶入模型中進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果并沒有顯著差異。

（2）考慮到CEO 上任的滯后效應(yīng)，本文將創(chuàng)新投入滯后一期，并重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果并沒有顯著差異。

五、結(jié)論與建議

本文采用2010—2019 年民營(yíng)上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究自戀型CEO 對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。結(jié)果表明，CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入存在正相關(guān)性；同時(shí)，CEO 年齡對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入有負(fù)向調(diào)節(jié)作用；CEO 學(xué)歷對(duì)CEO 自戀與企業(yè)創(chuàng)新投入有正向調(diào)節(jié)作用。

基于以上研究，針對(duì)當(dāng)前企業(yè)引進(jìn)人才現(xiàn)狀，我們提出以下建議：

第一，在大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新的新時(shí)代背景下，企業(yè)在聘任CEO 時(shí)，不應(yīng)只局限于個(gè)人能力的考察，也要關(guān)注CEO 的性格心理特征，進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)。例如當(dāng)企業(yè)面臨轉(zhuǎn)型時(shí)，不妨聘任大膽創(chuàng)新勇于改革型的CEO，有助于幫助企業(yè)度過(guò)轉(zhuǎn)型期，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。

第二，在組建企業(yè)管理團(tuán)隊(duì)時(shí)，應(yīng)重視年齡學(xué)歷社會(huì)資本等特征，并增加此類高管人才儲(chǔ)備。創(chuàng)新企業(yè)、高新技術(shù)企業(yè)的原動(dòng)力就是創(chuàng)新，為激勵(lì)高管，需要建立健全獎(jiǎng)懲機(jī)制和內(nèi)部控制制度。這促進(jìn)了首席執(zhí)行官、高級(jí)管理團(tuán)隊(duì)和董事會(huì)之間的溝通、協(xié)調(diào)和協(xié)作，提高決策規(guī)劃的可行性，確保研發(fā)投入的有效性。

除此之外，鑒于自戀是一種非常復(fù)雜的性格特征，本文通過(guò)手工搜集的自戀數(shù)據(jù)可能存在一定誤差，無(wú)法全面涵蓋自戀的特質(zhì)，只能反映出部分自戀的特質(zhì)，有待進(jìn)一步完善；另外，本文只探討了CEO 個(gè)人特征對(duì)CEO 自戀與創(chuàng)新投入關(guān)系的影響，要想系統(tǒng)厘清CEO 自戀對(duì)創(chuàng)新投入的作用機(jī)制，還需要在模型中納入跨層次調(diào)節(jié)變量或中介變量，豐富現(xiàn)有的理論成果。