CEO任期、高管團隊特征與戰(zhàn)略變革

鐘 熙, 宋鐵波, 陳偉宏, 翁藝敏

（華南理工大學 工商管理學院/中國企業(yè)戰(zhàn)略研究中心，廣東 廣州 510640）

一、引 言

組織與環(huán)境的適應有賴于恰當?shù)钠髽I(yè)戰(zhàn)略，企業(yè)能否根據(jù)內(nèi)外環(huán)境變化動態(tài)調(diào)整或變革戰(zhàn)略，對企業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展起著關鍵性作用（連燕玲等，2016）。從已有成果看，戰(zhàn)略變革方面的研究主要圍繞其前因因素展開（Bednar等，2013；陳偉宏等，2018），且尤為注重從戰(zhàn)略決策者視角詮釋組織的戰(zhàn)略變革活動。這類研究認為，戰(zhàn)略決策者人口統(tǒng)計學特征中所蘊涵的認知基礎、價值觀、信仰結(jié)構(gòu)等差異最終將影響組織方向，例如，是否變革戰(zhàn)略以響應環(huán)境、前期績效或未來目標（McClelland等，2010）。遵循上述邏輯，這類研究著重探討了CEO任期對戰(zhàn)略變革的影響（Miller，1991；Musteen等，2006；McClelland等，2010）。例如，Musteen等（2006）發(fā)現(xiàn)，隨著任期的延長，CEO對戰(zhàn)略變革將持更加保守、審慎的態(tài)度；McClelland等（2010）也發(fā)現(xiàn)，CEO任期的延長，越有可能形成戰(zhàn)略惰性，因而越不愿發(fā)動戰(zhàn)略變革。

但是，這類研究存在一些不足，限制了其結(jié)論的解釋力和有效性。首先，忽視了CEO估計的未來任職期限（即CEO預期任期）對戰(zhàn)略變革的影響。有研究表明，CEO的短視行為將隨著預期任期的縮短而增加（Antia等，2010）。因此，若要更全面地了解CEO任期對戰(zhàn)略變革的影響，有必要將CEO既有任期與預期任期同時納入研究框架。其次，沒有考慮高管團隊特征的調(diào)節(jié)作用。在實際決策中，除CEO之外，組織內(nèi)部的復雜決策經(jīng)常涉及其他高管團隊成員（Alessandri和Pattit，2014），但目前鮮有研究探討高管團隊特征對CEO任期與戰(zhàn)略變革之間關系的影響效果，這導致此類文獻中的CEO處于“未社會化”的狀況，也即非CEO的高管團隊成員對戰(zhàn)略變革的影響微乎其微，似乎是CEO獨自做出戰(zhàn)略變革決策。

事實上，CEO與高管團隊共同影響著企業(yè)的戰(zhàn)略選擇（Cao等，2010），其中，CEO作為戰(zhàn)略選擇的主要決策者，承擔戰(zhàn)略選擇后果的主要責任（Simsek等，2010），但CEO的判斷與個人偏好也受到高管團隊的制約和影響（Cao等，2010）。鑒于此，本研究擬在探討CEO既有任期和預期任期對戰(zhàn)略變革的影響的同時，進一步考察高管團隊任期、高管團隊年齡、高管團隊教育水平對上述關系的調(diào)節(jié)作用。

本研究的貢獻表現(xiàn)在：第一，通過將既有任期與預期任期同時納入CEO任期影響戰(zhàn)略變革的研究框架，彌補了已有文獻僅僅考察CEO既有任期與戰(zhàn)略變革的關系的研究不足，有助于更全面地認識CEO任期對戰(zhàn)略變革的影響。第二，通過將CEO與高管團隊同時納入研究框架，本研究明確了高管團隊特征在CEO任期與戰(zhàn)略變革關系中所發(fā)揮的作用。第三，基于上一點，本研究也回應了Nielsen（2010）的呼吁，有助于緩解文獻中高管團隊特征與企業(yè)戰(zhàn)略性決策之間關系的研究分歧（Finkelstein和Hambrick，1990；Lant等，1992）。針對這類分歧，Nielsen曾指出，未來可通過探討CEO—高管團隊交互作用于企業(yè)戰(zhàn)略性決策的影響來解決（Nielsen，2010）。本研究有助于克服關于高管團隊特征與戰(zhàn)略變革關系的前期研究中CEO“過度社會化”（即將CEO與非CEO高管團隊對戰(zhàn)略變革的影響力等量齊觀）的不足（Finkelstein和Hambrick，1990；Lant等，1992；Boeker，1997），為研究結(jié)論的不一致提供了新的理論解釋。

二、理論分析與假設演繹

（一）CEO任期與戰(zhàn)略變革

CEO既有任期和預期任期都在某種程度上反映了CEO的思維方式、風險傾向、個人偏好等心理傾向與管理素質(zhì)（劉亞偉和張兆國，2016），因而最終都將影響企業(yè)的戰(zhàn)略性決策。本研究認為，CEO既有任期和預期任期都將對戰(zhàn)略變革產(chǎn)生不可忽視的重要影響。

1.從CEO既有任期看，既有任期較短的CEO通常會對外部信息保持著較大的開放性。隨著既有任期的延長，CEO將更深地嵌入組織慣例或程序之中，其信息搜尋的范圍將縮小（Weng和Lin，2014）。信息來源的限制降低了既有任期較長的CEO對外部環(huán)境的敏感性，導致CEO難以發(fā)現(xiàn)當前戰(zhàn)略與外部環(huán)境之間的適配性問題。再者，即便既有任期較長的CEO意識到戰(zhàn)略問題的存在，其戰(zhàn)略構(gòu)想的新穎性以及可替代性選擇的數(shù)量也會因信息來源的限制而降低。換言之，隨著CEO既有任期的延長，企業(yè)實施戰(zhàn)略變革的可能性將減弱（Miller，1991），即便實施戰(zhàn)略變革，所實施的戰(zhàn)略變革的程度也較小。

此外，既有任期較短的CEO對當前企業(yè)戰(zhàn)略的心理承諾較低，同時也具有釋放戰(zhàn)略變革信號以響應利益相關者期望、宣誓主權等動機。相比之下，任期較長的CEO由于不愿意否認自己早期做出的戰(zhàn)略決策（Musteen等，2006），因此往往不愿意發(fā)動戰(zhàn)略變革（Hoskisson等，2017）。并且，由于CEO的權力通常會隨著既有任期的延長而增加（Chen和Zheng，2014），這意味著既有任期較長的CEO更有能力將自身不愿變革當前戰(zhàn)略的個人偏好貫徹到企業(yè)戰(zhàn)略性決策之中。最終，企業(yè)將實施程度較小的戰(zhàn)略變革或維持戰(zhàn)略現(xiàn)狀。

綜上，本文提出：

H1a：CEO既有任期長度與戰(zhàn)略變革程度呈負相關關系。

2.從CEO預期任期看，出于遺產(chǎn)保存和財產(chǎn)保護的動機，預期即將離任的CEO一般會表現(xiàn)為風險規(guī)避，并不大可能做出具有長期導向的企業(yè)決策。其中，遺產(chǎn)保存動機是指預期即將離任的CEO將積極維護個人聲譽，財產(chǎn)保護動機是指預期即將離任的CEO將積極維護個人財富（Matta和Beamish，2008）。由于CEO的聲譽與CEO當前所在企業(yè)的績效表現(xiàn)具有較高的關聯(lián)性（Hayward等，2004），同時也由于目前上市公司對CEO的考評仍側(cè)重于反映企業(yè)短期績效表現(xiàn)的會計指標，因此，為了維持自己最后在任時間內(nèi)企業(yè)突出的績效表現(xiàn)以鞏固個人聲譽，最大化自己的離職補償金，CEO在預期即將離任時，將盡力避免實施有可能損害企業(yè)績效表現(xiàn)的風險性決策，更有可能選擇諸如削減成本、促銷等短期盈利計劃（Oh等，2016），而非財務產(chǎn)出高度不確定性的活動。

盡管戰(zhàn)略變革有助于企業(yè)動態(tài)適應外部環(huán)境變化，對企業(yè)維持或增強競爭優(yōu)勢有著不可替代的重要影響，但戰(zhàn)略變革同時也是一項高風險的企業(yè)活動。從戰(zhàn)略變革對企業(yè)績效影響的已有研究成果看，前期研究相繼發(fā)現(xiàn)了戰(zhàn)略變革對企業(yè)短期績效的正向影響（Goll等，2007）、負向影響（Naranjo-Gil等，2008），以及無顯著影響（Kelly和Amburgey，1991）等。這表明了戰(zhàn)略變革對企業(yè)短期績效的影響具有高度不確定性。因此，不管出于遺產(chǎn)保存還是財產(chǎn)保護的動機，CEO預期離任時間越短，CEO越會表現(xiàn)出風險規(guī)避。在此狀況下，預期任期較短的CEO越可能將戰(zhàn)略變革視為有可能惡化企業(yè)短期績效表現(xiàn)的一種威脅，因而越不可能發(fā)動戰(zhàn)略變革（或戰(zhàn)略變革程度較小）。相比之下，為了確保未來較長一段時間內(nèi)的職位安全，預期任期較長的CEO在進行戰(zhàn)略性決策時通常會更多地考慮股東利益。并且，較長的預期任期足以保證CEO在承擔戰(zhàn)略變革風險的同時也能獲得其所帶來的益處，此時，CEO更有可能躊躇滿志地將戰(zhàn)略變革視為一種能提高離任聲譽與補償金的有效措施，因而更有可能發(fā)動較大程度的戰(zhàn)略變革。

綜上，本文提出：

H1b：CEO預期任期長度與戰(zhàn)略變革程度呈正相關關系。

（二）高管團隊特征的調(diào)節(jié)作用

基于CEO與TMT交互影響企業(yè)戰(zhàn)略選擇的觀點（Cao等，2010），本研究進一步認為具有不同特征的高管團隊在支持或反對CEO決策方面將呈現(xiàn)顯著差異，繼而增強或弱化了CEO任期對戰(zhàn)略變革的影響。具體來說，下文將逐一探討高管團隊任期、高管團隊年齡以及高管團隊教育水平對CEO任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的調(diào)節(jié)作用。

1.高管團隊任期的調(diào)節(jié)作用。高管團隊任期體現(xiàn)高管團隊成員作為管理者一起共事的經(jīng)歷，對團隊產(chǎn)出有著重要影響。當高管團隊成員共事時，他們將發(fā)展共同語言、分享價值規(guī)范并明確角色定位，這將使團隊內(nèi)部的互動過程變得更為有效與和諧（Wiersema和Bantel，1992）。從另一方面看，隨著團隊內(nèi)部的知識交流越來越陷入集體討價還價和追求共同理解的狀況中，任期較長的高管團隊將不斷縮小其否認討論的范圍（Finkelstein和Hambrick，1990）。在這種情況下，任期較長的高管團隊更有可能尋求團隊合意行為以維護團體凝聚力與共同認知，并在決策過程中拒絕、甚至刻意隱瞞不正常的解釋與信息。因此任期較長的高管團隊減少了可能會挑戰(zhàn)現(xiàn)存理解的新信息或新觀點的引入與分享，最終導致他們不愿改變現(xiàn)狀（Michel和Hambrick，1992），具體包括不愿改變組織結(jié)構(gòu)、企業(yè)戰(zhàn)略等。相對而言，任期較短的高管團隊對不同信息與觀點更為開放、掃描環(huán)境與處理信息的程序較為靈活、對現(xiàn)狀的心理承諾也較弱，因而他們更有可能推動企業(yè)適時發(fā)動戰(zhàn)略變革以響應外部環(huán)境的變化。

此外，任期還將影響高管團隊采取風險性行為的意愿。由于任職時間較短的高管團隊成員在部分利益相關者眼中可能仍缺乏相應的合法性，因而他們可能會積極推動企業(yè)實施冒險活動來證明自己的勝任力，例如，推動企業(yè)增加研發(fā)投入（Kor，2006）。相比之下，任期較長的高管團隊需要向利益相關者證明自身勝任力的壓力相對較小，他們傾向于在企業(yè)運營過程中使用有效性已經(jīng)得到證實的固有范式或策略（Heyden等，2017），而且任期較長的高管團隊也更強調(diào)穩(wěn)定，在戰(zhàn)略行動中會有意地避免承擔風險。

綜上可以推測，任期較短的高管團隊由于對外部環(huán)境更為敏感，更容易發(fā)現(xiàn)當前戰(zhàn)略的問題，將在一定程度上促進CEO對當前戰(zhàn)略中的問題的認識，繼而推動CEO對當前戰(zhàn)略實施比較徹底的變革。同時，任期較短的高管團隊還面臨著證明自身勝任力的強大壓力，因而他們更有可能反對既有任期較長的CEO或預期任期較短的CEO做出維持當前戰(zhàn)略現(xiàn)狀的決策。相比之下，當既有任期較長的CEO或任期較短的CEO做出維持當前戰(zhàn)略現(xiàn)狀（或進行程度較小的戰(zhàn)略變革）的決策時，由于任期較長的高管團隊對現(xiàn)狀的心理承諾較強并有意避免風險承擔，因此他們更可能支持CEO的決策。據(jù)此提出：

H2a：高管團隊任期增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負相關關系。

H2b：高管團隊任期增強了CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的正相關關系。

2.高管團隊年齡的調(diào)節(jié)作用。高管團隊年齡反映了高管團隊成員一般的生活經(jīng)歷、代際的世界觀和信仰。年齡將影響高管團隊在決策制定過程中的風險承擔水平（Hambrick和Mason，1984）。年齡較大的管理者擁有更少的生理和心理耐力，對現(xiàn)狀具有較強的感情，并將財務和職位安全視為首要目標。因此，年齡較大的管理者通常較少參與風險性活動（Goll等，2008）。相比之下，年齡較小的管理者可依賴的管理經(jīng)驗較少，更傾向于追求風險性戰(zhàn)略。這是因為：首先，年齡較小的管理者在決策制定過程中學習和整合信息的能力較強，因而對自身的決策更為自信；其次，年齡較小的管理者給企業(yè)帶來了更能反映當前外部環(huán)境和新興發(fā)展的知識（Goll等，2008；Heyden等，2017），這些知識相較于年齡較大的管理者所擁有的知識更為新鮮；再次，嘗試新穎的以及前所未有的戰(zhàn)略能幫助年齡較小的管理者建立獨特的合法性和聲譽（Hambrick和Mason，1984），增加了職業(yè)發(fā)展的機會。

此外，不同年齡段的管理者框定、獲取以及解釋信息的方式存在較大差異。有研究指出，年齡較大的管理者不太可能進行詳盡的信息加工或情報整理（Hambrick和Mason，1984；Marcel，2009）。相較于年齡較小的管理者，年齡較大的管理者更有可能形成僵化的認知模式，無形中限制了他們搜尋信息和解釋信息的靈活性。而且隨著年齡的增加，管理者偏好原有成功慣例的趨勢將增強，該趨勢不僅弱化了高管團隊識別變化并做出恰當反應的能力，也使其難以應對新的不同尋常的信息和問題（Marcel，2009）。

綜上可推測，相較于年齡較大的高管團隊，年齡較小的高管團隊能增進CEO對外部環(huán)境的認識，使CEO意識到當前戰(zhàn)略所存在的問題。此外，由于年齡較小的高管團隊所具有的知識更為新鮮，他們增進CEO深入理解戰(zhàn)略變革重要性的同時，也弱化了CEO有關戰(zhàn)略變革威脅企業(yè)短期績效的感知，因而，既有任期較長的CEO或預期任期較短的CEO，更有可能制定、實施程度較大的戰(zhàn)略變革決策。相反，由于年齡較大的高管團隊將財務和職位安全視為首要目標，信息處理能力也較弱，將在一定程度上削弱CEO對外部環(huán)境的敏感性，并增強CEO對戰(zhàn)略變革將威脅企業(yè)短期績效的感知。因此，在高管團隊年齡較大的企業(yè)中，既有任期較長的CEO或預期任期較短的CEO，更有可能制定、實施程度較小的戰(zhàn)略變革，且該決策也容易獲得高管團隊的支持。據(jù)此提出：

H3a：高管團隊年齡增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負相關關系。

H3b：高管團隊年齡增強了CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的正相關關系。

3.高管團隊教育水平的調(diào)節(jié)作用。教育水平反映了個體的認知能力和知識水平。相較于低教育水平的個體，高教育水平的個體對模糊性具有更高的容忍程度，對內(nèi)外環(huán)境具有更快的反應能力和適應能力，在處理大量不同類型信息的過程中往往更有效率，因而高教育水平的個體傾向于將變革框定為機會而非威脅（Dutton和Jackson，1987）。在推動戰(zhàn)略變革的過程中，高教育水平的高管團隊也更能提供令人信服的充分理由。

此外，由于教育水平較高的高管團隊具有更高的自我效能感，因而他們傾向于對變革持支持態(tài)度（Díaz-Fernández等，2015）。這種態(tài)度會使高教育水平的高管團隊感知到自身管理企業(yè)重大變革能力的強大自信（Tierney和Farmer，2002）。與此同時，相較于教育水平較低的高管團隊，教育水平較高的高管團隊對企業(yè)戰(zhàn)略問題的視野往往更長遠。這是因為，在接受高等教育的過程中，他們經(jīng)常需要對短期回報與不可預測未來中的潛在收益進行權衡。

綜上可以推測，與低教育水平的高管團隊相比，高教育水平的高管團隊由于對內(nèi)外環(huán)境的敏感性和適應能力更強，在推動戰(zhàn)略變革的過程中更能提供令人信服的充分理由，更能夠緩解CEO對戰(zhàn)略變革威脅的感知，因而可以弱化CEO在既有任期較長或預期任期較短的狀況下實施程度較小的戰(zhàn)略變革的可能性。同時，由于高教育水平的高管團隊傾向于將戰(zhàn)略變革視為一種機會并從長遠考慮企業(yè)戰(zhàn)略問題，他們更有可能反對既有任期較長的CEO或預期任期較短的CEO維持戰(zhàn)略現(xiàn)狀或進行程度較小的戰(zhàn)略變革的決策。據(jù)此提出：

H4a：高管團隊教育水平削弱了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負相關關系。

H4b：高管團隊教育水平削弱了CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的正相關關系。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2007—2015年中國A股上市公司為研究對象，并刪除了以下樣本：①樣本期間的金融類上市公司；②樣本期間的ST、SST、*ST上市公司；③樣本期間其他數(shù)據(jù)嚴重缺乏的上市公司。經(jīng)過上述篩選，本研究最終在樣本期期間內(nèi)獲得了涉及1 374家上市公司的4 115個樣本數(shù)據(jù)。本研究中用于計算CEO任期數(shù)據(jù)、高管團隊人口統(tǒng)計特征以及戰(zhàn)略變革的原始數(shù)據(jù)來源于國內(nèi)CSMAR數(shù)據(jù)庫、CCER數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，為保證數(shù)據(jù)的質(zhì)量和準確性，本研究還根據(jù)財新網(wǎng)等國內(nèi)專業(yè)網(wǎng)站對數(shù)據(jù)加以核實。其中，CEO任期數(shù)據(jù)追溯至CEO的首個任期日期（精確到日）。

（二）指標選擇與變量定義

1.解釋變量：CEO任期。CEO任期包括CEO既有任期與CEO預期任期。其中，CEO既有任期借鑒McClelland等（2010）、劉亞偉和張兆國（2016）的研究，選取CEO在現(xiàn)有職位上的具體任職年限衡量。CEO預期任期則借鑒Antia等（2010）、劉亞偉和張兆國（2016）的研究，采用公式（1）衡量：

式中，GTENUREi，t、AGEi，t分別表示截至t年時i公司CEO的既有任期和年齡；GTENUREind，t、AGEind，t分別表示截至t年時i公司所在行業(yè)的所有上市公司CEO的平均既有任期和平均年齡。GTENUREind，t與GTENUREi，t的差值表示在既有任期維度上CEO任職預期；AGEind，t與AGEi，t的差值表示在年齡維度上CEO任職預期。上述兩個維度上的CEO任職預期之和即為CEO預期任期。

2.被解釋變量：戰(zhàn)略變革。雖然企業(yè)戰(zhàn)略變革可能體現(xiàn)在多個方面、具有不同形式，但戰(zhàn)略變革程度最終將反映在戰(zhàn)略性資源配置的變化之上。鑒于此，本文參考連燕玲等（2016）、Triana等（2014）的研究，通過測量戰(zhàn)略資源配置的年度波動性來測量戰(zhàn)略變革。如果某企業(yè)的戰(zhàn)略資源在年度時間上的配置波動性較大，則認為該企業(yè)的戰(zhàn)略變革程度較大；反之，則認為企業(yè)維持戰(zhàn)略現(xiàn)狀或戰(zhàn)略變革程度較小。具體測量過程如下：首先，獲取六個維度上的企業(yè)戰(zhàn)略資源：①廣告強度（廣告支出與銷售收入的比值）；②研發(fā)強度（研發(fā)支出與銷售收入的比值）；③非生產(chǎn)性支出比率（非生產(chǎn)性支出與銷售收入的比值）；④固定資產(chǎn)更新率（固定資產(chǎn)凈值與固定資產(chǎn)總值的比值）；⑤存貨與銷售收入比值（存貨與銷售收入的比值）；⑥財務杠桿系數(shù)（負債與股東權益的比值）。其次，分別以2008年、2009年、2010年、2011年、2012年為基期T，計算出上述6個指標在5年內(nèi)（T-1，T+3）的方差[∑（ti-T）2/（n-1）]。再次，對年度方差基于行業(yè)進行標準化處理。最后，對上述6個標準化之后的指標取平均值，所得數(shù)值即為戰(zhàn)略變革程度。該數(shù)值越大，表明戰(zhàn)略變革的程度越大。

3.調(diào)節(jié)變量：高管團隊任期、年齡及教育水平。李衛(wèi)寧和李莉（2015）認為，高管團隊由公司中具有副總裁、副總經(jīng)理、總會計師、總經(jīng)濟師、總工程師、總監(jiān)等以上頭銜的高級管理人員組成。鑒于本文的研究目標并考慮到中國情景，本研究以李衛(wèi)寧和李莉（2015）對高管團隊的界定為基礎，排除CEO之后作為本研究的高管團隊。其中，高管團隊任期（TMTTENURE）選取高管團隊成員在企業(yè)內(nèi)任職年限的平均年限衡量，該數(shù)值越大，說明高管團隊任期越長；高管團隊年齡（TMTAGE）選取高管團隊成員的平均年齡衡量，該數(shù)值越大，說明高管團隊年齡越大；高管團隊教育水平（TMTEDU）采用高管團隊成員教育水平的平均數(shù)衡量，該數(shù)值越大，說明高管團隊教育水平越高。教育水平的編碼如下：1=中專及中專以下，2=大專，3=本科，4=碩士，5=博士。

4.控制變量。參考以往研究，本研究選取以下變量作為控制變量：①企業(yè)年齡（AGE），采用企業(yè)上市年份數(shù)加1后取自然對數(shù)衡量；②企業(yè)所有權性質(zhì)（STA），若為國有企業(yè)則取值1，否則取0；③財務杠桿（LEV），采用負債總額與資產(chǎn)總額的比例衡量；④董事會規(guī)模（BODSIZE），采用董事會人數(shù)加1后取自然對數(shù)衡量；⑤外部董事比例（OUTBOD），采用外部董事人數(shù)與董事總?cè)藬?shù)的比值衡量；⑥兩職兼任（DUA），若CEO同時兼任董事長取值為1，否則為0；⑦冗余資源（RR），冗余資源采用未沉淀冗余資源、沉淀冗余資源和潛在冗余資源三個指標分別標準化后取平均值，其中未沉淀冗余資源采用流動資產(chǎn)與流動負債的比值衡量，沉淀冗余資源采用管理費用與銷售費用之和與銷售收入的比值衡量，潛在冗余資源采用所有者權益總額與負債總額的比值衡量；⑧股權集中度（FIR），采用第一大股東持股數(shù)與股本總數(shù)的比值衡量；⑨成長性（GRO），采用當年主營業(yè)務收入除以上年主營業(yè)務收入減1衡量；⑩行業(yè)競爭程度（HHI），采用公司營業(yè)收入占行業(yè)總營業(yè)收入的比值取平方衡量。此外，本文還控制了年份效應、行業(yè)效應以及區(qū)域效應。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關性系數(shù)

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計及相關性系數(shù)。描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，戰(zhàn)略變革的均值為-0.0217，標準差為0.2766，這說明各樣本企業(yè)的戰(zhàn)略變革程度存在一定的差異；CEO既有任期均值約為3.4年，標準差為2.6483，這說明各樣本企業(yè)間的CEO既有任期存在較大差異；CEO預期任期均值約為0.4年，標準差為7.0327，這說明各樣本企業(yè)間的CEO預期任期存在較大差異。相關性分析結(jié)果顯示，CEO既有任期與戰(zhàn)略變革顯著負相關（p＜0.05）；CEO預期任期與戰(zhàn)略變革正相關但不顯著（p＞0.1）；高管團隊任期與戰(zhàn)略變革負相關但不顯著（p＞0.1）；高管團隊年齡和高管團隊教育水平均與戰(zhàn)略變革顯著負相關（p＜0.01）。

表1 主要描述性統(tǒng)計及相關性系數(shù)

（二）回歸分析

為了確保模型估計的有效性和一致性，在實證分析之前，本研究對數(shù)據(jù)進行以下處理：①為規(guī)避異常值的影響，對數(shù)據(jù)在1%水平上縮尾處理；②在構(gòu)造交互項前對自變量和調(diào)節(jié)變量進行中心化處理；③對進入模型的所有解釋變量和控制變量進行方差膨脹因子（VIF）診斷，結(jié)果顯示模型VIF均值小于2且各變量VIF值均遠遠小于10，說明不存在多重共線性問題；④考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在時間序列、截面相關和異方差等問題，采用通常的面板數(shù)據(jù)估計方法會低估標準誤差，導致模型估計結(jié)果有偏。因此，本研究在后續(xù)的面板數(shù)據(jù)模型估計中，采用Driscoll-Kraay標準誤進行估計，以確保所得標準誤差具有無偏性、一致性和有效性。

本研究實證分析思路如下：首先，對CEO既有任期和預期任期與戰(zhàn)略變革之間的關系進行回歸分析；其次，檢驗高管團隊任期、高管團隊年齡、高管團隊教育水平的調(diào)節(jié)效應。此外，為了緩解內(nèi)生性問題，本研究以第t-1年的CEO既有任期和CEO預期任期分別作為解釋變量，以第t年的戰(zhàn)略變革作為被解釋變量；以第t-1年的高管團隊任期（TMTTENURE）、高管團隊年齡（TMTAGE）、高管團隊教育水平（TMTEDU）作為調(diào)節(jié)變量。

表2列示了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的回歸檢驗結(jié)果。模型（1）是在控制相關變量的基礎上引入解釋變量后的檢驗結(jié)果，模型（1）的檢驗結(jié)果顯示：CEO既有任期的回歸系數(shù)顯著為負（β=-0.0052，p＜0.01）。這說明，隨著CEO既有任期的延長，企業(yè)所實施的戰(zhàn)略變革程度將減小，H1a得到支持。

表2 CEO既有任期與戰(zhàn)略變革的關系檢驗

表2 （續(xù)）

模型（2）和模型（3）列式了高管團隊任期對CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的調(diào)節(jié)效應。模型（2）的檢驗結(jié)果顯示：CEO既有任期與高管團隊任期的交互項系數(shù)顯著為負（β=-0.0045，p＜0.05），這表明高管團隊任期增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負向關系，H2a得到支持。此外，模型（3）的檢驗結(jié)果顯示：CEO既有任期與高管團隊任期的交互項系數(shù)不顯著（β=-0.0010，p＞0.1），且CEO既有任期與高管團隊任期平方項的交互項系數(shù)顯著為負（β=-0.0009，p＜0.1），這表明在本文樣本數(shù)據(jù)范圍內(nèi)高管團隊任期增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負相關關系，因而H2a得到進一步支持。

模型（4）和模型（5）列示了高管團隊年齡對CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的調(diào)節(jié)效應。模型（4）的檢驗結(jié)果顯示：CEO既有任期與高管團隊年齡的交互項系數(shù)顯著為負（β=-0.0007，p＜0.01），這表明高管團隊年齡增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負向關系，H3a得到支持。此外，模型（5）的檢驗結(jié)果顯示：CEO既有任期與高管團隊年齡的交互項系數(shù)不顯著（β=-0.0070，p＞0.1），且CEO既有任期與高管團隊年齡平方項的交互項系數(shù)也不顯著（β=0.0001，p＞0.1），表明高管團隊年齡對CEO既有任期與戰(zhàn)略變革之間的負相關關系不存在二次調(diào)節(jié)效應，因而H3a得到進一步支持。

模型（5）和模型（6）列示了高管團隊教育水平對CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的調(diào)節(jié)效應。模型（5）的檢驗結(jié)果顯示：CEO既有任期與高管團隊教育水平的交互項系數(shù)顯著為負（β=-0.0078，p＜0.05），這表明高管團隊教育水平增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負向關系，H4a沒有得到支持。但模型（6）的結(jié)果進一步顯示：CEO既有任期與高管團隊教育水平的交互項系數(shù)顯著為負（β=-0.0930，p＜0.01），且CEO既有任期與高管團隊教育水平二次項的交互項系數(shù)顯著為正（β=0.0132，p＜0.01）。根據(jù)Luo等對交互項的解釋（Luo等，2014），高管團隊教育水平先削弱而后增強了CEO既有任期對戰(zhàn)略變革程度的負向影響，即高管團隊教育水平對CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的關系起到了U形調(diào)節(jié)作用，因而H4a得到部分支持。對此的一個潛在解釋是：不同于較低教育水平或較高教育水平的高管團隊，中等教育水平的高管團隊更傾向于追求中庸之道，因而他們更有可能在是否反對CEO決策的問題上搖擺不定，最終延遲了中等教育水平的高管團隊反對CEO決策的行動。

表3列示了CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的關系的回歸檢驗結(jié)果。限于篇幅，本研究將表3中的控制變量（與表2中的控制變量相同）統(tǒng)一采用CONTROL替代。模型（1）是在控制相關變量的基礎上引入解釋變量后的檢驗結(jié)果，模型（1）的檢驗結(jié)果顯示：CEO預期任期的回歸系數(shù)顯著為正（β=0.0012，p＜0.01），這說明CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度正相關，即隨著CEO預期任期的縮短，企業(yè)所實施的戰(zhàn)略變革程度將減小，H1b得到支持。

表3 CEO預期任期與戰(zhàn)略變革的關系檢驗

表3 （續(xù)）

模型（2）和模型（3）分析了高管團隊任期對CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的調(diào)節(jié)效應。模型（2）的檢驗結(jié)果顯示：CEO預期任期與高管團隊任期的交互項系數(shù)不顯著（β=-0.0001，p＞0.1），表明高管團隊任期對CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的關系不具有顯著的調(diào)節(jié)作用，H2b沒有得到支持。但模型（3）的檢驗結(jié)果顯示：CEO預期任期與高管團隊任期的交互項系數(shù)顯著為負（β=-0.0030，p＜0.01），且CEO預期任期與高管團隊任期平方項的交互項系數(shù)顯著為正（β=0.0007，p＜0.01）。根據(jù)Luo等對交互項的解釋（Luo等，2014），高管團隊任期先削弱而后增強了CEO預期任期對戰(zhàn)略變革程度的正向影響。即高管團隊任期對CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的關系起到了U形調(diào)節(jié)作用，因而H2b得到部分支持。一個潛在的解釋是：任期較短的高管團隊可能缺乏有效反對CEO決策的相應權力，任期較長的高管團隊則因?qū)ΜF(xiàn)狀的較強的心理承諾而不愿反對CEO的決策，而任期中等的高管團隊的權力相對加強，對現(xiàn)狀的心理承諾相對較弱，因而更有權力和意愿來反對CEO維持企業(yè)戰(zhàn)略現(xiàn)狀的決策。

模型（4）和模型（5）分析了高管團隊年齡對CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的調(diào)節(jié)效應。模型（4）的檢驗結(jié)果顯示：CEO預期任期與高管團隊年齡的交互項系數(shù)顯著為正（β=0.0002，p＜0.01），這表明高管團隊年齡增強了CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的正向關系，H3b得到支持。此外，模型（5）的檢驗結(jié)果顯示：CEO預期任期與高管團隊年齡的交互項系數(shù)不顯著（β=0.0011，p＞0.1），且CEO預期任期與高管團隊年齡平方項的交互項系數(shù)也不顯著（β=-0.0000，p＞0.1），表明高管團隊年齡對CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的正相關關系不存在二次調(diào)節(jié)效應，因而H3b得到進一步支持。

模型（5）和模型（6）分析了高管團隊教育水平對CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系的調(diào)節(jié)效應。模型（5）的檢驗結(jié)果顯示：CEO預期任期與高管團隊教育水平的交互項的系數(shù)顯著為負（β=-0.0027，p＜0.05），表明高管團隊教育水平削弱了CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的正向關系，H4b得到支持。模型（6）的結(jié)果進一步顯示：CEO預期任期與高管團隊教育水平的交互項的系數(shù)顯著為正（β=0.0213，p＜0.01），且CEO預期任期與高管團隊教育水平二次項的交互項的系數(shù)顯著為負（β=-0.0038，p＜0.01）。根據(jù)Luo等對交互項的解釋（Luo等，2014），高管團隊教育水平先增強而后削弱了CEO預期任期對戰(zhàn)略變革程度的正向影響。即高管團隊教育水平在CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間起倒U形調(diào)節(jié)關系，H4b得到進一步支持。對此的一個潛在解釋是：不同于較低教育水平和較高教育水平的高管團隊，中等教育水平的高管團隊更傾向于追求中庸之道，因而他們更有可能在是否反對CEO決策的問題上搖擺不定，最終延遲了中等教育水平的高管團隊反對CEO決策的行動。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)論的可靠性，本研究進行了以下穩(wěn)健性檢驗：①更換CEO任期的計算方法。為緩解既有任期的內(nèi)生性問題，本研究以3年為界限設立虛擬變量，當CEO既有任期超過3年時，取值1，否則取0。此外，計算均值時易受極端值的影響，為此，本研究以行業(yè)CEO任期與年齡的中位數(shù)替代行業(yè)CEO任期與年齡的平均值重新計算CEO預期任期。②更換戰(zhàn)略變革指標計算時間范圍。本研究借鑒李衛(wèi)寧和李莉(2015)的做法，以2008—2012年為基期T或2008—2013年為基期T，計算企業(yè)戰(zhàn)略資源6個維度指標在4年內(nèi)的方差。③更換戰(zhàn)略變革指標衡量方式與指標選取。本研究借鑒Weng和Lin(2014)的研究，將固定資產(chǎn)更新率的衡量方式由固定資產(chǎn)凈值與固定資產(chǎn)總值的比值改為固定資產(chǎn)凈值與銷售收入的比值。重新檢驗后發(fā)現(xiàn)，本文的研究結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性改變(限于篇幅，相關圖表未列示，可向作者索取)。

五、結(jié)論與討論

基于CEO—TMT交互影響企業(yè)戰(zhàn)略決策的觀點，本研究著重運用高管團隊理論，重新探究了CEO任期與戰(zhàn)略變革之間的邏輯關系，并進一步分析了高管團隊年齡、高管團隊任期、高管團隊教育水平對兩者關系的調(diào)節(jié)作用?；?007—2015年中國A股上市公司4 115個樣本的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，本研究發(fā)現(xiàn)：第一，CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度顯著負相關，CEO預期任期則與戰(zhàn)略變革程度顯著正相關。第二，高管團隊任期增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負相關關系，并在CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系起著U形調(diào)節(jié)作用。第三，高管團隊年齡增強了CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間的負相關關系，以及 CEO預期任期與戰(zhàn)略變革程度之間的正相關關系。第四，高管團隊教育水平在CEO既有任期與戰(zhàn)略變革程度之間關系起U形調(diào)節(jié)作用，并在CEO預期任期與戰(zhàn)略變革之間關系起倒U形調(diào)節(jié)作用。

本研究具有以下實踐啟示：第一，企業(yè)應同時重視較長CEO既有任期與較短CEO預期任期可能帶來的負面影響(例如，不適時發(fā)動戰(zhàn)略變革)。一方面，企業(yè)需要制定合理的CEO聘期，并加強對距離任期限較短CEO的監(jiān)督力度；另一方面，企業(yè)可適當降低CEO補償金或退休金中財務考核指標的比重，從而弱化CEO以損害企業(yè)長期利益為代價來追求補償金或退休金最大化的機會主義動機。第二，鑒于高管團隊任期、高管團隊年齡以及高管團隊教育水平對CEO任期與戰(zhàn)略變革程度之間的關系存在顯著的調(diào)節(jié)作用，因此，企業(yè)可通過優(yōu)化高管團隊的構(gòu)成來促使CEO適時地發(fā)動戰(zhàn)略變革，例如，適當降低高管團隊成員的平均年齡。這點尤其值得試圖徹底變革當前戰(zhàn)略以追求更好發(fā)展的企業(yè)注意。

當然，本研究也存在以下不足與局限：第一，囿于數(shù)據(jù)的可得性，本研究選取了相同行業(yè)中CEO既有任期的平均水平與CEO年齡的平均水平的組合指標來衡量CEO預期任期，這種CEO預期任期的衡量偏差有可能影響研究結(jié)論的可靠性。未來研究可補充其他更為恰當?shù)腃EO預期任期的測量方法（比如問卷調(diào)查法），以便更真實地反映CEO預期任期。第二，本研究僅探討了高管團隊年齡、高管團隊任期、高管團隊教育水平的調(diào)節(jié)作用。事實上，前期研究表明，高管團隊的其他特征對戰(zhàn)略變革也具有重要影響，例如高管團隊國際經(jīng)驗(Díaz-Fernández等, 2015)，因此，未來研究可進一步檢驗其他高管團隊特征在CEO特征與戰(zhàn)略變革之間的情境作用。