資源與壓力約束框架下 績優(yōu)企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整方向選擇

郭蓉 陳欣儒

【摘要】高度不確定性的時(shí)代特征， 強(qiáng)化了企業(yè)在自我認(rèn)知上的壓力意識(shí)。 探討績優(yōu)企業(yè)在追趕性壓力下進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整的方向選擇， 并利用我國信息科技行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究， 得到以下結(jié)論： 第一， 隨著業(yè)績期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)實(shí)施資源消耗型并購的頻率提高， 而采用資源釋放型資產(chǎn)剝離的可能性降低; 第二， 企業(yè)處于績優(yōu)狀態(tài)時(shí)， 更傾向于實(shí)施并購策略， 并且管理層權(quán)力越大的企業(yè)實(shí)施并購的可能性越大; 第三， 隨著業(yè)績期望順差的擴(kuò)大， 在經(jīng)理人發(fā)生變更的情況下， 企業(yè)進(jìn)行資產(chǎn)剝離的頻率會(huì)提高。 本研究拓展了壓力理論， 進(jìn)一步豐富了企業(yè)行為理論在戰(zhàn)略調(diào)整方向選擇上的文獻(xiàn)。

【關(guān)鍵詞】績優(yōu)企業(yè);戰(zhàn)略調(diào)整;資源消耗型并購;資源釋放型資產(chǎn)剝離

【中圖分類號(hào)】F272? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2021）12-0129-9

一、引言

外部環(huán)境系統(tǒng)的高度不確定性， 強(qiáng)化了企業(yè)在自我認(rèn)知上的壓力意識(shí)， 沒有企業(yè)敢于用過去的成功經(jīng)驗(yàn)統(tǒng)攝未來的戰(zhàn)略路徑。 基于業(yè)績反饋理論， 前期經(jīng)營業(yè)績的絕對(duì)下滑和相對(duì)于組織期望的落差， 是導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整的重要?jiǎng)訖C(jī)之一[1-3] ， 并且業(yè)績反饋順差企業(yè)的管理者因?qū)ΜF(xiàn)狀感到滿意而削弱企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整的程度， 從而導(dǎo)致戰(zhàn)略剛性[4] 。 值得注意的是， 也有學(xué)者提出績優(yōu)企業(yè)會(huì)積極地實(shí)施戰(zhàn)略調(diào)整[5，6] 。 可見， 數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代， 當(dāng)企業(yè)面臨新產(chǎn)業(yè)、新模式、新業(yè)態(tài)等層出不窮的挑戰(zhàn)， 尤其是面臨外部環(huán)境的高度不確定性時(shí)， 業(yè)績優(yōu)良企業(yè)的戰(zhàn)略調(diào)整選擇是一個(gè)值得研究的重要課題。

傳統(tǒng)的壓力理論主要將壓力聚焦于企業(yè)經(jīng)營業(yè)績下滑、與行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)差距拉大、企業(yè)衰敗或?yàn)l臨破產(chǎn)等階段， 這與業(yè)績反饋順差企業(yè)的戰(zhàn)略剛性思路是一致的， 由此該理論難以合理地解釋為何績優(yōu)企業(yè)熱衷于從事冒險(xiǎn)性行為， 不斷進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整。 本文認(rèn)為， 傳統(tǒng)壓力理論的解釋域過于狹窄， 應(yīng)當(dāng)看到， 壓力的產(chǎn)生不僅來自于業(yè)績下降的生存壓力， 還來自于向上的追趕壓力， 因?yàn)榭儍?yōu)企業(yè)要維持自身的行業(yè)競爭地位和績優(yōu)狀態(tài)甚至達(dá)到相對(duì)更高的業(yè)績水平， 就會(huì)面臨來自“向上比較”的追趕性壓力， 尤其是在外部環(huán)境高度不確定的條件下， 這種追趕性壓力的驅(qū)動(dòng)作用尤其顯著。 值得注意的是， 企業(yè)行為理論為研究企業(yè)戰(zhàn)略決策行為提供了依據(jù)， 其核心為業(yè)績反饋決策模型[7] 。 然而， 目前關(guān)于績優(yōu)企業(yè)戰(zhàn)略決策行為的研究相對(duì)較少。 賀小剛等[8] 發(fā)現(xiàn)， 隨著歷史期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)冒險(xiǎn)性行為會(huì)增加; 而隨著行業(yè)期望順差的擴(kuò)大， 冒險(xiǎn)性行為則減少了。 Xu等[6] 研究發(fā)現(xiàn)， 績優(yōu)企業(yè)更關(guān)注如何長期保持其競爭優(yōu)勢(shì)， 從而更可能加大研發(fā)投入， 增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿。 現(xiàn)有研究將業(yè)績差距作為引起企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整的一個(gè)觸發(fā)點(diǎn)， 沒有考慮業(yè)績差距如何影響企業(yè)多重行為決策的選擇， 即企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整方向的選擇問題。 若要明晰此問題， 還需從資源約束視角探究企業(yè)活動(dòng)配置的動(dòng)因， 因此有必要將資源約束融入對(duì)業(yè)績反饋的行為解釋中。

對(duì)于企業(yè)戰(zhàn)略決策而言， 資源處于邏輯起點(diǎn)和焦點(diǎn)地位， 企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整的實(shí)質(zhì)是企業(yè)對(duì)資源重新整合、配置和利用的決策過程。 在資源約束框架下， 企業(yè)可以采取資源消耗型行為和資源釋放型行為來進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整[9] ， 那么在資源有限的條件下， 有限理性的決策者會(huì)采取哪種路徑進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整？本文認(rèn)為， 當(dāng)企業(yè)處于績優(yōu)狀態(tài)時(shí)， 前期經(jīng)營累積的冗余資源和成功路徑有助于企業(yè)采用資源消耗型擴(kuò)張戰(zhàn)略或多元化戰(zhàn)略， 但也可能采取資源釋放型戰(zhàn)略收縮業(yè)務(wù)范疇， 專注擴(kuò)大核心業(yè)務(wù)優(yōu)勢(shì)。 業(yè)績反饋的組織響應(yīng)行為中， 并購是具有代表性的一種資源消耗型戰(zhàn)略行為， 企業(yè)通過并購能夠?qū)崿F(xiàn)多元化經(jīng)營與規(guī)模的擴(kuò)大， 進(jìn)而獲得更高的業(yè)績水平; 資產(chǎn)剝離是企業(yè)通過優(yōu)化業(yè)務(wù)組合得到更多自由資源， 使其集中于主營業(yè)務(wù)單元， 從而提高競爭力的一種資源釋放策略。 為了明晰績優(yōu)企業(yè)采取何種路徑進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整， 本文選擇并購和資產(chǎn)剝離這兩種具有代表性的行為進(jìn)行深入分析。

基于企業(yè)行為理論、壓力理論以及資源基礎(chǔ)理論， 本文對(duì)以下問題展開深入探討： 第一， 績優(yōu)企業(yè)是如何選擇企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整方向的？ 即以行業(yè)業(yè)績期望為期望水平， 業(yè)績期望順差企業(yè)的決策者如何在資源消耗型并購和資源釋放型資產(chǎn)剝離之間進(jìn)行選擇？ 第二， 業(yè)績反饋的內(nèi)部權(quán)變因素中企業(yè)治理因素十分重要， 管理層權(quán)力和經(jīng)理人變更作為企業(yè)內(nèi)部治理因素如何影響績優(yōu)企業(yè)的戰(zhàn)略調(diào)整方向？

本文的研究貢獻(xiàn)表現(xiàn)在兩個(gè)方面： 其一， 結(jié)合資源基礎(chǔ)理論、企業(yè)行為理論、壓力理論和社會(huì)心理學(xué)等理論， 在深入理解期望差距帶來企業(yè)行為壓力的基礎(chǔ)上， 建立了一個(gè)基于資源與壓力約束的戰(zhàn)略調(diào)整決策模型， 重點(diǎn)研究了績優(yōu)企業(yè)的戰(zhàn)略調(diào)整方向選擇機(jī)制問題， 從而進(jìn)一步檢驗(yàn)了業(yè)績反饋模型， 拓展了壓力理論， 為研究績優(yōu)企業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整的動(dòng)機(jī)和時(shí)機(jī)問題提供了新的視角。 其二， 將情境因素納入業(yè)績反饋與企業(yè)多重行為決策關(guān)系的研究模型中， 有利于深入了解管理層權(quán)力和經(jīng)理人變更在企業(yè)戰(zhàn)略決策行為中的導(dǎo)向作用， 為企業(yè)治理實(shí)踐提供參考。

二、理論框架與研究假設(shè)

（一）期望水平、經(jīng)營壓力與企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整

企業(yè)是否進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整以及如何進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整方向的選擇， 是企業(yè)的重要戰(zhàn)略決策行為。 基于有限理性， 人們往往無法捕捉真實(shí)、復(fù)雜世界的每一個(gè)因素， 因此， 決策者在進(jìn)行重大決策時(shí)要對(duì)現(xiàn)實(shí)情況進(jìn)行簡化， 企業(yè)行為理論的業(yè)績反饋模型為企業(yè)決策者提供了非常重要且簡化的決策依據(jù)[7] 。 根據(jù)業(yè)績反饋決策模型， 決策者以期望水平為心理參考基準(zhǔn)， 業(yè)績超過期望水平則被界定為經(jīng)營成功， 而業(yè)績低于期望水平則被界定為失敗。 其中， 對(duì)決策者存在關(guān)鍵性影響的是判斷成功或失敗的參考點(diǎn)， 在企業(yè)層面即為“期望水平”。 不同的期望水平與實(shí)際業(yè)績之間的業(yè)績期望差距， 將會(huì)給決策者帶來不同的經(jīng)營壓力， 從而導(dǎo)致不同的后續(xù)戰(zhàn)略調(diào)整方向。 可見， 期望水平如何確定， 對(duì)于決策者而言是決策鏈條上最重要的前設(shè)行為。

期望水平目標(biāo)的設(shè)定， 對(duì)于企業(yè)決策者的壓力感知具有重要影響。 一般而言， 對(duì)期望水平的確定主要體現(xiàn)在三個(gè)層面， 分別是生存參考點(diǎn)、均值參考點(diǎn)和龍頭參考點(diǎn)。 當(dāng)業(yè)績期望差距為順差時(shí)， 企業(yè)處于績優(yōu)狀態(tài)。 對(duì)于績優(yōu)企業(yè)而言， 不會(huì)以生存參考點(diǎn)作為期望水平目標(biāo)， 因?yàn)樵撃繕?biāo)過低從而不會(huì)給企業(yè)造成壓力。 同時(shí)也不太可能一直以行業(yè)均值水平作為參考點(diǎn)， 因?yàn)椋?一方面， 如果企業(yè)業(yè)績?cè)诳儍?yōu)行列中處于中等水平， 則利益相關(guān)者會(huì)對(duì)績優(yōu)企業(yè)提出更高的期望要求， 使得企業(yè)為滿足利益相關(guān)者的利益訴求而不斷努力， 并不斷給自身設(shè)定更高的期望水平， 這給企業(yè)帶來了源于“向上比較”動(dòng)力的追趕性壓力， 在此壓力的驅(qū)動(dòng)下， 企業(yè)會(huì)將行業(yè)龍頭的業(yè)績水平作為自身的經(jīng)營目標(biāo)[5] 。 另一方面， 績優(yōu)企業(yè)的決策者因?yàn)樽晕以鰪?qiáng)心理驅(qū)使而產(chǎn)生“自我改善”動(dòng)機(jī)[10] ， 為維持自身的行業(yè)地位而產(chǎn)生積極向上實(shí)現(xiàn)更高目標(biāo)的超越性壓力， 同時(shí)績優(yōu)企業(yè)擁有的冗余資源和對(duì)前景的樂觀心態(tài)放大了自我增強(qiáng)心理對(duì)決策者的驅(qū)動(dòng)作用。 因此， 當(dāng)企業(yè)存在期望順差且程度越來越高時(shí)， 期望水平的不斷提升， 將會(huì)使企業(yè)面臨不斷增強(qiáng)的追趕性壓力和超越性壓力。

如前所述， 壓力帶給企業(yè)的既有消極性效應(yīng)如不思進(jìn)取、安于現(xiàn)狀， 也有積極性效應(yīng)如采取冒險(xiǎn)性行為以改變企業(yè)目前狀況， 這與企業(yè)管理者對(duì)于壓力的感知與評(píng)價(jià)有關(guān)。 環(huán)境的高度不確定性， 使得企業(yè)管理者對(duì)壓力的感知更加敏感， 這將促使企業(yè)采取一系列戰(zhàn)略調(diào)整決策。 從積極性效應(yīng)來看， 因壓力生成的動(dòng)力將導(dǎo)致企業(yè)采取積極的冒險(xiǎn)性行為; 從社會(huì)倫理層面看， 積極的冒險(xiǎn)性行為可以區(qū)分為敗德主導(dǎo)的非生產(chǎn)性行為和創(chuàng)新主導(dǎo)的生產(chǎn)性行為。 本文認(rèn)為， 不僅是生存性壓力會(huì)驅(qū)使企業(yè)采取冒險(xiǎn)性行為， 追趕性壓力和超越性壓力也同樣會(huì)促使企業(yè)決策層采取冒險(xiǎn)性行為， 績優(yōu)企業(yè)在內(nèi)外部壓力的驅(qū)動(dòng)下， 將會(huì)在現(xiàn)有冗余資源的基礎(chǔ)上積極做出相關(guān)的資源戰(zhàn)略調(diào)整。 本文選取滬深高科技上市公司為研究對(duì)象， 探討業(yè)績反饋對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整方向的影響， 并引入管理層權(quán)力和經(jīng)理人變更作為調(diào)節(jié)變量。 本文的理論框架如圖1所示。

（二）業(yè)績期望順差與資源消耗型并購和資源釋放型資產(chǎn)剝離

通常認(rèn)為業(yè)績不達(dá)預(yù)期或?yàn)l臨破產(chǎn)的企業(yè)會(huì)遭受經(jīng)營壓力， 從而要么冒險(xiǎn)變革， 要么靜待時(shí)機(jī)。 然而， 源于“向上比較”心理， 處于績優(yōu)狀態(tài)的企業(yè)同樣會(huì)面臨壓力， 這是一種意圖維持現(xiàn)有優(yōu)勢(shì)或創(chuàng)造更好業(yè)績的奮爭型壓力[5] 。 在資源約束框架下， 戰(zhàn)略調(diào)整方向有擴(kuò)張型和收縮型兩種， 其中， 資源消耗型并購和資源釋放型資產(chǎn)剝離分別是兩條路徑中的代表性行為。 并購是一種資源消耗型行為， 同時(shí)是一項(xiàng)充滿風(fēng)險(xiǎn)的冒險(xiǎn)性行為決策， 企業(yè)能否通過并購達(dá)到預(yù)期效果是無法保證的， 甚至?xí)?dǎo)致股東財(cái)富產(chǎn)生損失， 即“成功悖論”[11] 。 資產(chǎn)剝離是一種資源釋放型行為， 企業(yè)做出資產(chǎn)剝離決策一方面會(huì)帶來沉沒成本， 另一方面， 在重新配置資源時(shí)“價(jià)值損耗”可能大于“價(jià)值創(chuàng)造”。 可見， 風(fēng)險(xiǎn)充斥著并購和資產(chǎn)剝離過程中的每一個(gè)環(huán)節(jié)。

本文認(rèn)為， 處于業(yè)績期望順差狀態(tài)的企業(yè)， 隨著期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)實(shí)施并購行為的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)， 而實(shí)施資源釋放型資產(chǎn)剝離行為的動(dòng)機(jī)會(huì)減弱。 原因在于：

第一， 從資源冗余視角看， 處于經(jīng)營順境的企業(yè)比經(jīng)營困境企業(yè)有更寬裕的冗余資源， 諸如潛在生產(chǎn)能力、管理人才、財(cái)務(wù)資源等。 這些資源為企業(yè)在不確定性環(huán)境下承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)并鼓勵(lì)試錯(cuò)和調(diào)整戰(zhàn)略方向創(chuàng)造了條件， 比如加大研發(fā)投入、擴(kuò)充生產(chǎn)設(shè)施等。 冗余資源具有“緩沖效應(yīng)”， 推動(dòng)績優(yōu)企業(yè)開展并購行為， 并緩解了資源整合風(fēng)險(xiǎn)帶來的負(fù)面影響。 正如前期學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)， 財(cái)務(wù)狀況良好的企業(yè)更可能采取激進(jìn)型并購策略[12] 。 同時(shí)， 績優(yōu)狀態(tài)下企業(yè)冗余搜尋行為增加， 會(huì)通過并購整合資源為培育組織創(chuàng)新以及提高戰(zhàn)略適應(yīng)能力奠定基礎(chǔ)， 而此時(shí)問題搜尋動(dòng)機(jī)減弱， 企業(yè)不一定通過資產(chǎn)剝離方式釋放資源來實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略調(diào)整目的。 另外， 財(cái)務(wù)冗余削弱了期望差距和并購或資產(chǎn)剝離之間的關(guān)系， 增加了企業(yè)做出并購決策的可能性， 降低了企業(yè)做出資產(chǎn)剝離決策的可能性。

第二， 從注意力視角看， 績優(yōu)狀態(tài)下企業(yè)的注意力可能聚焦在期望水平而非冗余資源上。 期望水平具有適應(yīng)性調(diào)整特征， 隨著業(yè)績的提升， 在“競爭期望”和“向上奮爭期望”的驅(qū)動(dòng)下， 管理者的期望水平從行業(yè)平均業(yè)績逐漸提升到行業(yè)領(lǐng)先者業(yè)績， 企業(yè)面臨著不斷提高的期望水平， 從而處于追趕性壓力之下。 基于競爭優(yōu)勢(shì)理論， 處于追趕性壓力之下的績優(yōu)企業(yè)會(huì)尋求持續(xù)的戰(zhàn)略變革以穩(wěn)定領(lǐng)先于競爭對(duì)手的格局， 包括以產(chǎn)品更新、開拓新市場等資源消耗型變革行為來實(shí)施擴(kuò)張， 以鞏固市場地位。 而戰(zhàn)略調(diào)整所需資源可能源于自身冗余， 也可能通過剝離資本回報(bào)率或戰(zhàn)略關(guān)聯(lián)性較低的業(yè)務(wù)而獲得， 資產(chǎn)剝離并非企業(yè)資源的唯一獲取渠道。 因此， 績優(yōu)企業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整時(shí)采取資源消耗型行為的可能性更大。

第三， 從風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)視角看， 企業(yè)處于盈利狀態(tài)時(shí)規(guī)避損失的意愿更強(qiáng)烈， 而且管理者對(duì)于得失的感受會(huì)隨著參照點(diǎn)的變化而變化。 隨著業(yè)績期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)的目標(biāo)期望水平也隨之提升， 實(shí)際業(yè)績與期望水平之間的差距則越來越小， 這使得企業(yè)產(chǎn)生一種潛在的損失， 績優(yōu)企業(yè)為了防止?jié)撛趽p失的產(chǎn)生， 必然要不停地追趕更高的業(yè)績水平以維持現(xiàn)有的收益。 為了規(guī)避這種潛在的損失， 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿增強(qiáng)， 實(shí)施激進(jìn)型戰(zhàn)略擴(kuò)張的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)， 因此資源消耗型并購行為強(qiáng)度增加。 如Haleblian等[13] 的研究表明， 與其他企業(yè)相比， 高收益和高聲譽(yù)的企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的并購及更多與企業(yè)不相關(guān)的并購。 而資產(chǎn)剝離行為是一種資源釋放型行為， 相較于激進(jìn)型并購行為則更加保守， 對(duì)于追求風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)， 并不是很適用， 因此資產(chǎn)剝離行為的強(qiáng)度會(huì)降低。

綜上， 績優(yōu)狀態(tài)下的企業(yè)由于擁有充足的冗余資源以及較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿， 開展資源消耗型并購的動(dòng)機(jī)較強(qiáng)。 而戰(zhàn)略并購所需的資源具有多樣化、多渠道、靈活性特點(diǎn)， 而并不必然通過資源釋放型資產(chǎn)剝離方式獲得。 本文提出假設(shè)：

H1： 當(dāng)企業(yè)處于績優(yōu)狀態(tài)時(shí)， 隨著業(yè)績期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)實(shí)施資源消耗型并購的頻率提高。

H2： 當(dāng)企業(yè)處于績優(yōu)狀態(tài)時(shí)， 隨著業(yè)績期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)實(shí)施資源釋放型資產(chǎn)剝離的頻率降低。

（三）管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)管理層權(quán)力理論， 管理層作為企業(yè)經(jīng)營的決策者與執(zhí)行者， 在調(diào)整與變革企業(yè)戰(zhàn)略決策時(shí)擁有較大的自主權(quán)， 尤其在內(nèi)部控制機(jī)制不完善的企業(yè)中管理者的行為無法受到制約， 管理者更方便利用權(quán)力操控決策方向以達(dá)到其期望的結(jié)果。 管理層的并購行為是為了提高企業(yè)資源利用率， 還是為了滿足個(gè)人私欲， 成為人們討論的焦點(diǎn)。 因此， 績優(yōu)企業(yè)中管理層實(shí)施并購的動(dòng)機(jī)值得發(fā)掘。 本文認(rèn)為， 管理層推動(dòng)企業(yè)并購主要有兩個(gè)動(dòng)因： 一是追求企業(yè)利潤， 二是管理者自利動(dòng)機(jī)。 具體分析如下：

第一， 從價(jià)值創(chuàng)造視角看， 一方面， 管理層是戰(zhàn)略行為的主導(dǎo)者， 掌控著企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造能力， 表現(xiàn)為整合和配置各種資源， 并根據(jù)市場競爭環(huán)境的變化對(duì)資源進(jìn)行創(chuàng)新性利用和挖掘。 管理層可能利用手中的權(quán)力以減少價(jià)值創(chuàng)造成本、實(shí)現(xiàn)最佳生產(chǎn)邊界為目標(biāo)， 積極推進(jìn)擴(kuò)張型并購， 將資源轉(zhuǎn)化成收益。 另一方面， 自由現(xiàn)金流量是企業(yè)價(jià)值創(chuàng)造的根本。 已有研究發(fā)現(xiàn)， 由于現(xiàn)金方便占用， 管理層權(quán)力越大， 現(xiàn)金持有水平越高[14] 。 因此管理層可利用自身權(quán)力持有較多的自由現(xiàn)金流， 進(jìn)而利用充裕的現(xiàn)金流實(shí)施并購?fù)顿Y活動(dòng)， 從而擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模， 為企業(yè)創(chuàng)造更高的價(jià)值。

第二， 從管理者自利視角看， 并購行為能夠滿足管理層追逐私利的目的， 例如提升聲譽(yù)、地位以及薪酬。 并購作為一種直接高效的戰(zhàn)略決策， 能在短期內(nèi)擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模和擴(kuò)充企業(yè)資本， 它為管理層薪酬的提高提供了契機(jī)， 而且并購的成敗并不影響管理層能否從中獲取收益， 因此管理層將并購視為提高自身薪酬的一個(gè)重要手段。 正如有研究表明， 管理層薪酬與企業(yè)規(guī)模正相關(guān)， 管理者可利用權(quán)力實(shí)施并購以擴(kuò)張企業(yè)規(guī)模， 從而提高薪酬水平， 達(dá)到構(gòu)建經(jīng)理帝國的目的[15] 。 另外， 對(duì)于績優(yōu)企業(yè)來說， 前期的經(jīng)營成功使得利益相關(guān)者和外部觀察者對(duì)管理層前期戰(zhàn)略選擇和資源配置活動(dòng)的效率感到滿意， 管理層為維持其在企業(yè)中的地位， 也會(huì)利用職權(quán)推動(dòng)企業(yè)并購活動(dòng)的實(shí)施。

第三， 從管理者過度自信視角看， 過度自信是一種普遍的心理現(xiàn)象， 它在管理層身上體現(xiàn)得尤為明顯。 根據(jù)學(xué)者的研究， 外界對(duì)CEO的評(píng)價(jià)、企業(yè)的績效水平和CEO的薪酬水平都會(huì)導(dǎo)致管理層過度自信。 當(dāng)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績高于期望水平達(dá)到相對(duì)成功狀態(tài)時(shí)， 管理者過度自信心理促使其高估并購帶來的協(xié)同效應(yīng)， 因此管理者很容易發(fā)起并購甚至是連續(xù)實(shí)施并購。 而且， 當(dāng)管理層權(quán)力較大時(shí)， 管理者本身受到的較小約束會(huì)放大過度自信心理對(duì)并購行為的影響， 這大大地增加了并購的頻率。

綜上， 管理層實(shí)施并購既有可能是為企業(yè)創(chuàng)造更高價(jià)值， 也可能是為滿足管理層的“帝國建造心理”[15] 和一己私欲。 不論是出于何種動(dòng)機(jī)， 當(dāng)管理層權(quán)力越大時(shí)， 績優(yōu)企業(yè)實(shí)施并購的動(dòng)機(jī)將越強(qiáng)。 本文提出假設(shè)：

H3： 管理層權(quán)力正向調(diào)節(jié)業(yè)績期望順差與并購的關(guān)系， 即隨著業(yè)績期望順差擴(kuò)大， 管理層權(quán)力越大的企業(yè)實(shí)施資源消耗型并購的頻率越高。

（四）經(jīng)理人變更的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)戰(zhàn)略會(huì)因經(jīng)理人的變更而發(fā)生變化， 此時(shí)資產(chǎn)剝離往往被視為新任經(jīng)理試圖改變企業(yè)經(jīng)營業(yè)務(wù)的一種表現(xiàn)[16] 。 本文認(rèn)為， 經(jīng)理人變更的績優(yōu)企業(yè)實(shí)施資源釋放型剝離的頻率會(huì)提高， 可以從兩個(gè)方面進(jìn)行分析， 一方面是前任經(jīng)理不愿做出資產(chǎn)剝離決策的原因， 另一方面是新任經(jīng)理積極推動(dòng)資產(chǎn)剝離的動(dòng)因。 具體來說：

第一， 績優(yōu)企業(yè)的經(jīng)理一般將企業(yè)的業(yè)績反饋順差歸功于自己的能力， 前期成功的結(jié)果導(dǎo)致他們有過度自信的傾向， 他們對(duì)自己前期所做出的戰(zhàn)略決策感到滿意， 基本不會(huì)推翻之前的決策而進(jìn)行資產(chǎn)剝離。 另外， 資產(chǎn)剝離通常傳達(dá)出企業(yè)經(jīng)理決策有誤、經(jīng)營不善的信息， 經(jīng)理出于自身利益考慮， 對(duì)資產(chǎn)剝離往往存在抵觸情緒， 不會(huì)輕易做出資產(chǎn)剝離決策。 基于以上兩點(diǎn)， 前任經(jīng)理不論是出于對(duì)先前決策的自信還是出于自身利益考慮， 都不愿做出資產(chǎn)剝離決策。

第二， 由于新任經(jīng)理與前任經(jīng)理在經(jīng)歷、知識(shí)和技能上有所不同， 各自擅長的領(lǐng)域也因此不同， 新任經(jīng)理在多元化的企業(yè)里更傾向于剝離其不擅長的業(yè)務(wù)部門， 而聚焦于專業(yè)的部門， 以提高企業(yè)業(yè)績水平。 另外， 前任經(jīng)理出于對(duì)企業(yè)現(xiàn)狀的心理承諾而無法輕易調(diào)整決策， 但新任經(jīng)理不存在這種心理承諾[17] ， 可以輕裝上陣對(duì)盈利能力不佳的部門進(jìn)行剝離。 同時(shí)， 新任經(jīng)理為盡快掌握企業(yè)控制權(quán)， 會(huì)出售資產(chǎn)以獲得低成本的資金來擴(kuò)充自由現(xiàn)金流， 也可持有現(xiàn)金以備預(yù)防性投資。 基于以上三點(diǎn)， 新任經(jīng)理進(jìn)行資產(chǎn)剝離的動(dòng)機(jī)充分， 驅(qū)使其積極推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行資產(chǎn)剝離。

綜上， 雖然績優(yōu)企業(yè)實(shí)施資源釋放型資產(chǎn)剝離戰(zhàn)略的頻率很低， 但出現(xiàn)經(jīng)理人變更時(shí)， 由于前任經(jīng)理出于自身利益考慮大多不愿做出資產(chǎn)剝離決策， 而新任經(jīng)理有足夠的動(dòng)機(jī)進(jìn)行資產(chǎn)剝離， 因此， 一旦經(jīng)理人發(fā)生變更， 績優(yōu)企業(yè)的資產(chǎn)剝離頻率會(huì)大大提高。 本文提出假設(shè)：

H4： 經(jīng)理人變更負(fù)向調(diào)節(jié)業(yè)績順差與資產(chǎn)剝離的關(guān)系， 即隨著業(yè)績期望順差擴(kuò)大， 發(fā)生經(jīng)理人變更的企業(yè)實(shí)施資源釋放型資產(chǎn)剝離的頻率提高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

參考以往相關(guān)主題的研究方法[18] ， 本文將研究對(duì)象的選取限定在對(duì)業(yè)績反饋信息較敏感的信息科技行業(yè)， 其可細(xì)分為計(jì)算機(jī)通信及電子設(shè)備制造業(yè)（證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類代碼C39）和信息技術(shù)業(yè)（證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類代碼I）。 信息科技行業(yè)受技術(shù)進(jìn)步影響， 市場競爭環(huán)境日新月異， 制造產(chǎn)品的試驗(yàn)和失敗的成本顯著下降， 業(yè)績反饋信息是影響企業(yè)調(diào)整戰(zhàn)略決策的重要因素。 本文以上述兩個(gè)行業(yè) 2008 ～ 2018年深滬A股上市公司為樣本， 樣本數(shù)據(jù)通過CSMAR和CCER數(shù)據(jù)庫整理計(jì)算而得， 本文刪除了對(duì)同一并購或資產(chǎn)剝離事件進(jìn)行的重復(fù)公告， 并剔除 ST/PT公司樣本以及數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重缺失的公司樣本后得到 2169 個(gè)樣本觀測(cè)值， 共涵蓋392家公司。

（二）變量測(cè)度

1. 被解釋變量。 并購和資產(chǎn)剝離是企業(yè)對(duì)業(yè)務(wù)組合的定位調(diào)整和戰(zhàn)略資源的重新配置。 由于某些企業(yè)在對(duì)相關(guān)交易信息進(jìn)行披露時(shí)未公告具體交易金額而導(dǎo)致部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失， 本文參考Kuusela等[9] 的方法， 用并購頻率和資產(chǎn)剝離頻率來衡量企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整行為的強(qiáng)度。 具體來說， 企業(yè)i在t期的并購次數(shù)總和為企業(yè)當(dāng)年的并購頻率Acqi，t， 企業(yè)i在t期的資產(chǎn)剝離次數(shù)總和為企業(yè)當(dāng)年的資產(chǎn)剝離頻率Divi，t。

2. 解釋變量。 根據(jù)企業(yè)行為理論中的業(yè)績反饋決策模型[7] ， 決策者在決策過程中會(huì)設(shè)定期望水平作為心理參考點(diǎn)。 而參考點(diǎn)的選取既包括與自身歷史業(yè)績的縱向比較， 也包含與同行業(yè)平均業(yè)績的橫向社會(huì)比較過程。 鑒于本文是以信息科技行業(yè)為研究樣本， 企業(yè)所處的競爭地位及擁有的競爭優(yōu)勢(shì)受外部行業(yè)競爭環(huán)境的影響較大， 因此以社會(huì)比較為主要測(cè)量方式， 并用總資產(chǎn)收益率（ROA）作為業(yè)績衡量指標(biāo)。 參考Joseph和Gaba[19] 的研究方法， 以同期同行業(yè)平均業(yè)績標(biāo)準(zhǔn)作為期望水平。 其中， 行業(yè)業(yè)績期望水平的計(jì)算公式為：

SAi，t=

上式中， SAi，t為行業(yè)業(yè)績期望， 是指除企業(yè)自身外的行業(yè)中其他企業(yè)實(shí)際業(yè)績的平均值; Pj，t為企業(yè)實(shí)際業(yè)績， 是指目標(biāo)企業(yè)在行業(yè)內(nèi)的競爭對(duì)手企業(yè)j在t期的實(shí)際業(yè)績; N 指企業(yè)i在t期同行業(yè)內(nèi)競爭對(duì)手的公司數(shù)量。 企業(yè)實(shí)際業(yè)績與行業(yè)業(yè)績期望之差即為行業(yè)業(yè)績期望差距（Pj，t-SAi，t）。 設(shè)定I=1來表示（Pj，t-SAi，t）>0的企業(yè)， 即處于行業(yè)業(yè)績期望順差狀態(tài)的企業(yè)， 那么由I×（Pj，t-SAi，t）得到截尾的行業(yè)業(yè)績期望順差變量Psai，t， 而由（1-I）×（Pj，t-SAi，t）則得到截尾的行業(yè)業(yè)績期望落差變量Nsai，t。 本文關(guān)注企業(yè)的績優(yōu)狀態(tài)， 即業(yè)績期望順差狀態(tài)對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略方向選擇的影響， 但同時(shí)業(yè)績期望落差也可能對(duì)企業(yè)行為決策存在差異化作用。 為進(jìn)一步剖析業(yè)績反饋對(duì)企業(yè)行為的影響機(jī)理， 本文也將業(yè)績期望落差變量納入模型。

3. 調(diào)節(jié)變量。

（1）管理層權(quán)力（Mgpwri，t）。 借鑒已有研究方法[20] ， 本文從以下三個(gè)維度對(duì)管理層權(quán)力進(jìn)行測(cè)度， 若結(jié)果大于等于2， 則管理層權(quán)力取值為1， 反之則取值為0。 ①CEO任期。 若CEO任職時(shí)間超過3年則取值為1， 否則為0。 ②CEO兩職合一。 若CEO同時(shí)兼任董事長， 則取值為1， 否則為0。 ③股權(quán)集中度。 用第一大股東持股比例平方除以第二至第十大股東持股比例平方和， 即可得到股權(quán)集中度的值， 若比值小于1則取值為1， 大于1取值為0。

（2）經(jīng)理人變更（Chgi，t）。 董事長或總經(jīng)理變更對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整行為有一定影響， 尤其是當(dāng)繼任者來源于組織外部時(shí)， 其對(duì)組織戰(zhàn)略方向進(jìn)行調(diào)整的可能性較大。 而資產(chǎn)剝離往往成為新經(jīng)理人主動(dòng)調(diào)整原有企業(yè)經(jīng)營業(yè)務(wù)的一種方式。 本文采用虛擬變量來表示經(jīng)理人變更情況： 若企業(yè)在兩年內(nèi)發(fā)生董事長或總經(jīng)理變更則取值為1， 否則取值為0。

4. 控制變量。 本文選取的控制變量見表1， 同時(shí)設(shè)定年度虛擬變量（Yri，t）、行業(yè)虛擬變量（Indi，t）和區(qū)域虛擬變量（Arei，t）來進(jìn)行控制。

（三）模型設(shè)計(jì)

基于假設(shè)， 構(gòu)建以下待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

Acqi，t+1=β0+β1Divi，t+1+β2Acqexpi，t+β3Ci，t+

εi，t? ?（模型1）

Acqi，t+1=β0+β1Psai，t+β2Divi，t+1+β3Acqexpi，t+

β4Ci，t+εi，t? ? ? ?（模型2）

Acqi，t+1=β0+β1Psai，t+β2Psai，t×Mgpwri，t+

β3Divi，t+1+β4Acqexpi，t+β5Ci，t+εi，t? （模型3）

Divi，t+1=β0+β1Acqi，t+1+β2Divexpi，t+β3Ci，t+

εi，t? ? ? ? （模型4）

Divi，t+1=β0+β1Psai，t+β2Acqi，t+1+β3Divexpi，t+β4Ci，t+εi，t? ? ? ?（模型5）

Divi，t+1=β0+β1Psai，t+β2Psai，t×Chgi，t+

β3Acqi，t+1+β4Divexpi，t+β5Ci，t+εi，t? ? ? （模型6）

由于企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整行為相比業(yè)績反饋存在一定的時(shí)間滯后性， 因此本文對(duì)解釋變量和控制變量均滯后一期。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與相關(guān)系數(shù)表（受篇幅限制未報(bào)告）顯示， 企業(yè)并購頻率和資產(chǎn)剝離頻率的均值分別是0.979和0.475， 可以初步看出在一年中每家企業(yè)平均并購次數(shù)要多于資產(chǎn)剝離次數(shù)。 行業(yè)業(yè)績期望順差的均值為0.019， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.031， 說明不同企業(yè)之間的行業(yè)業(yè)績期望順差的差異較小。 管理層權(quán)力的均值為0.332， 極大值與極小值相差較大， 可以看出不同企業(yè)間管理層擁有的權(quán)力大小存在一定差異。 經(jīng)理人變更的均值為0.266， 表明發(fā)生經(jīng)理人變更的企業(yè)在樣本中占比較小。 從相關(guān)性分析結(jié)果看， 業(yè)績期望順差與并購頻率的相關(guān)系數(shù)（r=0.093）為正且在1%的水平上顯著， 與資產(chǎn)剝離頻率的相關(guān)系數(shù)（r=-0.144）為負(fù)且在1%的水平上顯著， 表明隨著業(yè)績期望順差擴(kuò)大， 企業(yè)實(shí)施并購的可能性提高， 而實(shí)施資產(chǎn)剝離的可能性降低。 管理層權(quán)力與并購頻率顯著正相關(guān)， 與資產(chǎn)剝離頻率顯著負(fù)相關(guān)。 但經(jīng)理人變更與并購頻率的正相關(guān)關(guān)系不顯著， 與資產(chǎn)剝離頻率的正相關(guān)關(guān)系也不顯著。 下文將通過回歸分析進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

本文對(duì)原始樣本進(jìn)行以下數(shù)據(jù)處理： ①對(duì)解釋變量與調(diào)節(jié)變量在交乘前進(jìn)行了中心化處理; ②考慮到多重共線性問題， 對(duì)模型中所有的解釋變量進(jìn)行方差膨脹因子診斷后顯示VIF均在2.42以內(nèi); ③去除連續(xù)變量上下各1%水平的極端值影響; ④采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)差方法估計(jì)后續(xù)的非平衡面板數(shù)據(jù)模型[21] ， 以消除潛在的異方差、序列相關(guān)和橫截面相關(guān)等影響。

如表2所示， 模型1 ～ 模型3均以并購頻率為被解釋變量， 檢驗(yàn)了業(yè)績期望順差與并購之間的關(guān)系， 以及管理層權(quán)力對(duì)此關(guān)系的影響。 其中模型1是只包含控制變量的基準(zhǔn)模型。 模型2基于模型1加入解釋變量行業(yè)業(yè)績期望順差（Psai，t）， 從回歸結(jié)果看， 行業(yè)業(yè)績期望順差（Psai，t）的回歸系數(shù)（β=3.076）為正且在10%的水平上顯著， 在模型3中也同樣顯著， 這表明隨著期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)通過資源消耗型并購方式實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略擴(kuò)張的動(dòng)機(jī)增強(qiáng); 模型3納入了行業(yè)業(yè)績期望順差（Psai，t）與管理層權(quán)力（Mgpwri，t）的交互項(xiàng)（Psai，t×Mgpwri，t）， 結(jié)果顯示， 交互項(xiàng)的回歸系數(shù)（β=10.355）為正且在1%的水平上顯著， 這意味著管理層權(quán)力增強(qiáng)了期望順差與并購決策的正向關(guān)系， 即管理層權(quán)力越大的企業(yè)， 其并購頻率越高。 因此H1和H3得到支持。

模型4 ～ 模型6以資產(chǎn)剝離頻率為被解釋變量。 其中模型4是只包含控制變量的基準(zhǔn)模型。 從模型5的結(jié)果看， 行業(yè)業(yè)績期望順差（Psai，t）的回歸系數(shù)（β=-1.306）為負(fù)且在1%的水平上顯著， 這說明隨著行業(yè)業(yè)績期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)實(shí)施資產(chǎn)剝離決策的動(dòng)機(jī)減弱。 而當(dāng)業(yè)績臨近期望目標(biāo)時(shí)， 企業(yè)實(shí)施資產(chǎn)剝離的可能性增加， 比如剝離與主營業(yè)務(wù)關(guān)聯(lián)性較弱或績效表現(xiàn)較差的業(yè)務(wù)組合， 將獲得的資源投入核心業(yè)務(wù)部門。 從模型6的回歸結(jié)果看， 行業(yè)業(yè)績期望順差（Psai，t）與經(jīng)理人變更（Chgi，t）的交互項(xiàng)（Psai，t×Chgi，t）與資產(chǎn)剝離頻率呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β=1.602， p<0.1）， 這表明經(jīng)理人變更影響績優(yōu)企業(yè)實(shí)施資源釋放型資產(chǎn)剝離行為。 相對(duì)于沒有發(fā)生經(jīng)理人變更的企業(yè)， 新任經(jīng)理人將推動(dòng)績優(yōu)狀態(tài)企業(yè)實(shí)施資源釋放型資產(chǎn)剝離行為， 即經(jīng)理人繼任是企業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整的一個(gè)契機(jī)， 新任經(jīng)理人通過資產(chǎn)剝離方式調(diào)整企業(yè)業(yè)務(wù)組合， 重新定位戰(zhàn)略方向， 積極適應(yīng)市場環(huán)境的變化。 因此H2和H4得到支持。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考以往的研究文獻(xiàn)[5] ， 實(shí)證分析結(jié)果可能會(huì)因時(shí)間滯后效應(yīng)以及變量測(cè)量方式的不同而產(chǎn)生變化， 同時(shí)， 考慮到并購頻率和資產(chǎn)剝離頻率為計(jì)數(shù)變量， 且數(shù)據(jù)中0取值的頻率很高， 此時(shí)零膨脹泊松回歸模型（ZIP）可用來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）更換指標(biāo)測(cè)度方法

銷售凈利率（ROS）也是常用的衡量企業(yè)業(yè)績的指標(biāo)之一， 本文更換ROS指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 另外， 不同于前文中用行業(yè)平均業(yè)績作為企業(yè)的期望水平， 本文參考賀小剛等[5] 的研究方法， 行業(yè)期望水平（SAi，t）的測(cè)量可以由如下方法計(jì)算得到：

SAi，t=αIMi，t-1+（1-α）SAi，t-1

上式中， SAi，t代表企業(yè)i在第t期的行業(yè)期望水平， IMi，t-1表示企業(yè)i所在行業(yè)第t-1期的平均業(yè)績水平， SAi，t-1代表企業(yè)i在第t-1期的行業(yè)期望值， α表示權(quán)重， 介于[0， 1]之間， 本文僅給出了α=0.75時(shí)的檢驗(yàn)結(jié)果， 那么企業(yè)在t期的行業(yè)期望水平等于權(quán)重為0.75的t-1期行業(yè)業(yè)績均值IMi，t-1和權(quán)重為0.25的t-1期行業(yè)業(yè)績期望SAi，t-1的加權(quán)組合。

此外， 參考黎文靖等[22] 對(duì)管理層權(quán)力的衡量方法， 本文用連續(xù)變量測(cè)量范式表示管理層權(quán)力大小， 選取以下四個(gè)維度的指標(biāo)： CEO兩職兼任、CEO任期、股權(quán)集中度以及董事會(huì)規(guī)模。 其中， 前三個(gè)指標(biāo)的測(cè)量方法與前文相同， 董事會(huì)規(guī)模是董事會(huì)人數(shù)的對(duì)數(shù)。 然后對(duì)這4個(gè)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后再相加， 得到的結(jié)果越大， 則管理層權(quán)力越大。

本文在更換了行業(yè)業(yè)績期望的測(cè)量方法后采用零膨脹泊松回歸模型進(jìn)行分析， 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。 行業(yè)業(yè)績期望順差與資源消耗型并購頻率呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β=1.971， p<0.05）， 且管理層權(quán)力正向調(diào)節(jié)此關(guān)系（β=7.551， p<0.01）， H1和H3再次得到支持。 行業(yè)業(yè)績期望順差與資源釋放型資產(chǎn)剝離頻率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（β=

-6.515， p<0.01）， H2得到支持， 且經(jīng)理人變更負(fù)向調(diào)節(jié)此關(guān)系（β=5.162， p<0.1）， 再次驗(yàn)證了H4。 綜上， 在更換了指標(biāo)衡量方式后， 本文的研究假設(shè)依然得到支持， 說明研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

（二）時(shí)間滯后效應(yīng)

為進(jìn)行時(shí)間滯后效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)， 本文采取對(duì)解釋變量與控制變量相對(duì)于兩種資源配置行為滯后兩期的方法。 結(jié)果（受篇幅限制未報(bào)告）表明， 業(yè)績反饋與并購行為的關(guān)系和業(yè)績反饋與資產(chǎn)剝離行為的關(guān)系均與先前的假設(shè)一致。 但是在檢驗(yàn)經(jīng)理人變更對(duì)業(yè)績反饋與資源釋放型資產(chǎn)剝離行為的調(diào)節(jié)作用時(shí)， 行業(yè)期望順差與經(jīng)理人變更的交互項(xiàng)系數(shù)雖然為正但并不顯著， 可能是因?yàn)榻?jīng)理人變更事件受時(shí)間效應(yīng)影響， 其調(diào)節(jié)作用有所減弱。

六、研究結(jié)論

在高度不確定性環(huán)境下， 企業(yè)的壓力意識(shí)增強(qiáng)。 績優(yōu)企業(yè)在追趕性壓力下不斷地進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整以求適應(yīng)不確定的外部環(huán)境， 進(jìn)而獲得競爭優(yōu)勢(shì)。 本文基于企業(yè)行為理論、壓力理論等對(duì)績優(yōu)企業(yè)的戰(zhàn)略調(diào)整方向選擇進(jìn)行了分析， 并且引入管理層權(quán)力和經(jīng)理人變更兩個(gè)調(diào)節(jié)變量， 探討了其對(duì)業(yè)績反饋順差與戰(zhàn)略調(diào)整方向之間關(guān)系的影響。 最終得出以下結(jié)論：

第一， 績優(yōu)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較強(qiáng)， 冗余資源較多， 隨著業(yè)績期望順差的擴(kuò)大， 企業(yè)進(jìn)行資源消耗型并購的頻率提高， 而實(shí)施資源釋放型資產(chǎn)剝離的可能性降低。 第二， 管理者不論出于追逐利潤動(dòng)機(jī)還是自利動(dòng)機(jī)， 在企業(yè)處于績優(yōu)狀態(tài)時(shí)， 都更傾向于推動(dòng)企業(yè)實(shí)施并購策略， 并且管理層權(quán)力越大的企業(yè)進(jìn)行并購的可能性將越大。 第三， 前任經(jīng)理出于自身利益考慮， 通常會(huì)持有那些早該被剝離的業(yè)務(wù)， 不會(huì)輕易實(shí)施資產(chǎn)剝離， 而新任經(jīng)理通常會(huì)在上任后將經(jīng)營業(yè)績不佳的業(yè)務(wù)剝離。 因此若經(jīng)理人發(fā)生變更， 則企業(yè)實(shí)施資產(chǎn)剝離的頻率會(huì)提高， 經(jīng)理人變更在其中起到顯著的調(diào)節(jié)作用。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

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