相似吸引還是差異互補
——基于企業內創業視角

周啟微，邵劍兵

（遼寧大學a.新華國際商學院；b.商學院，遼寧 沈陽 110036）

一、引 言

改革開放以來，創新創業活動一直對推動我國經濟社會發展起著重要作用，并與促進產業升級、實現經濟社會和環境包容性發展等重大現實問題緊密相連［1］。隨著我國經濟轉型升級步伐加快，如何進一步提升并強化創新創業活動質量，正是當前實現高質量發展和深化改革開放的關鍵任務［2］，而內創業概念的興起，證實了企業的創新創業行為已經從初入市場時簡單的技術創新延伸到企業發展各階段的內部創業實踐中［3］，內創業活動的效率問題也已經成為推進創新創業領域研究的重要課題。

內創業可以看作是企業持續創業的過程，而企業的高層管理團隊作為企業決策主體，是企業提升創業效率的關鍵［4］。現有的高管團隊異質性研究正往多元化的方向發展，值得注意的是，高管團隊中各個成員因其職務不同，在團隊中的話語權也會表現出明顯不同，故在企業決策中所發揮的作用有較大差異。作為整個高管團隊的領導者，董事長和CEO其自身特征與其他高管團隊成員的差異會比團隊中所有個體的差異均值更具有研究意義，而綜合異質性指標或團隊斷裂帶并沒有對這類特殊的高管進行分析?？紤]以上原因，本文將從高管團隊垂直對特征的角度來分析董事長-高管團隊差異性和董事長-CEO差異性對企業內創業效率的影響。

多維度異質性的綜合影響是當前高管異質性研究的重點，而此前高管團隊垂直對特征的研究多是分別計算每個維度的異質性，然后同時放入模型進行分析。這一做法雖然同時考慮了高管團隊的多個人口統計學特征差異對企業績效產生的影響，但并沒有對不同維度的異質性進行綜合考量。因此，本文參考CEO開放性特征這一構念［5］，將高管的人口統計學特征進行綜合計算，獲得董事長-高管團隊開放性垂直對特征和董事長-CEO開放性垂直對特征兩個指標用以后續研究。同時考慮CEO權力過高可能引發的企業代理問題，本文還將分析CEO權力對董事長與CEO之間關系的影響，還有隨之而來的董事長-CEO之間的差異對企業內創業效率影響的調節作用。

二、文獻綜述

（一）企業內創業效率

內創業（Intrapreneurship）最早作為企業內的個體打破常規的一類行為被提出［6］，后被認為是企業創業行為的一種延伸和持續過程［7］。近年來，有關內創業的研究涉及內創業的主體、組織環境和行為過程等，但多數研究還是集中于分析內創業的含義及其構成，有關內創業行為結果及其影響因素的研究少之又少［8］。而在創業研究中，創業結果作為創業者在實施創業行為后的獲得表現，一直被學界關注，特別是有關企業績效、生存成長以及資金獲取方式等企業層面的結果，更是因其最直觀地展現了創業行為所得，被著重研究。這在很大程度上印證了對內創業行為結果及其影響因素進行研究的必要性。

由于相關研究較少，目前關于內創業效率并沒有應用較為廣泛的衡量方法，但與創業效率類似，企業內創業效率也應主要關注企業的成長性和盈利性兩個方面。對于所處行業環境動態性較強的企業，能否持續創新并不斷抓住外部機遇是企業發展的關鍵，而內創業效率較高的企業很可能借此實現自身價值的快速積累，成為備受關注的“獨角獸”和“瞪羚”。Aileen Lee（2013）通過篩選成立十年內市值突破十億美元的軟件企業建立了美國的“獨角獸數據庫”［9］，根據這一衡量標準，多個機構也相繼發布了包括中國在內的各個國家的“獨角獸企業”榜單。目前，“獨角獸企業”作為一類非常成功的創業企業，在世界范圍內受到廣泛關注，這也證實了“獨角獸企業”所具有的研究價值。考慮內創業效率的內涵正是通過不斷創新實現企業快速成長，因此，企業能否成為“獨角獸”可以被看作是其在持續創業過程中成功與否，而“獨角獸企業”的篩選結果正可以用來描述企業的內創業效率［10］。比照用財務指標或問卷來衡量內創業效率的做法，這種使用里程碑事件來衡量內創業效率的方式更貼合投資人的實際關切。

（二）高管團隊垂直對特征和開放性特征

1.高管團隊垂直對特征

高管團隊垂直對特征最早由Tsui和O'Reilly（1989）［11］提出，指代組織管理層中的上下級因職位和權力差異而產生的特殊關系。目前，關于高管垂直對特征的研究可以看作是高階理論（Upper Echelons Theory）［12］發展過程中的一個分支。隨著人口統計學相關研究的不斷深入，越來越多的學者認識到單純地將高管團隊作為一個整體研究會忽略不同職位管理者之間的層級差異和由此帶來的不同互動方式［13-14］，開始關注相對于一般高管團隊成員處于領導層級的董事長、CEO和其他成員間在年齡、性別和任期等人口特征方面的差異，即高管團隊垂直對特征［15］。

現有關于高管垂直對特征的研究中，上、下層級的選擇還有一定差異性。一些研究認為，CEO比照其他高管成員具有顯著的層級差異。因此，主要關注CEO-高管團隊垂直對特征對企業的影響［16-17］。而大部分國內研究則參考了我國《公司法》的規定和Wong等（2004）［18］的研究結論，認為在我國上市公司權力配置中，董事長作為董事會的最高代表，其擁有的決策權最大，因而更多關注董事長-高管團隊垂直對特征對企業的影響［19-20］。除此之外，還有一部分學者認為，董事長和CEO構成了高管團隊的核心架構［21］，但同時也代表著不同的利益主體，擁有著不同的職能權力，因此，更為關注董事長-CEO垂直對特征對企業的影響［13，22］。綜合已有研究在選擇研究對象時的各類依據，本文認為，在以我國上市企業為樣本進行研究時，確實應考慮國內情境，即董事長為企業內權力配置的頂端，應作為高管垂直對中的上級（Superior），而下級（Subordinate）的選擇，高管團隊和CEO與董事長之間的層級差異都較明顯，且其與董事長的差異具有不同的研究意義。因此，本文在研究過程中，將同時分析兩種垂直對特征對企業內創業效率的影響。

與此同時，高管垂直對特征的研究大多會同時驗證多個人口統計學垂直對特征對企業的影響。Tsui和O′Reilly（1989）在其開創性的研究中就提到，對人口統計學影響的分析必須考慮全部人口特征的影響，而不是僅僅考慮一個或兩個人口特征［11］。目前，關于高管垂直對特征的研究主要包括年齡、性別、受教育程度以及任期。雖然同時考慮多個特征的影響比僅驗證單一維度的人口特征更合理，但單個人口特征之間可能存在潛在的抵消作用。此外，雖然一些人口統計學特征基于不同的理論框架解釋問題，但它們在預測高管的行動和組織變化方面經常具有相似的效果，這使得一部分人口統計學特征具有了組合研究的價值。因此，本文在目前相關研究的基礎上，借助開放性特征的概念，提出了一種新的綜合型垂直對特征，并以此來探索多維度人口統計學特征的綜合影響。

2.開放性特征

開放性特征（openness to change）早期出現在Miller等（1994）［23］的心理學文獻中，主要用來描述員工支持變革的意愿和對變革結果的積極預期。而CEO的開放性特征（CEO openness to change）是Datta等（2003）根據Finkelstein和Hambrick（1996）提出的CEO對變革持開放態度的兩個要素，即認知和社會或人際關系［24］，進而提出的代表CEO潛在認知取向的整合構念［25］，這一構念綜合了三個與企業層面變化聯系最廣泛的CEO人口統計特征，提供了一種簡潔的方法來整合不同維度的CEO屬性，以便對其進行綜合性研究。

事實上，Hambrick等（1993）［5］在其關于高管承諾的研究中，也曾提到過高管的開放性特征，并認為企業業績與高管對變革的態度之間聯系緊密。但這一研究只著眼于業績對高管當前承諾（反之就是變革意愿）的影響，而沒有考慮高管對變革的這種態度對業績可能產生的影響。與之類似，早期對變革開放性的研究多集中于理論評論，較少采取實證研究［26］，心理學領域也多是通過調查問卷研究影響員工開放性的因素。

而本文參考Datta等（2003）［25］的做法，用人口統計學指標來衡量開放性，并將開放性特征擴展應用于董事長、CEO和高管團隊中，以此衡量三者的人口統計學特征所內含的對于變革的接受程度和是否有積極的態度。同時，結合高管垂直對特征的概念，通過比對董事長與高管團隊和CEO之間開放性特征的不同，來分析這種異質性對企業內創業效率的影響。

三、理論分析與研究假設

（一）開放性垂直對特征對企業內創業效率的影響

有關企業高管團隊和創業效率的研究結論目前并不統一。一部分研究基于信息加工理論（Social Information Processing Theory）視角，認為認知主體不僅僅限于個人，團隊也是信息的加工者，通過成員間的信息共享和整合，團隊也會形成自己的認知［27］，因而團隊異質性會積極影響高管團隊的決策效率和組織績效［28-29］；另一部分研究則從社會認同理論（Social Identity Theory）視角出發，認為個體由于社會分類而產生的內群體偏好和外群體偏見會影響群體行為［30］，因此，高管團隊異質性會引發沖突和溝通障礙，從而降低決策效率和組織績效［31-32］。

高管垂直對特征作為一類特殊的高管團隊異質性問題，目前的研究大多是在高階理論的框架下，應用Byrne（1971）［33］提出的相似-吸引理論（Similarity-Attraction Paradigm）來解釋高管團隊垂直對特征對企業管理和決策質量的影響。因此，大多強調團隊成員和領導者的相似性會導致相互吸引和關系融洽。但也有一些研究結果表明，一些特定的差異性也會對企業產生積極影響［34-35］。

而開放性特征作為整合了多項高管人口統計學特征的綜合性指標，其最初的設計目的就是為了衡量企業高層管理人員對變革的支持和接受程度。雖然大部分研究都認為，高管對變革的偏好與企業績效之間的關系是積極的［36-37］，但還是有少部分研究結果證實，領導對變革的偏好會抑制企業績效［38-39］。根據連燕玲和賀小剛（2015）［40］的總結，高管的開放性主要從三方面體現：一是開放性的高管愿意嘗試新的活動，更愿意嘗試多種不同的戰略選擇［25］；二是開放性的高管更具有求知欲，面對復雜的問題，更容易給出非常規的解決方法［41］；三是開放性的高管更喜歡挑戰組織內的慣例和權威，甚至敵視現有的秩序［42］。對于高科技企業來說，企業高層管理者具備一定程度的變革開放性，確實能讓企業在面對復雜的外部環境時快速應對，對企業的內創業行為也會產生助力，但經常變化的企業戰略又可能會導致企業發展的不穩定。而企業內創業的過程本身就是在尋求創新和變革，多重不確定性相互疊加可能會引發更大的風險。同時，挑戰現有規則和秩序的結果通常是極端的業績表現，企業在內創業過程中，往往缺乏業務和經營方面的慣性，更容易被極端差的業績表現拖累。因此，高管對變革的開放性程度并非越大越好。開放性程度高的高管傾向變革，企業經營的風險也隨之增大；但高管開放性程度低則會厭惡改變，對處于內創業過程中的企業來說，可能又無法抓住機會，進而無法獲取可持續發展的動力。

因此，考查高管團隊成員開放程度的差異性具有很強的現實意義和價值。作為企業內決策核心的董事長，其與高管團隊成員在開放性特征方面的差異能夠使企業的戰略決策更具有全面性，使企業在抓住機遇的同時，具備一定的穩健性。CEO作為高管團隊核心成員，其與董事長之間又構成了最基本、顯著的上下級結構［43］，兩者的協同合作在最大程度上影響了企業的發展和表現。因此，董事長和CEO在開放性特征方面的差異也在很大程度上影響了企業能否在復雜的外部環境中，既抓住機遇又保證一定程度的穩定。

綜上所述，本文提出假設1和假設2。

H1：董事長-高管團隊開放性垂直對特征對企業內創業效率有積極影響；

H2：董事長-CEO開放性垂直對特征對企業內創業效率有積極影響。

（二）CEO權力對董事長-CEO開放性垂直對特征影響的調節作用

現有研究結論表明，CEO權力與代理成本密切相關，CEO權力越大，其與董事長之間的溝通成本越高，越難以在決策中獲得共識。張建君和張閆龍（2016）［21］認為，高效的管理團隊應該具備三個特點，包括異質性和由此帶來的互補、適當的權力差距以及融洽的工作關系。因此，CEO的權力大小對團隊異質性與決策質量和企業績效之間的關系應具有調節作用。

Amason（1996）［44］提出了一個從沖突的視角解決高管團隊決策質量與情感共識之間矛盾的分析模型，這一模型將決策制定過程中的團隊沖突分為認知沖突和情感沖突。認知沖突只是功能性的，會提高決策質量，但當分歧被視為個人批評時，則會轉變為情感沖突，這會破壞共識從而危及決策質量。一位團隊成員試圖以犧牲另一位成員的利益為代價來獲得影響力，這是團隊決策中常會產生的政治博弈［45-46］，而分歧一旦上升到權力獲得層面，就會導致純粹的認知沖突轉變成全面的情感沖突。而由CEO權力增大所帶來的董事長與CEO之間越發嚴重的代理問題，很可能使原本由團隊異質性帶來的認知沖突轉化為情感沖突，進而減弱董事長與CEO在開放性特征上的差異對企業內創業效率的積極影響。因此，本文提出假設3。

H3：CEO權力在董事長-CEO開放性垂直對特征與內創業效率的關系中起到負向調節作用。

綜上，本文研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

四、研究設計

（一）樣本選擇

為驗證高管團隊垂直對特征對企業內創業效率的影響，本文選取1999—2019年在A股IPO上市的企業作為初始樣本，考慮外部環境動態性較強且創新活動較為活躍的企業在內創業方面更具研究價值，本文參考Aileen Lee對“獨角獸企業”最初的界定方式，將樣本集中于計算機、軟件等相關行業，并剔除上市時已成立十年以上的企業，以此保證樣本企業均為有可能成為公募型“獨角獸企業”。樣本企業經過篩選后確定共184家，其中，根據其成立十年內的市值規模，分別為公募型“獨角獸企業”106家，對照組非“獨角獸企業”78家，將其與CSMAR數據庫高管信息和企業信息相關字段進行匹配后，獲得企業-年份面板數據1 019條。

（二）變量的定義及說明

1.被解釋變量

本文使用企業是否為“獨角獸企業”（Unic）這一指標衡量企業的內創業效率。如上文提到，目前研究企業內創業效率的文獻大多使用量表進行研究，而本文選擇公募型“獨角獸企業”這一既涉及企業發展水平、同時又考慮企業創立時間的里程碑式指標，來衡量樣本企業的內創業效率。

2.解釋變量

本文的解釋變量為董事長-高管團隊開放性垂直對特征（dOPtmt）、董事長-CEO開放性垂直對特征（dOPceo）。參考Datta等（2003）、連燕玲和賀小剛（2015）的對CEO開放性特征的處理方法［25，40］，對董事長、CEO和高管團隊的開放性特征分別進行了計算。具體做法是：首先，獲取董事長、CEO和高管團隊成員的年齡、任期以及受教育程度數據，其中，高管團隊數據為所有成員數據的均值；其次，根據Datta等因子分析的結果，年齡和任期與開放性特征的概念呈負相關，與受教育程度正相關，因此，需要對年齡和任期進行負向處理；最后，對三個指標數據進行標準化處理后進行加總，分別得到董事長、CEO和高管團隊平均開放性程度。

對于垂直對特征的計算，本文的主效應主要驗證董事長與高管團隊和CEO在開放性特征上的差異對企業內創業效率的影響。在垂直對特征的賦值過程中，如采用虛擬二值變量并不能很好地衡量這種差異。除此之外，考慮本文所用理論主要是從企業特征和團隊沖突角度分析開放性垂直對特征的影響，因此，本文選擇使用差值的絕對值來衡量董事長-高管團隊和董事長-CEO開放性垂直對特征。

3.調節變量

本文驗證CEO權力（CEOPower）對主效應的調節作用，參考Finkelstein（1992）［46］的權力模型、權小 鋒 和 吳 世 農（2010）［47］以 及 周 虹 和 李 端 生（2018）［48］對CEO權力的度量模型，對CEO權力來源的四個維度，即組織權力、專家權力、所有制權力和聲譽權力的8項指標進行計算。其中，組織權利維度，考慮CEO是否兼任董事長，兼任的記為1，否則記為0；高管團隊規模是否小于行業均值，是記為1，否記為0。專家權力維度，考慮CEO學歷是否高于高管團隊學歷水平均值，是記為1，否記為0；CEO任期是否高于高管團隊成員的平均任期，是記為1，否記為0。所有制權力維度，考慮CEO是否持有本公司股份，持有股份記為1，否則記為0；公司第一大股東的持股比例是否低于行業均值，是記為1，否記為0。聲譽權力維度，考慮CEO是否在其他企業兼職，有兼職情況記為1，否則記為0；CEO是否有政府背景，在政府有任職的記為1，否則記為0。最后，對以上8項指標得分進行加總并計算均值，以此獲得CEO權力的綜合評分。

4.控制變量

參考已有研究，本文控制了高管團隊規模（TMTSz）和高管團隊中女性成員的比例（FePer），同時，用企業資產報酬率（RoTAR）來控制企業不同的獲利能力，通過資產負債率（DAR）來控制不同的負債水平，通過營業收入增長率（IRoBR）來控制企業不同的發展能力。同時，考慮樣本均為計算機相關領域高新技術企業，通過研發投資占比（RDSSR）來控制企業間研發水平的差異。在董事長-CEO垂直對特征的計算中，考慮“獨角獸企業”相較于其他企業可能會存在更多的董事長和CEO兩職合一的情況，本文還特地對企業兩權分離度（SEP）進行了控制。

具體變量名稱及其計算方法見表1所列。

表1 變量定義

續表1

（三）模型設計

本文的被解釋變量為是否為“獨角獸企業”，屬于二值虛擬變量。因此，在計量方法的選擇上，本文參考Greene（2012）［49］關于二值虛擬被解釋變量不適宜使用OLS方法進行回歸分析的觀點，使用面板二值選擇模型對樣本進行回歸處理。

根據上文所提出的假設，參考相關研究建立如下模型。在被解釋變量為二元變量時，線性模型的估值往往會出現問題并伴有異方差問題出現，此時，可考慮設置被解釋變量的潛變量來衡量解釋變量所產生的影響。

潛變量Unic*可以看作虛擬被解釋變量Unic進行二值選擇時的行為收益，因此，可知其個體選擇規則為：

五、實證結果和分析

（一）描述性統計

表2是所有變量的描述性統計結果，其中，在統計期為“獨角獸企業”的占40%，樣本較為均衡。董事長-高管團隊開放性垂直對特征和董事長-CEO開放性垂直對特征的取值范圍分別為［0，1.29］和［0，1.46］，且均值分別為0.36和0.23。同時，考慮開放性特征的取值為［0，3］，因此，證明董事長與高管團隊和CEO在開放性特征方面的差距并不是很大。調節變量CEO權力的均值為0.48，也證明樣本中調節變量的賦值較為均衡，有一定穩健性。而控制變量中，除了資產報酬率外，其他變量標準差和極值均在合理范圍內，因此，本文在數據上僅對資產報酬率進行了1%的縮尾。

表2 變量的描述性統計結果

（二）回歸結果

本文通過面板二值選擇模型對樣本數據進行回歸分析，對上文中假設的驗證參見表3所列。

表3中模型1和模型2分別驗證了董事長-高管團隊開放性垂直對特征和董事長-CEO開放性垂直對特征對企業內創業效率的影響，即分別驗證了H1和H2。模型3則將董事長-高管團隊開放性垂直對特征和董事長-CEO開放性垂直對特征同時放入模型中進行回歸檢驗。模型4則是為了驗證H3中CEO權力對董事長-CEO開放性垂直對特征與企業內創業效率關系的調節作用，加入了董事長-CEO開放性垂直對特征與CEO權力的交乘項。模型5則是將所有自變量和調節變量都納入模型中進行回歸，以驗證結論的穩健性。

表3 主效應回歸結果

從模型1和模型2的回歸結果可以看出，董事長-高管團隊開放性垂直對特征和董事長-CEO開放性垂直對特征都對企業內創業效率在10%水平上呈顯著正向影響。表明董事長與高管團隊和CEO在開放性特征方面的差異越大，企業成為公募型“獨角獸”的可能性就越大，即企業在內創業方面表現出的效率越高。模型3中兩個自變量綜合后的回歸結果顯示，其顯著性和方向性與分別回歸相同，證明董事長與高管團隊和CEO間的開放性差異同時影響了企業的內創業效率，進一步驗證了H1和H2對于董事長-高管團隊和董事長-CEO開放性垂直對特征與企業內創業效率之間關系的推論，也為本文對董事長-高管團隊和董事長-CEO兩種開放性垂直對特征進行區分的做法提供了數據支持。

模型4和模型5均為H3提供了驗證。由模型4的回歸結果可以看出，自變量董事長-CEO開放性垂直對特征在5%水平上正向顯著，垂直對特征與CEO權力的交乘項在10%水平上負向顯著，證明了CEO權力越大，董事長與CEO在開放性上的差異對企業內創業效率的積極影響就越弱，即驗證了H3提出的CEO權力負向調節董事長-CEO開放性垂直對特征與內創業效率的關系。而模型5則是在模型4的基礎上，加入了董事長-高管團隊開放性垂直對特征的影響，進一步驗證了結果的穩健性。

（三）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

由于樣本選擇具有特殊性，為防止由于樣本選擇偏差或其他因素引起的內生性問題，本文通過工具變量法對數據進行檢驗。

由于被解釋變量為二元虛擬變量，在進行工具變量的過程中，需要對數據進行一定處理，具體做法為：在聚類標準誤的基礎上，對個體和時間進行聚類，再分別將與擾動項非相關的外生變量（董事長海外背景和政府任職情況）作為原解釋變量董事長-高管團隊開放性垂直對特征和董事長-CEO開放性垂直對特征的工具變量，重新對模型進行最大似然估計。

經過計算，在使用工具變量法后，得出的沃爾德檢驗p值分別為0.534 4和0.989 8，完全不拒絕解釋變量為外生變量的原假設，故本文原始解釋變量不具有內生性，回歸結果是穩健的。

2.替換被解釋變量

本文在實證檢驗過程中，通過篩選樣本企業能否成為“獨角獸企業”來衡量企業的內創業效率，這一使用里程碑事件作為被解釋變量的做法具有一定的開創性。“獨角獸企業”這一變量更多偏重于衡量企業的成長性，因此，為驗證本文結果的穩健性，本文參考已有的研究［50］，采用托賓Q值來替代“獨角獸企業”這一變量，衡量內創業企業在其發展中所展現出的成長性，并以此作為被解釋變量來衡量企業的內創業效率，驗證高管開放性垂直對特征對企業內創業效率的影響。

表4中模型6至模型10分別對應主效應中的模型1至模型5，替換被解釋變量是否成為“獨角獸企業”為托賓Q值后的回歸模型。由于原被解釋變量為虛擬變量，因此，主效應選擇使用面板二值模型對樣本數據進行回歸，而替換變量為托賓Q值后，數據不再具備面板二值選擇模型的適用前提，因此，在對數據進行豪斯曼檢驗后，采用固定效應模型對替換變量后的數據進行回歸檢驗。

表4 替換變量后的回歸結果

模型6至模型8驗證了董事長與高管團隊和CEO間的開放性差異對企業成長性的影響，董事長-高管團隊開放性垂直對特征和董事長-CEO開放性垂直對特征對企業托賓Q值分別在10%和5%水平上正向顯著，證明董事長與高管團隊和CEO之間的開放性差異確實對企業內創業效率有著積極作用。模型9和模型10則驗證了CEO權力對主效應的調節作用，模型9中自變量和調節變量分別在1%水平上正向顯著和在5%水平上負向顯著，證明了CEO權力越大，開放性垂直對特征對企業內創業過程中的成長性所起到的積極作用就越弱。替換變量后的結果進一步證實了本文結果的穩健性。

（四）進一步討論

比照非國有企業，國有企業往往因效率低下和激勵不足等原因，被認為存在更加嚴重的代理問題［51］，因此，國有企業中董事長與CEO間的開放性差異可能會產生更大程度上的代理問題，削弱異質性帶來的團隊決策優勢。但也有研究發現，國有企業因其自身特性，具有更清晰明確的級權結構，能夠更好地對管理層的自利行為進行約束［52］。同時，國有控股的上市公司有可能出現的“所有者缺位”問題，也使得企業管理層對企業擁有更高程度的控制權［53］，進而使得CEO權力的變化對企業的影響被弱化。因此，本文在研究了全樣本中CEO權力對主效應起到調節作用的基礎上，進一步區分了樣本企業的所有權性質，探究在不同所有權性質的企業中，CEO權力對董事長-CEO開放性垂直對特征與企業內創業效率之間關系的影響，其結果見表5所列。

表5 不同所有權性質企業分組回歸結果

由表5可見，非國有企業樣本的回歸結果基本與全樣本結果一致，而國有企業中，董事長-CEO開放性垂直對特征對企業內創業效率為顯著負向影響，驗證了國有企業中存在更嚴重的代理問題，高管團隊成員間的異質性無法提升團隊決策效率。同時，在國有企業樣本中加入交乘項后發現，CEO權力并沒有顯著的調節效應，這也與前文推測相符。

六、結論與啟示

已有研究表明，CEO開放性特征與企業創新和企業戰略變革息息相關［40，54］，高管團隊作為企業內的決策主體，其整體的開放性程度也必然會影響團隊在戰略決策過程中對變革和創新的接受程度，進而影響企業的內創業效率。本文通過對“獨角獸企業”及其對照企業進行研究，基于實證結果發現，開放性在作為高管垂直對特征的考量維度時，其差異性越大，越能提高高管團隊的決策質量，從而，對樣本中企業的內創業效率產生積極影響。同時，CEO權力作為衡量董事長與CEO之間權力差距的一個重要指標，能夠調節董事長-CEO開放性垂直對特征對企業內創業效率的影響。CEO權力越大，企業在決策過程中原本的認知沖突就越有可能轉化為情感沖突，進而減弱董事長與CEO在對變革開放程度上的差異所帶來的人力資本優勢，從而負向調節開放性垂直對特征與內創業效率的關系。同時，高管開放性垂直特征和CEO權力在不同所有權性質的企業中所起到的作用也有不同，相比于非國有企業，國有企業中高管開放性垂直對特征可能更大程度地引發團隊沖突，而非決策質量的提升，而CEO權力的調節作用也因國有企業中可能存在的管理者控制權高度集中而無法發揮作用。

本文的創新點在于：①用樣本企業能否成為“獨角獸企業”這一里程碑事件來衡量企業的內創業效率。如前文所述，用里程碑事件做衡量指標雖很創新，但也有據可循。同時，比照問卷調查獲取一手數據來衡量內創業效率，這種使用二手數據的研究方法在數據的信度效度上都更具有優勢。與單純用財務指標來衡量內創業效率相比，本文所使用的“獨角獸企業”指標更能貼合投資者的實際關切，因此，用是否能成為“獨角獸企業”來衡量內創業效率這一做法具有創新意義。②本文對現有高管垂直對特征的研究進行了簡單梳理，認為比照西方研究習慣于關注CEO與其他高管成員之間的差異，國內研究的董事長與其他高管的差異更符合中國企業實際。雖然現有的垂直對特征研究各有單獨驗證，但從未同時考慮董事長-高管團隊和董事長-CEO垂直對特征對企業的影響。本文在分析文獻后認為，這兩者同時具有研究意義，因此，對兩者同時進行了驗證。③本文最核心的創新點，是通過引入高管開放性特征這一指標來綜合衡量多維度的高管垂直對特征。Tsui在其研究中就提到，關于高管異質性的研究不應只考慮單一維度而需要多維度思考，因為各個變量之間會相互作用甚至抵消。后來垂直對特征的諸多研究也基本遵循了這一主張，將上下層級的多個人口統計學特征進行計算比較，然后，同時放入回歸模型進行分析。但正是因為變量之間存在互相抵消的可能，這一做法有時也并不能幫助研究人員更好地理解每一個維度的異質性會對企業產生的影響。因此，本文引入開放性特征這一指標，作為一個綜合了多個人口統計變量的整體指標來驗證垂直對特征對企業內創業效率的影響。開放性特征的衡量方法在提出時，就已經驗證了其包含的調整后人口統計學特征都在同一方向上影響企業績效，因此，將這一指標引入高管垂直對特征的研究具有很實際的創新意義，拓展了高管垂直對特征研究的思路和方法。

本文使用“獨角獸企業”作為被解釋變量，回應了投資者的實際關切。同時，本文的研究結果對內創業企業在高質量發展背景下，優化高管團隊組成和指導CEO權力配置等具有一定的啟示作用。內創業企業在安排董事長和CEO人選時，從開放性特征角度出發，高管團隊成員、CEO和董事長之間對于變革的偏好程度應有所差異。董事長與CEO在面對變革時的開放性差異越大，越能更好地平衡企業所面臨的風險和機遇，越有利于提升企業的內創業效率。當然，企業也需要注意CEO權力過大所帶來的代理成本增加和情感沖突產生，避免其引發諸多消極影響。