CEO開放性對企業戰略變革影響機理探究
——績效期望落差和CEO權力的調節作用

劉小元 于宴周

一、引言

企業戰略變革是中國產業轉型升級推動經濟高質量發展的重要微觀基礎(鞏鍵等，2016[1])，也是企業應對環境變化獲取可持續競爭優勢的重要途徑(Johnson等，2003[2]；韻江和寧鑫，2020[3])。企業戰略變革一直是戰略管理領域的焦點議題(Wu等，2019[4]；Müller和Kunisch，2018[5])。雖然企業戰略變革是外部環境與內部資源條件等因素綜合作用的結果，但其中作為高管團隊核心與決策主體的CEO卻是影響戰略變革的核心因素(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、人格特質和人口背景特征等)會對企業戰略決策和組織績效等產生影響(Hambrick和Mason，1984[7])。與人口背景特征比較，CEO的人格特質對企業戰略決策影響更大(Engelen等，2016[8])。因此，遵循高階梯隊理論的思想，CEO的人格特質對企業戰略變革的影響機理逐漸成為戰略管理的研究熱點(Herrmann 和 Nadkarni，2014[9])，已有研究已經發現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])對企業戰略變革具有顯著的正向影響。雖然已有學者證實了CEO開放性對企業技術創新(劉良燦等，2018[13])、國際化程度(陳志紅等，2020[14])的促進作用，但現有文獻中缺乏探究CEO開放性這一重要人格特質對企業戰略變革影響機理方面的成果 。

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

基于上述原因，筆者運用高階梯隊理論和特質激活理論，構建CEO開放性對企業戰略變革影響機理的研究模型，采用中國A股上市公司為研究樣本的數據，實證檢驗CEO開放性對企業戰略變革的影響以及績效期望落差與CEO權力的調節效應。

二、文獻綜述及研究假設

(一)CEO開放性對企業戰略變革的影響

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

首先，開放性的CEO能夠培育企業戰略變革的氛圍和文化。企業戰略變革意味著企業對新的戰略方向或業務的嘗試，結果具有高度的不確定性。開放性CEO絕大多數具有強烈的好奇心，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])，具有根據企業內外部環境變化改變組織慣性，追求組織創新和戰略變革的強烈信念，進而通過營造組織氛圍來促進企業戰略變革。O'Reilly等(2014)[22]研究發現，開放性程度高的CEO鼓勵創新，重視塑造創新與冒險的企業文化，這意味著一成不變保持組織慣性并不是這類CEO的最優戰略決策。

其次，開放性的CEO更有助于企業形成戰略變革的決議和推進戰略變革的實施。一方面，企業戰略變革決議的形成通常是由部分高管團隊成員提出，而由高管團隊整體做出，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])，識別和抓住新機遇(Shane等，2010[24])，而這對企業戰略變革決議的形成至關重要(Nadkarni和Narayanan，2007[25])。開放性CEO強調所有高管團隊成員參與信息交流，并且樂于接受和依賴團隊集體決策(Kickul和Neuman，2000[26])，這有助于企業戰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生較大偏差(Tett和Burnett，2003[15])，偏好根據過往經驗應對環境動態的變化，這將對企業戰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更加有助于企業戰略變革的實施。開放性的CEO處于高管團隊的核心位置，通常具有較強的人格魅力，高度重視團隊建設，善于鼓勵和激發團隊成員對企業戰略變革提議的思考、交流和討論(Schilpzand等，2011[28])，進而提高企業戰略變革提議在高管團隊中的接受程度，這將減少企業實施戰略變革的內部阻力。

最后，開放性的CEO能夠為企業戰略變革的實施提供資源支持。CEO的外部社會資本對企業獲取可持續競爭優勢發揮著重要作用。開放性CEO 更加擅長拓展和利用外部社會網絡為企業獲得更多的各種資源(Carpenter和Westphal，2001[29])，為企業實施戰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絡，搜尋對企業發展有利的各類信息(連燕玲和賀小剛，2015[6])，這有助于企業開辟新的業務或市場，為企業在各業務單元的資源重新配置提供支撐。據此，本文提出假設1：

H1：CEO的開放性程度越高，企業戰略變革程度越大。

(二)績效期望落差和CEO權力的調節效應

高階梯隊理論為解釋CEO人格特質對企業戰略決策的影響提供了基礎，但是組織情境和決策主體的個體特質并不是孤立存在的。特質激活理論詮釋了個體人格特質是如何與權變的組織情境進行交互作用，進而促使個體表現出相應的工作行為和工作績效(Tett 和 Burnett，2003[15])，為探尋CEO人格特質影響企業戰略決策的情境因素提供了有力的理論依據(韻江和寧鑫，2020[3])。根據特質激活理論的觀點，個體特質所表達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一致或相反的條件，對個體特質與行為關系發揮激活或削弱的作用(Tett 和 Burnett，2003[15])?？冃谕洳詈虲EO權力是影響企業戰略決策的關鍵性組織情境因素。因此，為更深入分析CEO開放性對企業戰略變革的影響，本文采用特質激活理論，探究績效期望落差和CEO權力對CEO開放性與企業戰略變革關系的調節作用。

1.績效期望落差的調節效應。

績效期望落差指企業實際績效低于期望績效的程度(Ref 和Shapira，2017[30])?？冃谕洳钤酱螅砻鳟斍捌髽I績效與期望績效水平的差距越大，意味著企業處于經營不善或現有戰略存在偏差的不利狀態。根據特質激活理論的觀點，個體特質在不同的情境中具有差異性的激活程度，情境能夠發揮增強或減弱個體特質對行為的作用(Tett 和 Burnett，2003[15])。績效期望落差是影響企業戰略決策的重要組織情境之一，是以CEO為核心的高管團隊判斷企業經營狀況的重要依據。根據績效反饋理論的觀點，高管團隊通過評估績效期望落差的大小來決定后續的行為選擇(Cyert和March，1963[31])。當績效期望落差較大時，即企業績效低于期望績效水平時，CEO領導的高管團隊將低于期望績效水平的狀態界定為“經營不善或損失”狀態，會促使高管團隊進行經營問題的搜尋、分析和判斷，進而采取戰略性行動來改善業績不佳的被動局面(Greve，1998[32])。因此，本文認為隨著績效期望落差越大，開放性CEO進行戰略變革的動機也會增強。

具體而言，第一，開放性的CEO面對較大的績效期望落差時，會產生危機感和自責心理，主動尋求變革，搜尋、判斷和實施戰略決策改善企業經營不善的局面。CEO是高管團隊的核心和企業戰略決策的核心人物，對企業績效進行解釋和負責(孫玥璠等，2019[33])。CEO評估績效期望落差時，實際上對標兩個“參照點”，分別是企業歷史績效和行業平均績效(連燕玲等，2015[34])。當企業當前績效低于歷史績效時，意味著延續既往的經營戰略已經難以達到過去同期水平；當企業當前績效低于行業平均績效時，說明企業在某層次的戰略與行業競爭對手比已經處于落后狀態。因此，當績效期望落差較大時，開放性CEO會具有更強的危機感和自責心理，為減少績效期望落差實現預期績效目標而付出更多努力(Lant等，1992[35])，突破阻力進行戰略變革謀求企業發展的動機會增強。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者的監督、意見或建議，更愿意推動戰略變革改善業績不利局面。CEO領導的高管團隊負責企業戰略的制定和實施，受到董事會和其他利益相關者的監督。當企業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疑當前戰略的合理性(Oliver，1992[36])，進而督促CEO領導高管團隊對目前的企業戰略進行調整以扭轉企業經營不善的局面。鑒于此，本文提出假設2：

H2：績效期望落差對CEO開放性與企業戰略變革的關系起到正向調節作用。

2.CEO權力的調節作用。

權力指個人在特定關系或組織中施加影響，發揮作用和實現目標的能力(Pfeffer，1981[37])。CEO是企業重要的戰略決策主體，能通過自身的權力對企業戰略決策施加影響。CEO權力越大，企業戰略決策的方向越體現出個人偏好和利益導向(董靜等，2020[38])。根據特質激活理論的觀點，CEO權力作為一種重要的組織情境因素，會負向調節CEO開放性和企業戰略變革之間的關系。

具體而言，首先，CEO權力越大，越會將注意力的重點放在維護自身權力和規避風險上，從而缺乏推動戰略變革的意愿。和“按部就班”的相對安全性相比，戰略變革的高風險性和結果的高度不確定性會進一步加強CEO對戰略現狀的承諾(Henderson和Fredrickson，1996[39])。CEO 需要對企業戰略變革的結果負責，當自身權力較大時，為了維護自身的權力、聲譽和地位，而不愿意進行冒險性的戰略變革行動(張維今等，2018[40])。另外，權力較大的CEO會削弱董事會對企業戰略變革的積極影響和監督(Haynes和Hillman，2010[41])，也更有能力遏制其他高管團隊成員的戰略變革提議(孫玥璠等，2019[33])。其次，受到行業規則的約束，權力大的CEO更愿意維持現狀，不愿意進行戰略變革。CEO的戰略決策通常也受到行業規則或行業現狀的約束，往往會依附于行業所形成的規則(Carpenter，2000[42])，而不愿意去推動戰略變革破壞行業穩定局面。同時，行業內企業戰略的趨同性也會降低CEO推動戰略變革的意愿。權力大的CEO更有能力抵制戰略變革的提議，從而控制企業的整體戰略方向。因此，權力大的CEO更有能力保持企業既定戰略按照行業規則穩定發展，來保護行業的良性競爭和自身地位。最后，權力大的CEO為獲取高額報酬而不愿意冒險進行高風險性的戰略變革。企業戰略變革涉及業務調整和資源的重新配置，結果具有高度的不確定性，戰略變革可能失敗而導致企業績效更加糟糕。CEO需要對戰略變革承擔領導責任，一旦戰略變革失敗，董事會會通過降低CEO薪酬甚至解聘CEO進行問責。因此，權力大的CEO為了維持現有薪酬水平和規避業績下滑的責任，會運用自身權力維持戰略現狀，甚至抵制戰略變革。已有研究發現，兼任董事長的CEO會因堅持現有戰略而獲得更高的報酬(Grossman和Cannella，2006[43])。據此，本文提出假設3：

H3：CEO權力對CEO開放性與企業戰略變革的關系起到負向調節作用。

根據上述研究假設，構建本文的研究模型(如圖1所示)。

三、研究設計

(一)數據來源與樣本選擇

由于2006年2月15日中國大陸地區頒發了38項準則并基本建立起一套關于上市公司會計制度的規范體系，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，樣本數據主要來自CSMAR數據庫。為了獲得更加可靠的樣本，對初始樣本進行如下處理：(1)剔除金融行業的公司；(2)刪除上市年限不足3年的公司；(3)刪除企業性質無法判斷的公司；(4)剔除 ST 或 PT 的公司；(5)刪除數據缺失的樣本。同時，對企業戰略變革程度、CEO開放性和CEO權力三個主要變量進行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)變量設計與測量

1.被解釋變量。

被解釋變量是企業戰略變革(SC)。資源分配是企業戰略決策的重要體現，企業戰略變革(SC)根據企業在戰略資源分配上的年度區間波動性衡量(連燕玲等，2015[34])。借鑒已有研究(Richard等，2019[44]；韻江和寧鑫，2020[3])計算企業戰略變革指標。具體如下：首先，獲得六個戰略資源的關鍵維度，分別為庫存水平(存貨/營業收入)、廣告投入力度(銷售費用/營業收入)、間接費用率(管理費用/營業收入)、研發投入力度(無形資產凈值/營業收入)、固定資產更新度(固定資產凈值/固定資產總值)及財務杠桿系數(負債/所有者權益)。其次，用每個關鍵維度t年的數值減去t-1年的數值，并對計算的結果用行業中位數進行調整。然后，對調整后的數值取絕對值并進行標準化處理。最后，將處理后的數值相加取平均值得到衡量企業戰略變革程度的指標。

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出生到統計年份的年數來衡量。任期采用CEO在公司連續任職的月份總數來衡量。CEO受教育水平根據CEO獲得的最高學歷水平測量：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的年齡和任期的數值乘以負一，確保兩項指標對CEO開放性程度的影響方向與CEO受教育水平保持一致。其次，對轉換后的兩項指標和CEO受教育水平進行標準化處理。最后，將三個標準化后的數值相加測量 CEO開放性。

3.調節變量。

調節變量包括績效期望落差(Lag)和CEO權力(Ceopower)。

績效期望落差(Lag)即為企業實際績效Pit低于設定的期望績效Ait的程度。以往關于績效反饋的研究通常用ROA來衡量公司財務績效。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合，形成一個綜合指標衡量期望績效，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，以除企業自身外行業內其他企業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表示權重。借鑒王菁等(2014)[46]的研究，經過計算得α1為0.5。因為本文主要研究績效期望落差對CEO開放性與企業戰略變革程度關系的影響，所以選取t-1期的績效期望落差的數值作為指標，這也是解決模型內生性的方法之一。另外，當Pit-1-Ait-1大于0時，表示企業沒有績效期望落差，lagit-1等于0；當Pit-1-Ait-1小于0時，表示企業存在期望落差，lagit-1等于Pit-1-Ait-1的絕對值。

對CEO權力(Ceopower)的測量，本文在Finkelstein(1992)[20]所開發的權力模型的基礎上借鑒了權小峰和吳世農(2010)[47]對CEO權力的計算方法。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四類重點權力維度的八個虛擬變量計算CEO權力的指標，具體解釋和計算過程如下。

(1)組織權力。每一個企業都有自身的層級結構，組織權力就是在這種結構中衍生出來的。CEO處于層級結構中的頂端位置，可以運用層級位置所賦予的組織權力對下屬施加影響的同時也對企業資源進行管理。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力，前者主要為層級位置賦予的權力，后者主要代表董事所賦予的權力。

(2)專家權力。專家權力主要體現了CEO對企業內外部各種復雜情況的處理能力。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行衡量。具有高級職稱的CEO具有更強的專業信息處理能力。CEO任期相對較長時，會逐漸組建以自身為核心的高管團隊，提高自身的權力水平。

(3)所有制權力。所有制權力從內部和外部兩個指標進行衡量。內部指標主要指CEO持有公司股份狀況。當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，其自身權力會變大。特別是，當CEO持有的股份到一定比例時，會削弱董事會的監督。中國企業股權激勵起步較晚，大多數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部所有制權力。外部指標主要指機構投資者持有的股份。機構投資者近些年在我國資本市場發展迅速，影響力日益增大，逐漸成為監督CEO的外部力量。因此，本文選取了機構投資者持股是否低于行業中位數來衡量CEO的外部所有制權力。當機構投資者持股水平低于行業中位數時，CEO受到的外部監督會較弱，自身權力相對更大。

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

因此，本文結合四個權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權力(如表1所示)。

表1 CEO權力指標

4.控制變量。

借鑒企業戰略變革(張明等，2020[48]；祝振鐸等，2018[49])、CEO人格特質(Harrison等，2020[50])和CEO權力(權小峰和吳世農，2010[47])等相關研究，本文選取企業規模(Fsize)、企業年齡(Flife)、董事會規模(Boardsize)、股權集中度(Oncon)、獨立董事比例(Indp)、企業性質(SOE)、投資機會(TobQ)和CEO性別(Gender)作為控制變量。另外，本文還控制行業(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、實證結果分析與討論

(一)描述性統計和相關性分析

表3 是變量的描述性統計結果。表3顯示，企業戰略變革(SC)的均值為-0.022，標準差是0.034，說明樣本企業進行戰略變革的程度不大，而且企業間的差別也不明顯。CEO開放性(Ceoopen)的均值為-0.208，表明樣本企業CEO的開放性程度并不高，標準差是1.971，說明存在較大的個體差異。企業績效期望落差(Lag)的均值為0.017，標準差是0.099，表明大部分樣本企業都存在績效期望落差，屬于企業的普遍現象。CEO權力(Ceopower)的均值為0.516，標準差為0.210，表明大多數CEO的權力水平較低，而且個體間的差異也不大。樣本中國有企業的比例是31.9%(SOE的均值為0.319)；股權集中度(Oncon)的均值是55.10%，說明我國上市企業股權集中度高；董事會規模(Boardsize)的均值為8.578人，獨立董事比例(Indp)的均值是37.5% 。

表4是變量的相關系數。表4顯示，CEO開放性(Ceoopen)和企業戰略變革(SC)之間的相關系數是0.082(p<0.01)，這為假設H1提供了初步的證據?？冃谕洳?Lag)與企業戰略變革(SC)的相關系數是0.074(p<0.01)，而CEO權力(Ceopower)與企業戰略變革(SC)的相關系數是-0.071(p<0.01)，表明在檢驗CEO開放性(Ceoopen)和企業戰略變革(SC)之間的關系時，分析績效期望落差(Lag)和CEO權力(Ceopower)的調節作用具有合理性。

表3 描述性統計

表4 相關系數

(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)對企業戰略變革(SC)的影響以及績效期望落差(Lag)和CEO權力(Ceopower)的調節作用，回歸結果如表5所示。模型1考察控制變量和調節變量對企業戰略變革(SC)的影響。模型2檢驗CEO開放性(Ceoopen)對企業戰略變革(SC)的影響，F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H1。模型3在模型2的基礎上，引入CEO開放性和績效期望落差的交乘項(Ceoopen×Lag)，F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H2。模型4在模型2的基礎上引入CEO開放性與CEO權力的交乘項(Ceoopen×Ceopower)，F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H3。模型5是全模型，能發揮穩健性檢驗的作用。

表5 主效應及調節作用的回歸結果

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

模型3顯示，CEO開放性和績效期望落差的交乘項(Ceoopen×Lag)的系數是0.012(p<0.01)，而且CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數是0.001(p<0.01)，表明績效期望落差對CEO開放性與企業戰略變革兩者關系存在顯著的正向調節作用，即績效期望落差越大，CEO開放性對企業戰略變革的正向影響越強，因此假設H2得到驗證。圖2顯示了績效期望落差調節作用的直觀結果，表明CEO開放性對企業戰略變革程度的影響受到績效期望落差的正向調節。位居高管團隊核心位置的CEO由董事會聘任，負責企業經營管理和企業戰略的制定與實施，帶領高管團隊為企業創造價值。當企業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者要求改善企業績效的壓力越大，危機感和自責心理越強烈，更愿意領導高管團隊進行戰略變革來改變企業績效低于期望水平的不利局面。

圖2 績效期望落差的調節效應

模型4顯示， CEO開放性與CEO權力的交乘項(Ceoopen×Ceopower)的回歸系數是-0.001(p<0.05)，而且CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數是0.001(p<0.01)，這表明CEO權力對CEO開放性與企業戰略變革關系具有顯著的負向調節作用，即說明CEO權力越大，CEO開放性對企業戰略變革的正向影響越弱，因此假設H3得到驗證。圖3展示了CEO權力對CEO開放性與企業戰略變革兩者關系負向調節的直觀結果。CEO是企業戰略決策的關鍵人員，能通過自身的權力對企業戰略決策施加影響，推動或阻礙企業戰略變革。企業戰略變革具有高風險性，CEO出于維護自身的權力、薪酬水平以及行業穩定性的考慮，

圖3 CEO權力的調節效應

對推動企業戰略變革持謹慎態度。相對于權力較小的CEO，權力大的CEO為維護既有的權力和地位，更不愿意冒險推動企業戰略變革。

模型5顯示，CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數是0.001(p<0.01)，CEO開放性和績效期望落差的交乘項(Ceoopen×Lag)的系數是0.012(p<0.01)，CEO開放性與CEO權力交乘項(Ceoopen×Ceopower)的回歸系數是-0.001(p<0.05)，再次表明CEO開放性正向影響企業戰略變革，績效期望落差正向調節兩者關系，CEO權力則負向調節兩者關系，假設H1、H2和H3同樣得到驗證。

(四)穩健性檢驗

穩健性檢驗是對被解釋變量企業戰略變革(SC)采用不同的測量方法進行回歸分析來檢驗結論的可靠性。由于中國A股上市公司的廣告成本和研發投入沒有詳細報表，通常利用銷售費用和無形資產凈值分別代替廣告成本和研發投入。本文借鑒祝振鐸等(2018)[49]的研究，在測量企業戰略變革時，剔除廣告成本和研發投入，構成一個四維度的企業戰略變革程度的指標，回歸結果如表6所示。模型7的CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數是0.001(p<0.01)，表明CEO開放性正向影響企業戰略變革，假設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)的系數是0.007(p<0.01)，CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數是0.001(p<0.01)，說明績效期望落差正向調節CEO開放性對企業戰略變革的影響，假設H2得到驗證。模型9的CEO開放性與CEO權力交乘項(Ceoopen×Ceopower)的回歸系數是-0.002(p<0.05)，CEO開放性(Ceoopen)的回歸系數是0.001(p<0.01)，表明CEO權力會弱化CEO開放性對企業戰略變革的正向影響，假設H3得以驗證。模型10的回歸結果也進一步證實上述結論。綜上所述，結論是穩健的。

表6 穩健性檢驗回歸結果

五、研究結論與展望

(一)研究結論

本文基于高階梯隊理論和特質激活理論，構建了CEO開放性、績效期望落差和CEO權力影響企業戰略變革的研究模型，利用中國A股上市公司的樣本進行了實證檢驗，得到如下主要研究結論。

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

第二，在CEO開放性相同的前提下，績效期望落差越大，企業戰略變革程度越大；績效期望落差越小，企業戰略變革的程度越小。本研究證實績效期望落差是影響CEO開放性與企業戰略變革關系的重要組織情境因素?？冃谕洳钤酱?，說明當前企業績效和預設的業績水平相差越大，開放性CEO具有更加強烈的危機感和自責心理，更容易接受董事會或其他利益相關者的質詢和戰略變革建議，進而推動企業戰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開放性的觸發性作用，發現了績效期望落差是作用于CEO開放性與企業戰略變革關系的重要調節變量，拓展了特質激活理論的應用邊界，為企業選擇合適的戰略變革時機提供了理論依據。

第三，在CEO開放性相同的前提下，CEO權力越大，企業戰略變革程度越??；CEO權力越小，企業戰略變革的程度越大。本研究證實CEO權力是影響CEO開放性與企業戰略變革關系的重要組織情境因素。鑒于企業戰略變革的高風險性和結果的高度不確定性，權力大的CEO會更加注重維護自身的權力與地位、薪酬水平以及行業規范，而不愿意推動企業戰略變革。本文從CEO權力的角度，探討了不同CEO權力情境下CEO開放性對企業戰略變革的影響，發現了CEO權力是影響CEO開放性與企業戰略變革關系的重要調節變量，豐富了特質激活理論的應用領域，為董事會對CEO權力的配置提供了理論依據。

(二)管理啟示

筆者基于探討CEO開放性對企業戰略變革影響機理的研究結論，得到如下主要管理啟示。

第一，開放性的人格特質可以作為企業董事會選聘CEO來推動戰略變革的重要評價指標。CEO是企業高管團隊的核心，是企業實施戰略變革的關鍵人物。企業戰略變革的過程具有高風險性，結果也具有高度不確定性，因此選擇合適的CEO來推動企業戰略變革直接關系到戰略變革的成敗。當董事會選聘CEO來推進企業戰略變革時，在評估候選人經營管理能力的基礎上，可以將其開放性作為重要的人格特質進行綜合判斷。

第二，企業可根據績效期望落差的大小來選擇戰略變革的時機和程度。戰略變革涉及企業資源的重新配置，最終對企業績效的影響甚大，可能會遭到利益相關者的反對甚至抵制，因此企業實施戰略變革需要找到合適時機，選擇恰當的變革程度。當績效期望落差較大時，不失為一個比較合適的企業戰略變革時機。當企業績效遠低于歷史績效水平或行業平均績效水平時，即績效期望落差較大時，CEO領導的高管團隊更容易說服董事會批準企業戰略變革提議，或者是董事會會強烈要求CEO為核心的高管團隊進行企業戰略變革來改變業績不佳的局面。另外，當績效期望落差比較大時，漸進性的戰略變革不足以改善企業績效，需要企業推動更大幅度的戰略變革來扭轉不利局面，比如進入新的業務領域、通過并購進入新市場等。

第三，如果企業需要進行戰略變革時，董事會應該事先通過制度設計合理配置CEO的權力。CEO是企業戰略變革的決定性因素，可以利用自身權力對企業戰略變革施加影響。當企業需要進行戰略變革扭轉不利局面或者尋求新的機會時，擁有較大權力的CEO會根據自身利益(既得權力、地位和高額薪酬)的考慮，可能會運用自身權力抵制戰略變革或反對進行大幅度的戰略變革。因此，當企業需要進行戰略變革時，董事會應該事先通過制度安排合理配置CEO權力，比如將董事長和CEO職位分開設立，或者加強董事會對CEO的監督，強化董事會對企業戰略變革的控制，抑或引進機構投資者等。

(三)局限與展望

本研究力爭在研究設計和實施過程中保持科學嚴謹，探究了CEO開放性對企業戰略變革的影響機理，未來研究可以從以下兩個方面進行深化和拓展。一是未來研究可以優化企業戰略變革的測量，考慮企業戰略變革的較長時滯性，在長期跨度的基礎上探究CEO開放性對企業戰略變革的影響機理。二是本研究證實績效期望落差和CEO權力對CEO開放性與企業戰略變革之間的關系發揮調節作用，未來研究應繼續從組織情境或外部環境等因素的角度，尋求影響CEO開放性與企業戰略變革關系的新的調節變量。