一、引言

创新是企业获取竞争优势的关键，那么哪些因素影响着企业创新？围绕这一问题，学者们分别从外部环境、政府补贴、行业特征、产权性质、企业规模、公司治理等方面展开了大量研究。然而作为决策主体的CEO等高管并非完全理性，其决策行为更可能受到心理因素和认知的影响。此外，对于那些企业基本面类似或管理者变更前后的同一家企业出现的创新活动差异现象，传统的研究视角也无法给出合理解释。

基于此，不少学者最近开始从CEO个性特征视角研究企业创新活动的影响因素，但是大多集中于探讨CEO过度自信[1]-[4]、CEO自恋[5][6]以及CEO核心自我评价[7]等与企业创新之间的关系，却忽略CEO开放性在企业开展创新活动过程中的重要作用[8]。

心理学研究发现，开放性特质使个体更具创造性，善于探索新事物、寻求多样性和非常规的解决方案[9]-[11]。CEO作为企业的核心决策者与领导者，其开放性特征会对企业经济活动产生重要影响。Datta等[12]发现新继任CEO开放性对继任后企业战略惯性有负向影响。连燕玲和贺小刚[13]进一步证实了CEO开放性特征降低了企业战略惯性。Nadkarni和Hemmann[14][15]研究发现CEO开放性对战略灵活性和战略转变产生正向影响。但是现有文献缺乏CEO开放性对企业创新的影响研究。同时，对影响CEO开放性发挥作用的内外情景机制还尚需进一步研究。鉴于此，本文重点探讨CEO开放性特征对企业创新的作用机理。

此外，当CEO面临的外部环境和内部治理特征不同时，其实施创新活动的动机和能力可能会发生变化。董事会领导结构(两职合一或分离)作为企业的内部治理机制*现有研究表明，公司内部治理机制是影响企业行为的重要情景因素。内部治理机制各方面(董事会治理、监事会治理、实际控制人特征等)都可能对CEO开放性与企业创新的关系产生影响，但考虑战略实施与公司董事会、CEO之间权力配置关系，董事长与CEO是否两职合一，无疑是其中的重要方面。，关系到董事会、CEO之间权力配置，会影响到董事会与CEO之间的友好关系，进而影响CEO开展创新活动的动机和能力；同时，当前转型经济背景下，市场需求、技术发展、竞争对手以及国家法规的变化不仅迅速而且具有显著的非连续性，企业面临的外部环境愈加动荡[16]，环境的动态变化会影响到CEO的创新动机。因此，本文进一步探讨企业内部领导权结构与外部环境动态性对CEO开放性与企业创新关系的差异影响。

竹编工艺是我国的非物质文化遗产，在日常生活、文化传承以及艺术审美中发挥着重要作用。竹编工艺经过了千百年来的传承与发展，其种类之丰富，纹样之美观，技法之高超，都彰显了劳动人民的智慧与汗水。研究竹编工艺的发展，能够深入认识竹子、竹编工艺以及中国的竹编文化，同时也体现了中国传统文化的源远流长、博大精深，传统手工艺发展的不易。

本文的研究贡献在于：(1)将CEO开放性的个性特征纳入企业创新的研究框架，为企业创新的动因研究提供了一个新的视角，扩展了CEO开放性经济后果的研究。(2)本研究进一步揭示了环境动态性对CEO开放性与企业创新决策关系的调节机制，深入考察了CEO开放性发挥创新作用的外部情景因素。(3)本研究还从企业内部治理结构角度，分析了两职合一对CEO开放性与企业创新决策关系的调节作用，发现两职合一的公司治理模式是影响CEO开放性促进企业创新的重要条件。本文的研究丰富了CEO个性特征与企业创新决策的研究，为开放性CEO创新作用的发挥提供了实证支持，也为企业选聘高管、实施创新战略和安排内部治理结构提供了决策参考。

阿奇霉素可用于男女性传播疾病中由沙眼衣原体所致的单纯性生殖器感染。阿奇霉素亦可用于由非多重耐药淋球菌所致的单纯性生殖器感染及由杜克嗜血杆菌引起的软下疳（需排除梅毒螺旋体的合并感染）。

二、理论分析与研究假设

(一)CEO开放性与企业创新

以往研究表明CEO具有乐于尝试新事物、寻求多样性和创造性思考的个性特征，这一特征被称之为CEO的“开放性”[9][12][13][15]。开放性的CEO主动思考和接受新的、非常规的观点，提出创造性的解决方案，而封闭式的CEO则喜欢遵循惯例，不愿意接受思想上的挑战，表现得更传统和保守。同时，开放性的CEO积极寻求和拥抱变化，愿意尝试新活动和探索新机会，而封闭性的CEO更愿意坚持可靠的活动而不愿意探求新机会[10][13][14][17]。

对发达国家食品安全监管实践工作进行分析发现，随着职能责任制度的统一化，食品安全监管效率也在提升。通过对中国现有国情进行分析，借鉴美国国家经验，能达到管理主体的划分，也能避免不同部门之间的扯皮。未来在食品安全监管体系方面，若达到了职能的划分和协调，在统一监管方式下，能维护好食品的安全性，也能解决部门之间不协调的问题，促使食品安全的有效监管，保证工作效率的稳定提升。

CEO开放性能够促进企业创新。这是因为：第一，开放性CEO作为企业的核心决策者与领导者，其尝试新事物、寻求多样性和创造性思考的特征会影响企业创新活动。根据高阶梯队理论，由于战略决策的复杂性和CEO的有限理性，CEO的个性特征决定着企业的战略决策和组织后果[18]。开放性CEO善于接受新事物、尝试新方法和新活动，主动寻求变化和多样性 [12][15]，这将促使其在战略选择和实施过程中倾向于追寻新市场、开发新产品和新技术。同时，开放性的CEO具备非常规的思维，乐于处理复杂或突发性的问题，并提出创造性、不寻常的解决方案，对创新活动中的风险有较高容忍度[10][14]，因此能够发现更多的创新机会。 Shane等[19]研究发现开放度较高的企业家比开放程度低的企业家更善于识别和把握机会。

第二，CEO开放性有助于在企业中营造创新文化氛围，激励员工的创造力和创新动机，促使员工积极投入创新活动中。开放性CEO通过其领导力和感召力，激发其他高管和员工的内在创造力和创新意识[20]，促进管理者和员工开展创造性工作。此外，具有开放性特征的CEO对于创新活动更加有耐心，能够以开放的态度对待员工或其他管理者非常规的思维和创造性的解决方案[15]，从而为企业培养有利的创新环境。

第三，开放性CEO能够获取与整合企业创新所需的信息和资源，从而促使技术创新和管理创新。根据资源基础理论，企业获取竞争优势取决于企业拥有资源的数量以及有效使用资源的能力[21][22]。开放的本质是外部资源的获取和利用[23]，开放性CEO愿意主动构建和维持自身的各种网络关系[13]，帮助企业获取创新所需的信息和资源。另外，开放性CEO更可能具有较强的创新能力[24][25]，能更加有效地利用和整合企业所拥有的创新资源，进而促进企业产生新知识、开发新产品和新市场。基于以上分析，本研究提出如下假设：

农业农村现代化是“人与自然和谐共生的现代化”的重要组成部分。过去讲农业现代化，主要侧重发展现代农业，侧重农业服务工业、农村服务城市，加剧了农村和城市的“剪刀差”，造成了城乡二元对立。理论和实践充分证明，没有农业农村现代化，整个国家的现代化就不完整、不全面、不稳固。十九大报告将加快推进农村现代化与农业现代化并列，一是强调要高度重视乡村发展；二是强调乡村治理亟须系列制度跟进，以此支撑乡村的文明、稳定和发展；三是对“三农”工作提出更高要求，不仅局限在农业现代化，而且要进一步扩大到农村经济、政治、文化、社会、生态等各方面。

H1：CEO开放性对企业创新有显著正向影响，即CEO开放性程度越强，企业的创新水平越高。

(二)环境动态性的调节作用

资源依赖理论认为，组织是一个开放的系统，对外部环境的权变始终存在依赖，尤其是当高层管理者实施某种战略行为，必然会受到外部环境因素的影响[26]。环境的动态变化会给CEO的认知及其战略决策带来不同程度的影响。相对于低环境动态性，环境动态性越高，CEO开放性对企业创新的促进作用越大。这是因为：一方面，当处于高动态环境时，企业外部环境更新速度更快，以往的技术和产品容易过时[27]，从而会激发开放性CEO主动变革的企业家精神。在动荡的市场环境中，传统的业务难以维持竞争优势，企业需要展开大幅度的创新，开放性CEO探索新事物、主动变革的动机受到鼓励。相反，当环境稳定时，企业能够准确地预测市场需求、行业状况与技术变革等因素的变化，很少需要进行创新，企业倾向于维持一种稳定的现状，CEO开放性特征难以发挥作用。另一方面，高环境动态性使企业获取信息和资源受到限制[28][29]，对外部资源或信息的依赖程度较高，此时开放性CEO自身的社会网络资源能够更好地发挥作用，增加了企业的资源与信息，推动企业开发新技术和新产品，把握新的市场机会。反之，在稳定环境中，对外部信息的依赖程度降低，也很少需要使用外部资源[23][28]，开放性CEO带来的网络关系难以有效发挥作用。基于上述分析，提出如下假设：

H2：CEO开放性与企业创新的关系受到环境动态性的正向调节，当环境动态性程度越高，CEO开放性对企业创新的促进作用更强。

(三)两职合一的调节作用

管家理论认为，管理者并非纯粹是自利和机会主义者，管理者有对自身尊严、信仰以及内在工作满足的追求，会促使他们努力经营公司，董事会应该与管理者发展一种相互合作、完全信任的关系[30]。两职合一的治理结构安排能够给予CEO充分的信任和授权，使其充分发挥积极性和作用[31]。董事长与CEO两职合一会对CEO开放性和企业创新的正向关系起到增强作用*CEO(首席执行官)是一个公司中负责经营运作的最高行政官员，同时也是股东权益的代表和公司决策的参与者。CEO与总经理，形式上二者都是企业“一把手”，但CEO大多数情况下都是董事会成员，而总经理一般都不是董事会成员。因此CEO集合部分董事长权力和总经理权力于一身(韩立岩和李慧，2009)。由于国内引入“CEO”的概念较晚，很多上市公司仍未明确设置“CEO”这一岗位，当前公司财务文献(韩立岩和李慧，2009；王铁男等，2017)大多根据CEO在公司组织管理和执行层中的作用和地位，将CEO限定为总经理、总裁或首席执行官，本文沿袭这一做法。。这是因为：一方面，两职合一为开放性CEO做出创新决策提供了强有力的权力保障。两职合一的情况下，董事会对CEO的制约和监督会削弱，开放性CEO追求组织创新和变革的能力会增强，在决策制定和实施过程中有更大的自主权，更有可能加大创业活动的投入。相反，两职分离的企业，CEO受到董事会的干预，不能采取果断的行动。另一方面，两职合一能给予开放性的CEO充分的信任和自由，使其关注企业的长远发展利益[32]，开放性CEO的创新意愿和内在创新动机得到激发，对创新过程中的风险容忍得到提高，从而更有可能选择有利于企业长期发展的创新活动。反之，在两职分离的情况下，开放性的CEO因受到严密的控制或监督而面临巨大的绩效压力，从而倾向于提高短期财务绩效，追求个人利益最大化。

不少学者发现受亚洲独特的文化影响，管家理论比代理理论更能解释亚洲新兴市场中企业两职合一的效应[33][34]。张玉明等[35]对2009-2013年创业板上市公司的研究发现，两职合一正向调节企业创新文化对研发投资的促进作用。基于上述分析，提出如下假设：

H3：两职合一对CEO开放性与企业创新的关系起到正向调节作用，即在两职合一的企业，CEO开放性对企业创新的正向作用将越强。

三、研究设计

(一)研究样本和数据来源

考虑到创业板上市公司具有创新性和高成长性，且行业环境波动性大、动态性较高，公司的生存和发展更多依赖高管人员[36][37]。本文以2012-2014年深圳创业板上市公司为研究样本，之所以时间段的选择定在2012-2014年，主要出于以下考虑：第一，创业板于2009年10月开市，而环境动态性测量需要企业样本期前3年的财务数据，因此选择以2012年为起始年份。第二，这3年中企业披露了相对完整的研发投入信息，资料可得性比较高。第三，数据观测期为可得的最新数据年份，使实证结论更富现实意义。同时，本文参照下列程序对原始样本进行筛选：(1)剔除金融类上市公司；(2)剔除数据存在严重缺失的公司样本；(3)剔除研究当年CEO发生变更及CEO职位空缺的样本；(4)为了剔除IPO的影响，剔除了在2012年之后上市的样本，最终得到697个样本观测值。本文选取的样本中，主要集中于制造业、信息技术业与社会服务业，其中制造业占样本总数的66.6%，信息技术业占样本总数的18.9%，社会服务业占样本总数的6.2%，其他行业合计占样本总数的8.3%。各变量数据来源于CSMAR数据库、CCER数据库以及上市公司年报，使用stata14处理相关数据，并进行计量分析。上市公司对CEO名称的披露并不一致，结合本文的研究主旨，并与当前相关文献[13][38][39]的定义保持一致，将CEO限定为总经理、总裁或首席执行官。

（5）依托技术人才优势发展施工服务类经济。利用工程技术人才优势，组织工程施工、监理、设计、水务科技等4家施工服务企业。施工服务类企业注重资质和品牌建设，ISO质量体系建设，开展创优质工程工作，漳河灌区续建配套与节水改造工程2011年项目获2016年中国水利工程优质（大禹）奖，多个项目获湖北省水利建设江汉杯，企业竞争力不断增强。

(二)变量定义

1.企业创新(Rdsales)。国内外学者对企业创新的测量包括投入和产出，而技术创新成果易受外生因素影响，可比性较差，较少受管理层控制[40]，故本文借鉴鲁桐和党印[40]、杨冬梅等[41]的做法，以研发投入/主营业务收入来衡量企业创新程度。另外在稳健性分析中，以研发投入/总资产作为替代变量进行检验。

营销业务应用系统是远程费控系统的核心，其主要功能有抄表管理、电费收缴管理、用户关系管理以及能效管理等多种业务，能够有效改善电力营销服务水平，提升电力营销的业务能力，对供电企业营销管理具有重要意义。用电信息采集系统是远程费控系统的终端，主要用于采集安装在用户智能电表提供的电量信息，实现对用户用电数据的实时采集并上传至营销业务应用系统，通过采集的数据分析计量异常状况、电能质量以及预购电等业务，极大地拓展了电力营销的业务，为建设大电力营销体系提供了有力支撑。

2.CEO开放性(Ceoopen)。借鉴Datta等[12]以及连燕玲和贺小刚[13]的研究，根据CEO教育水平、CEO任职期限和CEO年龄这三个人口特征指标来测量开放性程度。具体计算过程如下：(1)对CEO任期和CEO年龄的每个数值乘以负一进行转换，以保证CEO任期、CEO年龄和CEO教育水平与CEO开放性成同方向关系；(2)对转换后的三个指标进行标准化，并将标准化后的指标数值加总以得到CEO开放性程度(Ceoopen)。

3.CEO两职合一(Dual)。通过虚拟变量测量两职合一，当CEO同时兼任董事长，称为两职合一，取值为1；否则为0。

Rdsalesi,t=α0+β1Ceoopeni,t+β2Duali,t+β3Ceoopeni,t×Duali,t+β4SIZEi,t+β5LEVi,t+β6ROAi,t+β7Slacki,t+β8Genderi,t+β9Ceosharei,t+β10Industry+β11Year+εi,t

Sale=α+β×year+ε

(1)

本研究对进入模型的所有解释变量进行了方差膨胀因子(VIF)检验，所有解释变量的方差膨胀因子的最大值为2.13，远小于10，说明不存在多重共线性问题。另外，通过加入Robust进行稳健标准误回归，有效规避了异方差问题，具体回归分析结果见表4。在表4中，模型1只纳入控制变量，模型2在模型1的基础上纳入解释变量，模型3-模型6检验调节变量对解释变量与被解释变量之间关系的调节作用，模型7为全变量模型。

 

表1 主要变量及其定义

  

变量名称变量代码变量定义企业创新Rdsales研发投入/营业收入CEO开放性Ceoopen详见前文环境动态性Env根据公式(1)所得的回归系数标准差除以营业收入的均值CEO两职合一DualCEO兼任董事长，取值为1，否则为0企业规模Size总资产的自然对数资产负债率Lev总负债/总资产资产收益率Roa利润总额/总资产组织冗余Slack(流动比率+资产负债率+费用收入比)/3CEO性别Gender男性取1，女性取0CEO持股比例CeoshareCEO持股数/当年总股数行业Industry行业虚拟变量，按照2001证监会行业分类，制造业采用两位代码细分年度year年度虚拟变量

(三)模型设定

基于以上理论分析，并参考Hirshleifer等[2]、连燕玲和贺小刚[13]、鲁桐和党印[40]的研究，本文设定如下模型来检验CEO开放性对企业创新的影响，以及环境动态性、两职合一作为情景因素对两者关系的调节作用。

Rdsalesi,t=α0+β1Ceoopeni,t+β2SIZEi,t+β3LEVi,t+β4ROAi,t+β5Slacki,t+β6Genderi,t+β7Ceosharei,t+β8Industry+β9Year+εi,t

(2)

表3报告了变量间的相关关系。从各变量之间的相关系数来看，CEO开放性与企业创新投入在1%的水平上显著正相关，初步表明CEO开放性程度越高，企业创新程度越高；而且环境动态性与企业创新投入在1%的水平上显著正相关，表明环境动态性程度的高低对CEO的创新决策行为产生差异影响。另外，自变量之间的相关系数在0.0-0.6之间，不存在严重的多重共线性。

(3)

4.环境动态性(Env)。本文借鉴申慧慧等[42]、庞晓萍等[43]的做法，建立模型(3)，被解释变量为营业收入sale，解释变量为年度变量Year，采用普通最小二乘法(OLS)进行回归。根据模型(3)估计所得的回归系数的标准差除以营业收入的均值，得到公司层面的环境动态性。庞晓萍等[43]认为公司层面的数据更有价值，更能代表公司环境的特征，其取值越大表明公司所面临的环境动态性越高。

(4)

四、实证结果及分析

(一)描述性统计

1.通过分组回归的方法检验调节作用。借鉴武立东等[28]的方法，将环境动态性按照均值分成高低两组，分别检验不同组CEO开放性对企业创新的影响。由表5可知，在环境动态性高组(Env=1)，CEO开放性与企业创新在1%的水平上显著正相关；而在环境动态性低组(Env=0)，CEO开放性对企业创新虽有正向影响但不显著。因此，H2得到进一步验证。

在装有温度计、搅拌器和回流冷凝器的250mL三口瓶中，加入一定量的蒸馏水，开启搅拌，加热至30℃；然后向三口瓶中加入溶有引发剂和交联剂的单体混合物（按一定质量比配置的AMPS、AA、AM水溶液），提高搅拌速度，搅拌10min使混合物在三口瓶中均匀分布，配制成一定单体浓度（默认30%）的水溶液，并用20%的NaOH溶液调节溶液pH值至目标值（2～9），通氮气除氧 30min，加热至一定温度后（50～80℃）恒温反应5 h。反应结束后，体系自然冷却至室温，将产物用乙醇洗涤3次后在80℃真空干燥箱中干燥，粉碎后制得白色粉末即为三元共聚物缓凝剂。

 

表2 主要变量描述性统计

  

变量名观测值均值中位数标准差最小值最大值Rdsales6970．0740．0470．0790．0000．726Ceoopen697-0．0030．0531．820-7．5214．624Env6970．0630．0530．0430．0040．360Dual6970．46100．49901Size69721．00820．9430．60619．54423．154Lev6970．2530．2230．1580．0110．886Roa6970．0620．0590．052-0．4250．279Slack6970．1700．1430．103-0．0740．687Gender6970．95010．21901Ceoshare69712．7895．10915．783059．171

(二)相关性分析

Rdsalesi,t=α0+β1Ceoopeni,t+β2Envi,t+β3Ceoopeni,t×Envi,t+β4SIZEi,t+β5LEVi,t+β6ROAi,t+β7Slacki,t+β8Genderi,t+β9Ceosharei,t+β10Industry+β11Year+εi,t

(三)回归分析

5.控制变量。根据以往研究文献，主要控制以下影响因素：企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(Roa)、组织冗余(Slack)、CEO性别(Gender)和CEO持股比例(CEOshare)。此外，本文还控制了年度(Year)和行业(Industry)虚拟变量，其中行业按照2001年证监会《上市公司行业分类指引》，将样本公司分为16个行业，制造业细分到两位数。所有变量的具体定义见表1。

 

表3 主要变量相关性分析

  

123456789101．Rdsales12．Ceoopen0．130∗∗13．Env0．410∗∗0．07414．Dual0．027-0．217∗∗0．06115．Size-0．042-0．096∗-0．625∗∗-0．05116．Lev-0．296∗∗-0．121∗∗-0．407∗∗0．0220．421∗∗17．Roa-0．173∗∗-0．005-0．169∗∗-0．0490．074-0．281∗∗18．Slack0．617∗∗0．079∗0．393∗∗-0．055-0．119∗∗-0．300∗∗-0．03719．Gender0．088∗-0．056-0．080∗0．160∗∗0．077∗0．068-0．0350．077∗110．Ceoshare0．024-0．10∗∗0．151∗∗0．567∗∗-0．160∗∗-0．075∗0．003-0．0010．095∗1

注：**p<0.01，*p<0.05，N=697。

由表4及模型2可知，CEO开放性与企业创新在5%的水平上显著正相关，表明CEO开放性对企业创新具有显著的积极促进作用，而且CEO开放性的系数在之后的模型中都显著为正，说明结果具有稳健性，假设H1得到验证。

 

表4 CEO开放性与企业创新回归分析

  

变量模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7Size0．023∗∗∗(5．22)0．023∗∗∗(5．26)0．044∗∗∗(5．98)0．043∗∗∗(6．65)0．023∗∗∗(5．31)0．023∗∗∗(5．24)0．043∗∗∗(6．73)Lev-0．118∗∗∗(-6．64)-0．116∗∗∗(-6．60)-0．094∗∗∗(-5．19)-0．092∗∗∗(-5．27)-0．118∗∗∗(-6．67)-0．118∗∗∗(-6．70)-0．098∗∗∗(-5．40)Roa-0．31∗∗∗(-6．52)-0．308∗∗∗(-6．39)-0．238∗∗∗(-5．61)-0．247∗∗∗(-5．98)-0．300∗∗∗(-6．38)-0．307∗∗∗(-6．49)-0．246∗∗∗(-5．95)Slack0．434∗∗∗(9．63)0．432∗∗∗(9．67)0．376∗∗∗(10．93)0．371∗∗∗(10．92)0．435∗∗∗(9．80)0．435∗∗∗(9．89)0．376∗∗∗(11．05)Gender0．002(0．26)0．003(0．32)0．010(1．10)0．008(0．91)-0．002(-0．20)-0．002(-0．22)0．004(0．41)Ceoshare0．0002(1．45)0．0002∗(1．76)0．0001(1．29)0．0002∗(1．67)-0．00004(-0．29)-0．0001(-0．51)-0．0001(-0．42)Ceoopen0．0025∗∗(2．39)0．0024∗∗(2．44)0．0028∗∗∗(2．64)0．0033∗∗∗(2．84)0．0032∗∗∗(2．87)0．0034∗∗∗(3．09)Env0．524∗∗∗(3．67)0．491∗∗∗(4．25)0．481∗∗∗(4．30)Ceoopen×Env0．103∗∗(2．29)0．098∗∗(2．25)Dual0．015∗∗∗(2．79)0．016∗∗∗(2．86)0．014∗∗∗(2．85)Ceoopen×Dual0．0054∗∗(2．07)0．0038∗(1．75)Constant-0．425∗∗∗(-4．64)-0．435∗∗∗(-4．70)-0．919∗∗∗(-5．52)-0．864∗∗∗(-6．24)-0．442∗∗∗(-4．79)-0．425∗∗∗(-4．64)-0．848∗∗∗(-6．30)IndustryYESYESYESYESYESYESYESYearYESYESYESYESYESYESYESObservations697697697697697697697R20．5500．5540．5830．5920．5560．5620．598F-value19．13∗∗∗18．11∗∗∗17．68∗∗∗18．77∗∗∗16．51∗∗∗16．39∗∗∗16．89∗∗∗

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1，括号中的数字为t值，其中标准误经过稳健性调整。

模型4加入了环境动态性以及环境动态性与CEO开放性的乘积项，检验结果显示，CEO开放性系数在1%水平上显著为正，且CEO开放性与环境动态性的交互项的系数在5%的水平上显著为正，说明环境动态性对CEO开放性与企业创新之间关系具有显著的正向调节作用，即随着环境动态性程度的提高，开放性的CEO更倾向于提高企业创新投资水平，假设H2得到验证。

模型6分析了CEO两职合一的调节作用，检验结果显示，CEO开放性系数在1%水平上显著为正，且CEO开放性与CEO两职合一的交互项的系数在5%的水平上显著为正，说明两职合一的领导权结构对CEO开放性与企业创新之间关系具有显著的正向调节作用，即在两职合一的企业CEO开放性对企业创新的促进作用更强，假设H3得到验证。

模型7是全模型，由回归结果可以看出，R2有显著提升，CEO开放性的系数显著增大，环境动态性、CEO两职合一与CEO开放性交互项的系数符号及显著性依然与预期一致，说明回归具有稳健性。

又如上世纪60年代乐善秦腔现代戏《红灯记》，李奶奶讲革命家史的大段念白，诉说了过去，又教育了铁梅，体现了李奶奶的革命气节。

(四)稳健性检验

表2报告了主要变量的描述性统计结果。从表中可以看出，企业创新投入的均值为0.074，最大值高达0.726，最小值为0，不同样本之间存在较大差异。CEO开放性的标准差为1.82，说明不同企业CEO开放性的程度差异较大。环境动态性的均值为0.063，反映企业面临的环境动荡程度较高。此外，根据CEO开放性的中位数将样本分组后进行T检验，CEO开放性高组的创新投入均值(0.079)，要显著高于CEO开放性低组的创新投入均值(0.068)，初步表明CEO开放性程度的高低对企业创新水平产生了差异化影响(限于篇幅，检验结果未列示)。

 

表5 稳健性检验1：基于环境动态性、两职合一的分组回归结果

  

变量环境动态性两职兼任Env=0Env=1Dual=0Dual=1Size0．021∗∗∗(4．06)0．045∗∗∗(3．81)0．010∗(1．94)0．036∗∗∗(5．80)Lev-0．094∗∗∗(-4．72)-0．175∗∗∗(-4．20)-0．130∗∗∗(-6．70)-0．110∗∗∗(-3．79)Roa-0．282∗∗∗(-5．55)-0．260∗∗∗(-2．92)-0．328∗∗∗(-6．50)-0．193∗∗(-2．48)Slack0．370∗∗∗(7．75)0．490∗∗∗(6．96)0．326∗∗∗(11．54)0．606∗∗∗(7．95)Gender0．019∗(1．78)-0．012(-0．89)-0．006(-0．54)-0．023(-1．48)Ceoshare0．0002∗(1．76)0．0003(1．34)-0．0004(-1．15)-0．00005(-0．29)Ceoopen0．0012(1．29)0．006∗∗∗(2．61)0．002(1．03)0．006∗∗∗(3．09)Constant-0．417∗∗∗(-3．86)-0．843∗∗∗(-3．47)-0．180∗(-1．67)-0．687∗∗∗(-5．08)IndusYESYESYESYESYearYESYESYESYESObservations404293376321R20．4880．6010．5880．630F-value8．36∗∗∗20．11∗∗∗22．87∗∗∗10．31∗∗∗

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1，括号中的数字为t值，其中标准误经过稳健性调整。

同时，将全样本按照是否两职兼任分成两职合一与两职分离两组，分别进行回归。如表5所示，在两职合一组(Dual=1),CEO开放性与企业创新在1%的水平上显著正相关；而在两职分离组(Dual=0)，CEO开放性与企业创新相关性不显著，H3得到进一步验证。

2.基于Tobit模型的回归分析。由于因变量Rdsales是一个大于0小于1的变量，故选取Tobit模型对以上研究进行估计，检验结果见表6。表6与表4的结果基本一致，表明本研究结果稳健。

3.替换被解释变量。本文还使用研发投入/总资产作为企业创新的替代变量重复以上模型的回归分析，主要结论保持不变，限于篇幅回归结果未列示。

五、研究结论与讨论

本文基于高阶理论与资源基础理论，分析了CEO开放性与企业创新的关系，进一步探讨了环境动态性和领导权结构对两者关系的调节作用。通过对2012-2014年创业板上市公司的实证研究，得到以下研究结论：(1)CEO开放性特征显著促进了企业创新水平的提升。

 

表6 稳健性检验2：TOBIT回归结果

  

变量Tobit模型8模型9模型10模型11模型12模型13模型14Size0．022∗∗∗(5．20)0．022∗∗∗(5．24)0．043∗∗∗(6．00)0．042∗∗∗(6．67)0．022∗∗∗(5．31)0．022∗∗∗(5．23)0．042∗∗∗(6．76)Lev-0．121∗∗∗(-6．80)-0．119∗∗∗(-6．76)-0．097∗∗∗(-5．34)-0．098∗∗∗(-5．42)-0．120∗∗∗(-6．82)-0．121∗∗∗(-6．86)-0．100∗∗∗(-5．57)Roa-0．311∗∗∗(-6．54)-0．309∗∗∗(-6．40)-0．240∗∗∗(-5．63)-0．249∗∗∗(-6．01)-0．302∗∗∗(-6．40)-0．308∗∗∗(-6．52)-0．248∗∗∗(-6．00)Slack0．435∗∗∗(9．80)0．433∗∗∗(9．84)0．379∗∗∗(11．12)0．374∗∗∗(11．12)0．436∗∗∗(9．98)0．437∗∗∗(10．08)0．378∗∗∗(11．27)Gender0．003(0．28)0．003(0．34)0．010(1．10)0．008(0．92)-0．0014(-0．15)-0．002(-0．18)0．004(0．44)Ceoshare0．0002(1．57)0．0002∗(1．90)0．0002(1．43)0．0002∗(1．81)-0．00002(-0．14)-0．0005(-0．36)-0．00004(-0．28)Ceoopen0．0027∗∗(2．54)0．0026∗∗(2．60)0．0029∗∗∗(2．80)0．0034∗∗∗(2．97)0．0033∗∗∗(2．95)0．0035∗∗∗(3．09)Env0．516∗∗∗(3．68)0．482∗∗∗(4．26)0．473∗∗∗(4．31)Ceoopen×Env0．104∗∗(2．35)0．098∗∗(2．31)Dual0．015∗∗∗(2．77)0．015∗∗∗(2．84)0．014∗∗∗(2．84)Ceoopen×Dual0．0053∗∗(2．06)0．0037∗(1．73)Constant-0．422∗∗∗(-4．66)-0．434∗∗∗(-4．73)-0．911∗∗∗(-5．61)-0．857∗∗∗(-6．29)-0．441∗∗∗(-4．82)-0．423∗∗∗(-4．67)-0．841∗∗∗(-6．36)IndustryYESYESYESYESYESYESYESYearYESYESYESYESYESYESYESObservations697697697697697697697Logpseudolikelihood1033．6211036．1991058．861065．78531040．0251042．4981070．69PseudoR2-0．369-0．373-0．403-0．412-0．378-0．381-0．419F-value19．44∗∗∗18．38∗∗∗18．02∗∗∗19．22∗∗∗16．84∗∗∗16．75∗∗∗17．40∗∗∗

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1，括号中的数字为t值，其中标准误经过稳健性调整。

CEO开放性程度越高，越愿意尝试新活动和探索新机会，追求组织的创新。(2)环境动态性正向调节了CEO开放性与企业创新之间的关系。当企业面临的外部环境动态性较高时，企业以往的经营模式不再具有竞争优势，开放性的CEO会打破组织惯性，加大创新力度。(3)两职合一正向调节了CEO开放性与企业创新之间的关系。相比于两职分离，两职合一的企业中CEO开放性更能提升企业创新能力。两职合一的领导权结构对开放性CEO实施企业创新形成了支持效应。

头花蓼内生真菌Aspergillus terreus油脂类代谢物的鉴定及其抗多药耐药菌和抗炎作用研究 …………… 刘 俊等（11）：1483

本研究的理论贡献在于：(1)扩展了CEO个性特征与企业创新之间关系的研究。以往很多研究大多关注CEO过度自信、CEO自恋以及CEO核心自我评价等与企业创新之间的关系，但本文从开放性视角来探讨CEO个性特征对企业创新的影响机理，丰富了高阶梯队理论的相关研究。(2)本研究进一步揭示了环境动态性对CEO开放性与企业创新决策关系的调节机制，深入考察了CEO开放性发挥创新作用的外部情景因素。(3)本研究还从企业内部治理结构角度，分析了两职合一对CEO开放性与企业创新决策关系的调节作用，发现两职合一的公司治理模式是影响CEO开放性促进企业创新的重要条件，丰富了管家理论的相关研究。

花五奇急于追杀乔十二郎，却被老太医缠住左臂，恼怒之下举起右手中的古怪兵器，喝道：“放手！不放手先杀了你！”

本文的研究结论具有一定的管理启示：(1)在当前转型经济环境下，企业在考虑选聘CEO等高管时，不仅要考虑管理者的经营能力，还要意识到开放性特征的管理者在实现企业创新发展方面存在的积极作用，开放性的管理者可以给组织带来灵活性和新的发展机会。(2)企业进行战略决策时还要关注外部环境条件，当外部环境动态性较高时，需要寻求新的机会、接受新的挑战和主动变革。(3)选择两职合一的领导权结构可以更好地发挥开放性的CEO在创新活动方面的积极作用，提高对企业的心理所有权及对企业长远发展的承诺。

然而，本文也有一定的不足。本研究仅检验了CEO开放性对企业创新活动投入的影响，没有进一步讨论CEO开放性通过创新活动如何影响公司绩效；本研究检验了两职合一对CEO开放性与企业创新的调节作用，而股权结构、独立董事制度等其他内部治理机制对CEO开放性与企业创新的影响没有进一步探讨，这是本文的局限性也是在未来研究中值得进一步探讨的地方。

二是金融产品单一，难以完成城镇化常态发展。首先，间接融资作为金融工具与金融服务为市场提供支持的重要手段，与传统模式下的信贷与融资一起在城镇化过程中发挥着重要作用。城镇基础设施投入面临成本高、周期长、不确定因素增多等问题，需要建立与新型城镇化发展相适应的支持体系，但现有的商业银行与社会资本难以发挥主导作用，导致具备市场化特征的投融资在城镇化发展的分配资源比例占比较低。

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