劉小元 于宴周

一、引言

企業(yè)戰(zhàn)略變革是中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要微觀基礎(chǔ)(鞏鍵等，2016[1])，也是企業(yè)應(yīng)對環(huán)境變化獲取可持續(xù)競爭優(yōu)勢的重要途徑(Johnson等，2003[2]；韻江和寧鑫，2020[3])。企業(yè)戰(zhàn)略變革一直是戰(zhàn)略管理領(lǐng)域的焦點議題(Wu等，2019[4]；Müller和Kunisch，2018[5])。雖然企業(yè)戰(zhàn)略變革是外部環(huán)境與內(nèi)部資源條件等因素綜合作用的結(jié)果，但其中作為高管團(tuán)隊核心與決策主體的CEO卻是影響戰(zhàn)略變革的核心因素(連燕玲和賀小剛，2015[6]；韻江和寧鑫，2020[3])。根據(jù)高階梯隊理論(upper echelons theory)的觀點，高層管理者的特征(包括價值觀、人格特質(zhì)和人口背景特征等)會對企業(yè)戰(zhàn)略決策和組織績效等產(chǎn)生影響(Hambrick和Mason，1984[7])。與人口背景特征比較，CEO的人格特質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略決策影響更大(Engelen等，2016[8])。因此，遵循高階梯隊理論的思想，CEO的人格特質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響機(jī)理逐漸成為戰(zhàn)略管理的研究熱點(Herrmann 和 Nadkarni，2014[9])，已有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)CEO的自戀(Zhu 和 Chen，2015[10]；吳建祖和龔敏，2018[11])、過度自信(韻江等，2021[12])對企業(yè)戰(zhàn)略變革具有顯著的正向影響。雖然已有學(xué)者證實了CEO開放性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(劉良燦等，2018[13])、國際化程度(陳志紅等，2020[14])的促進(jìn)作用，但現(xiàn)有文獻(xiàn)中缺乏探究CEO開放性這一重要人格特質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略變革影響機(jī)理方面的成果 。

雖然CEO是影響企業(yè)戰(zhàn)略變革的關(guān)鍵因素，但是企業(yè)戰(zhàn)略決策是決策主體和環(huán)境之間持續(xù)互動作用的結(jié)果(韻江和寧鑫，2020[3])。特質(zhì)激活理論(trait activation theory)表明，決策主體的人格特質(zhì)會隨著不同的情境而呈現(xiàn)出差異性的激活程度，情境能夠發(fā)揮增強或減弱人格特質(zhì)對戰(zhàn)略決策或戰(zhàn)略行為的作用(Tett 和 Burnett，2003[15])。其中，績效期望落差和CEO權(quán)力是影響企業(yè)戰(zhàn)略決策的重要組織情境因素。因此，在探討CEO開放性特質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響時，需要分析績效期望落差和CEO權(quán)力對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

基于上述原因，筆者運用高階梯隊理論和特質(zhì)激活理論，構(gòu)建CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革影響機(jī)理的研究模型，采用中國A股上市公司為研究樣本的數(shù)據(jù)，實證檢驗CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響以及績效期望落差與CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

(一)CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響

CEO開放性是CEO重要的人格特質(zhì)之一，指CEO善于改變組織現(xiàn)狀、尋求新的制度體系和戰(zhàn)略方向的個性特征(Hambrick等，1993[16])。高階梯隊理論表明，高層管理者個體的主觀認(rèn)知和價值觀會影響自身視野、格局以及對自身所處環(huán)境的判斷，進(jìn)而影響企業(yè)戰(zhàn)略決策和組織績效(Hambrick和Mason，1984[7])。企業(yè)戰(zhàn)略變革指企業(yè)在多個關(guān)鍵戰(zhàn)略維度上資源分配模式的整體變化(Zhang，2006[17]；Zhang和Rajagopalan，2010[18])，涉及企業(yè)與外部環(huán)境之間的匹配性在形式、質(zhì)量和狀態(tài)等維度隨時間發(fā)生的特定變化(Van de Ven和Poole，1995[19])。雖然企業(yè)戰(zhàn)略變革的決策和實施是由高管層整體負(fù)責(zé)，但CEO是高管團(tuán)隊中最有權(quán)力的成員，通常能夠通過影響其他高層管理者的決策來影響企業(yè)的重要戰(zhàn)略決策(Finkelstein,1992[20])。因此，企業(yè)戰(zhàn)略變革在很大程度上反映了CEO的個人特質(zhì)和意愿。具體而言，CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響體現(xiàn)在以下幾個方面。

首先，開放性的CEO能夠培育企業(yè)戰(zhàn)略變革的氛圍和文化。企業(yè)戰(zhàn)略變革意味著企業(yè)對新的戰(zhàn)略方向或業(yè)務(wù)的嘗試，結(jié)果具有高度的不確定性。開放性CEO絕大多數(shù)具有強烈的好奇心，非常重視不尋常的思維過程(McCrae和Costa，1987[21])。開放性的CEO擁有區(qū)別于其他類型CEO的價值觀、信仰和意識(Hambrick和Mason，1984[7])，具有根據(jù)企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境變化改變組織慣性，追求組織創(chuàng)新和戰(zhàn)略變革的強烈信念，進(jìn)而通過營造組織氛圍來促進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略變革。O'Reilly等(2014)[22]研究發(fā)現(xiàn)，開放性程度高的CEO鼓勵創(chuàng)新，重視塑造創(chuàng)新與冒險的企業(yè)文化，這意味著一成不變保持組織慣性并不是這類CEO的最優(yōu)戰(zhàn)略決策。

其次，開放性的CEO更有助于企業(yè)形成戰(zhàn)略變革的決議和推進(jìn)戰(zhàn)略變革的實施。一方面，企業(yè)戰(zhàn)略變革決議的形成通常是由部分高管團(tuán)隊成員提出，而由高管團(tuán)隊整體做出，這需要CEO能夠理解和接受來自其他高層管理者的建議和觀點。開放性的CEO通常能夠感知環(huán)境變化的新動向，理解和接受來自其他人的觀點和建議(McCrae和Costa，1987[21])，更容易接受新的事物、想法和思維方式等(George和Zhou，2001[23])，識別和抓住新機(jī)遇(Shane等，2010[24])，而這對企業(yè)戰(zhàn)略變革決議的形成至關(guān)重要(Nadkarni和Narayanan，2007[25])。開放性CEO強調(diào)所有高管團(tuán)隊成員參與信息交流，并且樂于接受和依賴團(tuán)隊集體決策(Kickul和Neuman，2000[26])，這有助于企業(yè)戰(zhàn)略變革決議的最終形成。相比較，對新穎觀點和新事物持消極態(tài)度的CEO，決策視野相對狹窄，在決策信息選擇和分析時容易產(chǎn)生較大偏差(Tett和Burnett，2003[15])，偏好根據(jù)過往經(jīng)驗應(yīng)對環(huán)境動態(tài)的變化，這將對企業(yè)戰(zhàn)略變革決議的形成造成障礙(Shimizu和Hitt，2004[27])。另一方面，開放性的CEO更加有助于企業(yè)戰(zhàn)略變革的實施。開放性的CEO處于高管團(tuán)隊的核心位置，通常具有較強的人格魅力，高度重視團(tuán)隊建設(shè)，善于鼓勵和激發(fā)團(tuán)隊成員對企業(yè)戰(zhàn)略變革提議的思考、交流和討論(Schilpzand等，2011[28])，進(jìn)而提高企業(yè)戰(zhàn)略變革提議在高管團(tuán)隊中的接受程度，這將減少企業(yè)實施戰(zhàn)略變革的內(nèi)部阻力。

最后，開放性的CEO能夠為企業(yè)戰(zhàn)略變革的實施提供資源支持。CEO的外部社會資本對企業(yè)獲取可持續(xù)競爭優(yōu)勢發(fā)揮著重要作用。開放性CEO 更加擅長拓展和利用外部社會網(wǎng)絡(luò)為企業(yè)獲得更多的各種資源(Carpenter和Westphal，2001[29])，為企業(yè)實施戰(zhàn)略變革提供資源支持。同時，開放性的CEO會更有意識利用外部社會網(wǎng)絡(luò)，搜尋對企業(yè)發(fā)展有利的各類信息(連燕玲和賀小剛，2015[6])，這有助于企業(yè)開辟新的業(yè)務(wù)或市場，為企業(yè)在各業(yè)務(wù)單元的資源重新配置提供支撐。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

H1：CEO的開放性程度越高，企業(yè)戰(zhàn)略變革程度越大。

(二)績效期望落差和CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

高階梯隊理論為解釋CEO人格特質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略決策的影響提供了基礎(chǔ)，但是組織情境和決策主體的個體特質(zhì)并不是孤立存在的。特質(zhì)激活理論詮釋了個體人格特質(zhì)是如何與權(quán)變的組織情境進(jìn)行交互作用，進(jìn)而促使個體表現(xiàn)出相應(yīng)的工作行為和工作績效(Tett 和 Burnett，2003[15])，為探尋CEO人格特質(zhì)影響企業(yè)戰(zhàn)略決策的情境因素提供了有力的理論依據(jù)(韻江和寧鑫，2020[3])。根據(jù)特質(zhì)激活理論的觀點，個體特質(zhì)所表達(dá)的外部行為受到組織情境的影響，組織情境因素提供了和個體特質(zhì)一致或相反的條件，對個體特質(zhì)與行為關(guān)系發(fā)揮激活或削弱的作用(Tett 和 Burnett，2003[15])?？冃谕洳詈虲EO權(quán)力是影響企業(yè)戰(zhàn)略決策的關(guān)鍵性組織情境因素。因此，為更深入分析CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響，本文采用特質(zhì)激活理論，探究績效期望落差和CEO權(quán)力對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

1.績效期望落差的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

績效期望落差指企業(yè)實際績效低于期望績效的程度(Ref 和Shapira，2017[30])?？冃谕洳钤酱?，表明當(dāng)前企業(yè)績效與期望績效水平的差距越大，意味著企業(yè)處于經(jīng)營不善或現(xiàn)有戰(zhàn)略存在偏差的不利狀態(tài)。根據(jù)特質(zhì)激活理論的觀點，個體特質(zhì)在不同的情境中具有差異性的激活程度，情境能夠發(fā)揮增強或減弱個體特質(zhì)對行為的作用(Tett 和 Burnett，2003[15])?？冃谕洳钍怯绊懫髽I(yè)戰(zhàn)略決策的重要組織情境之一，是以CEO為核心的高管團(tuán)隊判斷企業(yè)經(jīng)營狀況的重要依據(jù)。根據(jù)績效反饋理論的觀點，高管團(tuán)隊通過評估績效期望落差的大小來決定后續(xù)的行為選擇(Cyert和March，1963[31])。當(dāng)績效期望落差較大時，即企業(yè)績效低于期望績效水平時，CEO領(lǐng)導(dǎo)的高管團(tuán)隊將低于期望績效水平的狀態(tài)界定為“經(jīng)營不善或損失”狀態(tài)，會促使高管團(tuán)隊進(jìn)行經(jīng)營問題的搜尋、分析和判斷，進(jìn)而采取戰(zhàn)略性行動來改善業(yè)績不佳的被動局面(Greve，1998[32])。因此，本文認(rèn)為隨著績效期望落差越大，開放性CEO進(jìn)行戰(zhàn)略變革的動機(jī)也會增強。

具體而言，第一，開放性的CEO面對較大的績效期望落差時，會產(chǎn)生危機(jī)感和自責(zé)心理，主動尋求變革，搜尋、判斷和實施戰(zhàn)略決策改善企業(yè)經(jīng)營不善的局面。CEO是高管團(tuán)隊的核心和企業(yè)戰(zhàn)略決策的核心人物，對企業(yè)績效進(jìn)行解釋和負(fù)責(zé)(孫玥璠等，2019[33])。CEO評估績效期望落差時，實際上對標(biāo)兩個“參照點”，分別是企業(yè)歷史績效和行業(yè)平均績效(連燕玲等，2015[34])。當(dāng)企業(yè)當(dāng)前績效低于歷史績效時，意味著延續(xù)既往的經(jīng)營戰(zhàn)略已經(jīng)難以達(dá)到過去同期水平；當(dāng)企業(yè)當(dāng)前績效低于行業(yè)平均績效時，說明企業(yè)在某層次的戰(zhàn)略與行業(yè)競爭對手比已經(jīng)處于落后狀態(tài)。因此，當(dāng)績效期望落差較大時，開放性CEO會具有更強的危機(jī)感和自責(zé)心理，為減少績效期望落差實現(xiàn)預(yù)期績效目標(biāo)而付出更多努力(Lant等，1992[35])，突破阻力進(jìn)行戰(zhàn)略變革謀求企業(yè)發(fā)展的動機(jī)會增強。第二，開放性CEO面對較大的績效期望落差時，更容易接受來自董事會和其他利益相關(guān)者的監(jiān)督、意見或建議，更愿意推動戰(zhàn)略變革改善業(yè)績不利局面。CEO領(lǐng)導(dǎo)的高管團(tuán)隊負(fù)責(zé)企業(yè)戰(zhàn)略的制定和實施，受到董事會和其他利益相關(guān)者的監(jiān)督。當(dāng)企業(yè)績效和期望績效水平差距較大時，代表股東利益的董事會會質(zhì)疑當(dāng)前戰(zhàn)略的合理性(Oliver，1992[36])，進(jìn)而督促CEO領(lǐng)導(dǎo)高管團(tuán)隊對目前的企業(yè)戰(zhàn)略進(jìn)行調(diào)整以扭轉(zhuǎn)企業(yè)經(jīng)營不善的局面。鑒于此，本文提出假設(shè)2：

H2：績效期望落差對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用。

2.CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)作用。

權(quán)力指個人在特定關(guān)系或組織中施加影響，發(fā)揮作用和實現(xiàn)目標(biāo)的能力(Pfeffer，1981[37])。CEO是企業(yè)重要的戰(zhàn)略決策主體，能通過自身的權(quán)力對企業(yè)戰(zhàn)略決策施加影響。CEO權(quán)力越大，企業(yè)戰(zhàn)略決策的方向越體現(xiàn)出個人偏好和利益導(dǎo)向(董靜等，2020[38])。根據(jù)特質(zhì)激活理論的觀點，CEO權(quán)力作為一種重要的組織情境因素，會負(fù)向調(diào)節(jié)CEO開放性和企業(yè)戰(zhàn)略變革之間的關(guān)系。

具體而言，首先，CEO權(quán)力越大，越會將注意力的重點放在維護(hù)自身權(quán)力和規(guī)避風(fēng)險上，從而缺乏推動戰(zhàn)略變革的意愿。和“按部就班”的相對安全性相比，戰(zhàn)略變革的高風(fēng)險性和結(jié)果的高度不確定性會進(jìn)一步加強CEO對戰(zhàn)略現(xiàn)狀的承諾(Henderson和Fredrickson，1996[39])。CEO 需要對企業(yè)戰(zhàn)略變革的結(jié)果負(fù)責(zé)，當(dāng)自身權(quán)力較大時，為了維護(hù)自身的權(quán)力、聲譽和地位，而不愿意進(jìn)行冒險性的戰(zhàn)略變革行動(張維今等，2018[40])。另外，權(quán)力較大的CEO會削弱董事會對企業(yè)戰(zhàn)略變革的積極影響和監(jiān)督(Haynes和Hillman，2010[41])，也更有能力遏制其他高管團(tuán)隊成員的戰(zhàn)略變革提議(孫玥璠等，2019[33])。其次，受到行業(yè)規(guī)則的約束，權(quán)力大的CEO更愿意維持現(xiàn)狀，不愿意進(jìn)行戰(zhàn)略變革。CEO的戰(zhàn)略決策通常也受到行業(yè)規(guī)則或行業(yè)現(xiàn)狀的約束，往往會依附于行業(yè)所形成的規(guī)則(Carpenter，2000[42])，而不愿意去推動戰(zhàn)略變革破壞行業(yè)穩(wěn)定局面。同時，行業(yè)內(nèi)企業(yè)戰(zhàn)略的趨同性也會降低CEO推動戰(zhàn)略變革的意愿。權(quán)力大的CEO更有能力抵制戰(zhàn)略變革的提議，從而控制企業(yè)的整體戰(zhàn)略方向。因此，權(quán)力大的CEO更有能力保持企業(yè)既定戰(zhàn)略按照行業(yè)規(guī)則穩(wěn)定發(fā)展，來保護(hù)行業(yè)的良性競爭和自身地位。最后，權(quán)力大的CEO為獲取高額報酬而不愿意冒險進(jìn)行高風(fēng)險性的戰(zhàn)略變革。企業(yè)戰(zhàn)略變革涉及業(yè)務(wù)調(diào)整和資源的重新配置，結(jié)果具有高度的不確定性，戰(zhàn)略變革可能失敗而導(dǎo)致企業(yè)績效更加糟糕。CEO需要對戰(zhàn)略變革承擔(dān)領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任，一旦戰(zhàn)略變革失敗，董事會會通過降低CEO薪酬甚至解聘CEO進(jìn)行問責(zé)。因此，權(quán)力大的CEO為了維持現(xiàn)有薪酬水平和規(guī)避業(yè)績下滑的責(zé)任，會運用自身權(quán)力維持戰(zhàn)略現(xiàn)狀，甚至抵制戰(zhàn)略變革。已有研究發(fā)現(xiàn)，兼任董事長的CEO會因堅持現(xiàn)有戰(zhàn)略而獲得更高的報酬(Grossman和Cannella，2006[43])。據(jù)此，本文提出假設(shè)3：

H3：CEO權(quán)力對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革的關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)上述研究假設(shè)，構(gòu)建本文的研究模型(如圖1所示)。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

由于2006年2月15日中國大陸地區(qū)頒發(fā)了38項準(zhǔn)則并基本建立起一套關(guān)于上市公司會計制度的規(guī)范體系，所以本文將2007—2019年中國A股上市公司作為研究的初始樣本，樣本數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了獲得更加可靠的樣本，對初始樣本進(jìn)行如下處理：(1)剔除金融行業(yè)的公司；(2)刪除上市年限不足3年的公司；(3)刪除企業(yè)性質(zhì)無法判斷的公司；(4)剔除 ST 或 PT 的公司；(5)刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本。同時，對企業(yè)戰(zhàn)略變革程度、CEO開放性和CEO權(quán)力三個主要變量進(jìn)行1%的縮尾處理。最終獲得2 132家上市公司的15 561個觀測值。

(二)變量設(shè)計與測量

1.被解釋變量。

被解釋變量是企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)。資源分配是企業(yè)戰(zhàn)略決策的重要體現(xiàn)，企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)根據(jù)企業(yè)在戰(zhàn)略資源分配上的年度區(qū)間波動性衡量(連燕玲等，2015[34])。借鑒已有研究(Richard等，2019[44]；韻江和寧鑫，2020[3])計算企業(yè)戰(zhàn)略變革指標(biāo)。具體如下：首先，獲得六個戰(zhàn)略資源的關(guān)鍵維度，分別為庫存水平(存貨/營業(yè)收入)、廣告投入力度(銷售費用/營業(yè)收入)、間接費用率(管理費用/營業(yè)收入)、研發(fā)投入力度(無形資產(chǎn)凈值/營業(yè)收入)、固定資產(chǎn)更新度(固定資產(chǎn)凈值/固定資產(chǎn)總值)及財務(wù)杠桿系數(shù)(負(fù)債/所有者權(quán)益)。其次，用每個關(guān)鍵維度t年的數(shù)值減去t-1年的數(shù)值，并對計算的結(jié)果用行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行調(diào)整。然后，對調(diào)整后的數(shù)值取絕對值并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。最后，將處理后的數(shù)值相加取平均值得到衡量企業(yè)戰(zhàn)略變革程度的指標(biāo)。

2.解釋變量。

解釋變量是CEO開放性(Ceoopen)。本文借鑒Datta等(2003)[45]的方法進(jìn)行測量。具體而言，選擇CEO的年齡、任期和受教育水平來衡量開放性程度。CEO年齡采用從CEO出生到統(tǒng)計年份的年數(shù)來衡量。任期采用CEO在公司連續(xù)任職的月份總數(shù)來衡量。CEO受教育水平根據(jù)CEO獲得的最高學(xué)歷水平測量：1=中專，2=大專，3=本科，4=碩士，5=博士。具體方式如下：首先，將 CEO的年齡和任期的數(shù)值乘以負(fù)一，確保兩項指標(biāo)對CEO開放性程度的影響方向與CEO受教育水平保持一致。其次，對轉(zhuǎn)換后的兩項指標(biāo)和CEO受教育水平進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。最后，將三個標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)值相加測量 CEO開放性。

3.調(diào)節(jié)變量。

調(diào)節(jié)變量包括績效期望落差(Lag)和CEO權(quán)力(Ceopower)。

績效期望落差(Lag)即為企業(yè)實際績效Pit低于設(shè)定的期望績效Ait的程度。以往關(guān)于績效反饋的研究通常用ROA來衡量公司財務(wù)績效。本文借鑒以往的研究(連燕玲等，2015[34]；Ref和Shapira，2017[30]；王菁等，2014[46])，將歷史期望落差和社會期望落差相結(jié)合，形成一個綜合指標(biāo)衡量期望績效，其公式為：

Ait-1=(1-α1)SAit-1+α1HAit-1

(1)

SAit-1表示t-1年的社會期望績效，以除企業(yè)自身外行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)實際績效的平均值衡量。HAit-1代表t-1年的歷史期望績效，以t-2年的實際績效衡量，α1表示權(quán)重。借鑒王菁等(2014)[46]的研究，經(jīng)過計算得α1為0.5。因為本文主要研究績效期望落差對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革程度關(guān)系的影響，所以選取t-1期的績效期望落差的數(shù)值作為指標(biāo)，這也是解決模型內(nèi)生性的方法之一。另外，當(dāng)Pit-1-Ait-1大于0時，表示企業(yè)沒有績效期望落差，lagit-1等于0；當(dāng)Pit-1-Ait-1小于0時，表示企業(yè)存在期望落差，lagit-1等于Pit-1-Ait-1的絕對值。

對CEO權(quán)力(Ceopower)的測量，本文在Finkelstein(1992)[20]所開發(fā)的權(quán)力模型的基礎(chǔ)上借鑒了權(quán)小峰和吳世農(nóng)(2010)[47]對CEO權(quán)力的計算方法。該方法已被證實在中國情境下更加合適(張明等，2020[48])。本文選取了CEO四類重點權(quán)力維度的八個虛擬變量計算CEO權(quán)力的指標(biāo)，具體解釋和計算過程如下。

(1)組織權(quán)力。每一個企業(yè)都有自身的層級結(jié)構(gòu)，組織權(quán)力就是在這種結(jié)構(gòu)中衍生出來的。CEO處于層級結(jié)構(gòu)中的頂端位置，可以運用層級位置所賦予的組織權(quán)力對下屬施加影響的同時也對企業(yè)資源進(jìn)行管理。本文使用CEO是否兼任董事長以及 CEO 是否兼任公司董事來衡量其組織權(quán)力，前者主要為層級位置賦予的權(quán)力，后者主要代表董事所賦予的權(quán)力。

(2)專家權(quán)力。專家權(quán)力主要體現(xiàn)了CEO對企業(yè)內(nèi)外部各種復(fù)雜情況的處理能力。本文采用CEO是否擁有高級職稱以及 CEO 的任職時長兩個虛擬變量進(jìn)行衡量。具有高級職稱的CEO具有更強的專業(yè)信息處理能力。CEO任期相對較長時，會逐漸組建以自身為核心的高管團(tuán)隊，提高自身的權(quán)力水平。

(3)所有制權(quán)力。所有制權(quán)力從內(nèi)部和外部兩個指標(biāo)進(jìn)行衡量。內(nèi)部指標(biāo)主要指CEO持有公司股份狀況。當(dāng)CEO持有更多股份時，CEO不僅是公司的高級管理者，同時也是公司股東，其自身權(quán)力會變大。特別是，當(dāng)CEO持有的股份到一定比例時，會削弱董事會的監(jiān)督。中國企業(yè)股權(quán)激勵起步較晚，大多數(shù)CEO持股水平較低。因此，本文使用CEO是否持股的虛擬變量來衡量內(nèi)部所有制權(quán)力。外部指標(biāo)主要指機(jī)構(gòu)投資者持有的股份。機(jī)構(gòu)投資者近些年在我國資本市場發(fā)展迅速，影響力日益增大，逐漸成為監(jiān)督CEO的外部力量。因此，本文選取了機(jī)構(gòu)投資者持股是否低于行業(yè)中位數(shù)來衡量CEO的外部所有制權(quán)力。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持股水平低于行業(yè)中位數(shù)時，CEO受到的外部監(jiān)督會較弱，自身權(quán)力相對更大。

(4)聲譽權(quán)力。聲譽權(quán)力主要來自外界對CEO的肯定和支持。換言之，企業(yè)CEO是否為行業(yè)認(rèn)可的管理精英。聲譽權(quán)力大的 CEO通常更容易獲得社會的信任，能更輕松地應(yīng)對外部不確定性的影響。同時，董事會和外部利益相關(guān)者對聲譽高的CEO更加重視和認(rèn)同，因而形成了CEO的聲譽權(quán)力。本文選取CEO是否擁有高學(xué)歷與是否在外兼職兩個虛擬變量進(jìn)行衡量。本文所界定的高學(xué)歷指碩士及以上學(xué)歷。另外，CEO能通過在其他企業(yè)或組織兼職提高自身的社會聲譽。

因此，本文結(jié)合四個權(quán)力維度的八個虛擬變量，將它們相加后取平均值，用來測量CEO權(quán)力(如表1所示)。

表1 CEO權(quán)力指標(biāo)

4.控制變量。

借鑒企業(yè)戰(zhàn)略變革(張明等，2020[48]；祝振鐸等，2018[49])、CEO人格特質(zhì)(Harrison等，2020[50])和CEO權(quán)力(權(quán)小峰和吳世農(nóng)，2010[47])等相關(guān)研究，本文選取企業(yè)規(guī)模(Fsize)、企業(yè)年齡(Flife)、董事會規(guī)模(Boardsize)、股權(quán)集中度(Oncon)、獨立董事比例(Indp)、企業(yè)性質(zhì)(SOE)、投資機(jī)會(TobQ)和CEO性別(Gender)作為控制變量。另外，本文還控制行業(yè)(Industry)和年度(Year)的影響。各變量定義和測量如表2所示。

表2 變量定義和測量

四、實證結(jié)果分析與討論

(一)描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

表3 是變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。表3顯示，企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)的均值為-0.022，標(biāo)準(zhǔn)差是0.034，說明樣本企業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略變革的程度不大，而且企業(yè)間的差別也不明顯。CEO開放性(Ceoopen)的均值為-0.208，表明樣本企業(yè)CEO的開放性程度并不高，標(biāo)準(zhǔn)差是1.971，說明存在較大的個體差異。企業(yè)績效期望落差(Lag)的均值為0.017，標(biāo)準(zhǔn)差是0.099，表明大部分樣本企業(yè)都存在績效期望落差，屬于企業(yè)的普遍現(xiàn)象。CEO權(quán)力(Ceopower)的均值為0.516，標(biāo)準(zhǔn)差為0.210，表明大多數(shù)CEO的權(quán)力水平較低，而且個體間的差異也不大。樣本中國有企業(yè)的比例是31.9%(SOE的均值為0.319)；股權(quán)集中度(Oncon)的均值是55.10%，說明我國上市企業(yè)股權(quán)集中度高；董事會規(guī)模(Boardsize)的均值為8.578人，獨立董事比例(Indp)的均值是37.5% 。

表4是變量的相關(guān)系數(shù)。表4顯示，CEO開放性(Ceoopen)和企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)之間的相關(guān)系數(shù)是0.082(p<0.01)，這為假設(shè)H1提供了初步的證據(jù)。績效期望落差(Lag)與企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)的相關(guān)系數(shù)是0.074(p<0.01)，而CEO權(quán)力(Ceopower)與企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)的相關(guān)系數(shù)是-0.071(p<0.01)，表明在檢驗CEO開放性(Ceoopen)和企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)之間的關(guān)系時，分析績效期望落差(Lag)和CEO權(quán)力(Ceopower)的調(diào)節(jié)作用具有合理性。

表3 描述性統(tǒng)計

表4 相關(guān)系數(shù)

(二)回歸分析與討論

本文采用多元線性回歸方法，檢驗CEO開放性(Ceoopen)對企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)的影響以及績效期望落差(Lag)和CEO權(quán)力(Ceopower)的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果如表5所示。模型1考察控制變量和調(diào)節(jié)變量對企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)的影響。模型2檢驗CEO開放性(Ceoopen)對企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)的影響，F(xiàn)值是35.12，在1%的水平上顯著，表明該模型是有效的，可用來檢驗假設(shè)H1。模型3在模型2的基礎(chǔ)上，引入CEO開放性和績效期望落差的交乘項(Ceoopen×Lag)，F(xiàn)值是35.04，且在1%的水平上顯著，說明該模型是有效的，用來檢驗假設(shè)H2。模型4在模型2的基礎(chǔ)上引入CEO開放性與CEO權(quán)力的交乘項(Ceoopen×Ceopower)，F(xiàn)值是34.36，并且在1%的水平上顯著，表明模型4是有效的，用來檢驗假設(shè)H3。模型5是全模型，能發(fā)揮穩(wěn)健性檢驗的作用。

表5 主效應(yīng)及調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

模型2顯示，CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數(shù)為0.001(p<0.01)，表明CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，因此假設(shè)H1得到驗證。這說明CEO開放性程度越高，企業(yè)戰(zhàn)略變革程度越大。具有開放性人格特質(zhì)的CEO具有強烈的好奇心，善于接受新事物或外界信息，偏好高管團(tuán)隊成員參與企業(yè)戰(zhàn)略決策，也樂于接受董事會監(jiān)督或高管團(tuán)隊的戰(zhàn)略變革提議，這些都有助于企業(yè)戰(zhàn)略變革的實施。

模型3顯示，CEO開放性和績效期望落差的交乘項(Ceoopen×Lag)的系數(shù)是0.012(p<0.01)，而且CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數(shù)是0.001(p<0.01)，表明績效期望落差對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革兩者關(guān)系存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即績效期望落差越大，CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的正向影響越強，因此假設(shè)H2得到驗證。圖2顯示了績效期望落差調(diào)節(jié)作用的直觀結(jié)果，表明CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革程度的影響受到績效期望落差的正向調(diào)節(jié)。位居高管團(tuán)隊核心位置的CEO由董事會聘任，負(fù)責(zé)企業(yè)經(jīng)營管理和企業(yè)戰(zhàn)略的制定與實施，帶領(lǐng)高管團(tuán)隊為企業(yè)創(chuàng)造價值。當(dāng)企業(yè)績效低于期望水平的程度越高，即績效期望落差越大時，開放性CEO受到董事會及利益相關(guān)者要求改善企業(yè)績效的壓力越大，危機(jī)感和自責(zé)心理越強烈，更愿意領(lǐng)導(dǎo)高管團(tuán)隊進(jìn)行戰(zhàn)略變革來改變企業(yè)績效低于期望水平的不利局面。

圖2 績效期望落差的調(diào)節(jié)效應(yīng)

模型4顯示， CEO開放性與CEO權(quán)力的交乘項(Ceoopen×Ceopower)的回歸系數(shù)是-0.001(p<0.05)，而且CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數(shù)是0.001(p<0.01)，這表明CEO權(quán)力對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即說明CEO權(quán)力越大，CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的正向影響越弱，因此假設(shè)H3得到驗證。圖3展示了CEO權(quán)力對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革兩者關(guān)系負(fù)向調(diào)節(jié)的直觀結(jié)果。CEO是企業(yè)戰(zhàn)略決策的關(guān)鍵人員，能通過自身的權(quán)力對企業(yè)戰(zhàn)略決策施加影響，推動或阻礙企業(yè)戰(zhàn)略變革。企業(yè)戰(zhàn)略變革具有高風(fēng)險性，CEO出于維護(hù)自身的權(quán)力、薪酬水平以及行業(yè)穩(wěn)定性的考慮，

圖3 CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

對推動企業(yè)戰(zhàn)略變革持謹(jǐn)慎態(tài)度。相對于權(quán)力較小的CEO，權(quán)力大的CEO為維護(hù)既有的權(quán)力和地位，更不愿意冒險推動企業(yè)戰(zhàn)略變革。

模型5顯示，CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數(shù)是0.001(p<0.01)，CEO開放性和績效期望落差的交乘項(Ceoopen×Lag)的系數(shù)是0.012(p<0.01)，CEO開放性與CEO權(quán)力交乘項(Ceoopen×Ceopower)的回歸系數(shù)是-0.001(p<0.05)，再次表明CEO開放性正向影響企業(yè)戰(zhàn)略變革，績效期望落差正向調(diào)節(jié)兩者關(guān)系，CEO權(quán)力則負(fù)向調(diào)節(jié)兩者關(guān)系，假設(shè)H1、H2和H3同樣得到驗證。

(四)穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗是對被解釋變量企業(yè)戰(zhàn)略變革(SC)采用不同的測量方法進(jìn)行回歸分析來檢驗結(jié)論的可靠性。由于中國A股上市公司的廣告成本和研發(fā)投入沒有詳細(xì)報表，通常利用銷售費用和無形資產(chǎn)凈值分別代替廣告成本和研發(fā)投入。本文借鑒祝振鐸等(2018)[49]的研究，在測量企業(yè)戰(zhàn)略變革時，剔除廣告成本和研發(fā)投入，構(gòu)成一個四維度的企業(yè)戰(zhàn)略變革程度的指標(biāo)，回歸結(jié)果如表6所示。模型7的CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數(shù)是0.001(p<0.01)，表明CEO開放性正向影響企業(yè)戰(zhàn)略變革，假設(shè)H1得以驗證。模型8的CEO開放性和績效期望落差交乘項(Ceoopen×Lag)的系數(shù)是0.007(p<0.01)，CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數(shù)是0.001(p<0.01)，說明績效期望落差正向調(diào)節(jié)CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響，假設(shè)H2得到驗證。模型9的CEO開放性與CEO權(quán)力交乘項(Ceoopen×Ceopower)的回歸系數(shù)是-0.002(p<0.05)，CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數(shù)是0.001(p<0.01)，表明CEO權(quán)力會弱化CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的正向影響，假設(shè)H3得以驗證。模型10的回歸結(jié)果也進(jìn)一步證實上述結(jié)論。綜上所述，結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

本文基于高階梯隊理論和特質(zhì)激活理論，構(gòu)建了CEO開放性、績效期望落差和CEO權(quán)力影響企業(yè)戰(zhàn)略變革的研究模型，利用中國A股上市公司的樣本進(jìn)行了實證檢驗，得到如下主要研究結(jié)論。

第一，CEO開放性是正向影響企業(yè)戰(zhàn)略變革的重要因素。以往企業(yè)戰(zhàn)略變革影響因素的研究文獻(xiàn)，過于強調(diào)企業(yè)內(nèi)外部客觀因素的影響，沒有足夠重視企業(yè)內(nèi)部戰(zhàn)略變革主體力量的作用，缺乏針對CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革影響機(jī)理的探究。本研究將CEO開放性作為自變量，檢驗其對企業(yè)戰(zhàn)略變革的直接影響，證實CEO開放性程度越高，企業(yè)戰(zhàn)略變革的程度越大。開放性的CEO能夠培育企業(yè)戰(zhàn)略變革的氛圍和文化，也能整合資源為企業(yè)戰(zhàn)略變革提供支持。

第二，在CEO開放性相同的前提下，績效期望落差越大，企業(yè)戰(zhàn)略變革程度越大；績效期望落差越小，企業(yè)戰(zhàn)略變革的程度越小。本研究證實績效期望落差是影響CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的重要組織情境因素?？冃谕洳钤酱?，說明當(dāng)前企業(yè)績效和預(yù)設(shè)的業(yè)績水平相差越大，開放性CEO具有更加強烈的危機(jī)感和自責(zé)心理，更容易接受董事會或其他利益相關(guān)者的質(zhì)詢和戰(zhàn)略變革建議，進(jìn)而推動企業(yè)戰(zhàn)略變革以改變績效不佳的局面。本文從績效期望落差的角度，考察了這一不利組織情境對CEO開放性的觸發(fā)性作用，發(fā)現(xiàn)了績效期望落差是作用于CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的重要調(diào)節(jié)變量，拓展了特質(zhì)激活理論的應(yīng)用邊界，為企業(yè)選擇合適的戰(zhàn)略變革時機(jī)提供了理論依據(jù)。

第三，在CEO開放性相同的前提下，CEO權(quán)力越大，企業(yè)戰(zhàn)略變革程度越??；CEO權(quán)力越小，企業(yè)戰(zhàn)略變革的程度越大。本研究證實CEO權(quán)力是影響CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的重要組織情境因素。鑒于企業(yè)戰(zhàn)略變革的高風(fēng)險性和結(jié)果的高度不確定性，權(quán)力大的CEO會更加注重維護(hù)自身的權(quán)力與地位、薪酬水平以及行業(yè)規(guī)范，而不愿意推動企業(yè)戰(zhàn)略變革。本文從CEO權(quán)力的角度，探討了不同CEO權(quán)力情境下CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響，發(fā)現(xiàn)了CEO權(quán)力是影響CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的重要調(diào)節(jié)變量，豐富了特質(zhì)激活理論的應(yīng)用領(lǐng)域，為董事會對CEO權(quán)力的配置提供了理論依據(jù)。

(二)管理啟示

筆者基于探討CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革影響機(jī)理的研究結(jié)論，得到如下主要管理啟示。

第一，開放性的人格特質(zhì)可以作為企業(yè)董事會選聘CEO來推動戰(zhàn)略變革的重要評價指標(biāo)。CEO是企業(yè)高管團(tuán)隊的核心，是企業(yè)實施戰(zhàn)略變革的關(guān)鍵人物。企業(yè)戰(zhàn)略變革的過程具有高風(fēng)險性，結(jié)果也具有高度不確定性，因此選擇合適的CEO來推動企業(yè)戰(zhàn)略變革直接關(guān)系到戰(zhàn)略變革的成敗。當(dāng)董事會選聘CEO來推進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略變革時，在評估候選人經(jīng)營管理能力的基礎(chǔ)上，可以將其開放性作為重要的人格特質(zhì)進(jìn)行綜合判斷。

第二，企業(yè)可根據(jù)績效期望落差的大小來選擇戰(zhàn)略變革的時機(jī)和程度。戰(zhàn)略變革涉及企業(yè)資源的重新配置，最終對企業(yè)績效的影響甚大，可能會遭到利益相關(guān)者的反對甚至抵制，因此企業(yè)實施戰(zhàn)略變革需要找到合適時機(jī)，選擇恰當(dāng)?shù)淖兏锍潭?。?dāng)績效期望落差較大時，不失為一個比較合適的企業(yè)戰(zhàn)略變革時機(jī)。當(dāng)企業(yè)績效遠(yuǎn)低于歷史績效水平或行業(yè)平均績效水平時，即績效期望落差較大時，CEO領(lǐng)導(dǎo)的高管團(tuán)隊更容易說服董事會批準(zhǔn)企業(yè)戰(zhàn)略變革提議，或者是董事會會強烈要求CEO為核心的高管團(tuán)隊進(jìn)行企業(yè)戰(zhàn)略變革來改變業(yè)績不佳的局面。另外，當(dāng)績效期望落差比較大時，漸進(jìn)性的戰(zhàn)略變革不足以改善企業(yè)績效，需要企業(yè)推動更大幅度的戰(zhàn)略變革來扭轉(zhuǎn)不利局面，比如進(jìn)入新的業(yè)務(wù)領(lǐng)域、通過并購進(jìn)入新市場等。

第三，如果企業(yè)需要進(jìn)行戰(zhàn)略變革時，董事會應(yīng)該事先通過制度設(shè)計合理配置CEO的權(quán)力。CEO是企業(yè)戰(zhàn)略變革的決定性因素，可以利用自身權(quán)力對企業(yè)戰(zhàn)略變革施加影響。當(dāng)企業(yè)需要進(jìn)行戰(zhàn)略變革扭轉(zhuǎn)不利局面或者尋求新的機(jī)會時，擁有較大權(quán)力的CEO會根據(jù)自身利益(既得權(quán)力、地位和高額薪酬)的考慮，可能會運用自身權(quán)力抵制戰(zhàn)略變革或反對進(jìn)行大幅度的戰(zhàn)略變革。因此，當(dāng)企業(yè)需要進(jìn)行戰(zhàn)略變革時，董事會應(yīng)該事先通過制度安排合理配置CEO權(quán)力，比如將董事長和CEO職位分開設(shè)立，或者加強董事會對CEO的監(jiān)督，強化董事會對企業(yè)戰(zhàn)略變革的控制，抑或引進(jìn)機(jī)構(gòu)投資者等。

(三)局限與展望

本研究力爭在研究設(shè)計和實施過程中保持科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)，探究了CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響機(jī)理，未來研究可以從以下兩個方面進(jìn)行深化和拓展。一是未來研究可以優(yōu)化企業(yè)戰(zhàn)略變革的測量，考慮企業(yè)戰(zhàn)略變革的較長時滯性，在長期跨度的基礎(chǔ)上探究CEO開放性對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響機(jī)理。二是本研究證實績效期望落差和CEO權(quán)力對CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間的關(guān)系發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，未來研究應(yīng)繼續(xù)從組織情境或外部環(huán)境等因素的角度，尋求影響CEO開放性與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的新的調(diào)節(jié)變量。