CEO過度自信與戰(zhàn)略變革
——基于“ 韌性效應(yīng)” 和“ 創(chuàng)造效應(yīng)” 的研究

○ 韻 江 寧 鑫 暴 瑩

引言

當(dāng)前環(huán)境中不確定事件和突發(fā)變化日益增多，無疑增加了企業(yè)的經(jīng)營壓力，影響了戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)，甚至危及組織的功能和存續(xù)。以往戰(zhàn)略變革研究倡導(dǎo)“困境威脅—冒險變革”的觀點(diǎn)，強(qiáng)調(diào)企業(yè)在環(huán)境變化來臨之后的調(diào)整和變革，將變革視為企業(yè)正?；顒又獾奶厥庾兞俊５S著突發(fā)性危機(jī)頻繁增加和動態(tài)環(huán)境的確立，原有基于穩(wěn)定環(huán)境應(yīng)對的變革模式，現(xiàn)在看來愈發(fā)難以適用。已有研究指出，只有通過持續(xù)性的戰(zhàn)略變革和調(diào)整商業(yè)模式進(jìn)行創(chuàng)造性活動，保持組織的動能和效率，才能提高應(yīng)對突發(fā)情境的適應(yīng)能力。[1]面對不利情境（重大突發(fā)性變化、經(jīng)營困境或財務(wù)危機(jī)），有些企業(yè)能夠迅速通過自身的戰(zhàn)略變革走出困境甚至獲得新的生機(jī)與發(fā)展，而有的企業(yè)則無力應(yīng)對以致逐漸衰落甚至消亡，反映出過去很多研究過于強(qiáng)調(diào)組織內(nèi)外部客觀條件的影響，而未對組織內(nèi)部變革主體力量給予足夠重視。事實上，當(dāng)感知逆境時，組織內(nèi)部認(rèn)知可能產(chǎn)生強(qiáng)大動力，推動企業(yè)發(fā)起并實現(xiàn)變革，來動態(tài)適應(yīng)壓力或困境。根據(jù)高階梯隊理論（Upper Echelons Theory），高管基于認(rèn)知做出選擇，使組織成為其個人特征的反映。[2]Herrmann等基于大五人格模型發(fā)現(xiàn)，CEO的大五人格特質(zhì)的不同維度對戰(zhàn)略變革的制定和實施效果有不同的影響；[3]Wowak等研究發(fā)現(xiàn)CEO個人魅力會影響企業(yè)戰(zhàn)略動態(tài)性和獨(dú)特性，逐漸使企業(yè)呈現(xiàn)出CEO自身的特點(diǎn)。[4]由此可見，高管的認(rèn)知和決策特征已成為變革研究的重要線索之一。

在高管的認(rèn)知特征中，過度自信（Over-confidence）值得特別關(guān)注。根據(jù)行為金融學(xué)的研究，不確定性情境下個體行為決策會存在非理性偏差，過度自信、風(fēng)險偏好等心理因素會導(dǎo)致個體的非理性選擇。自Roll將管理者心理引入并購領(lǐng)域并提出狂妄自大假說以來，[5]學(xué)者們開始放松傳統(tǒng)理性經(jīng)濟(jì)人的假設(shè)，研究過度自信對公司財務(wù)與公司治理的影響并取得了一系列成果。研究發(fā)現(xiàn)，過度自信產(chǎn)生了不利影響，如非效率投資、財務(wù)舞弊、成本粘性、并購溢價等。不難發(fā)現(xiàn)，以往研究大多聚焦于過度自信的陰暗面。然而，過度自信并不總是壞事。事實上，一些學(xué)者對過度自信的消極后果存在不同看法。最近的研究開始關(guān)注過度自信可能存在的有利影響。Bernardo等認(rèn)為，個體過度自信使他們更傾向于探索所處的環(huán)境，而不是模仿同伴，能夠更好地應(yīng)對高不確定性和高復(fù)雜性的情境。[8]循此邏輯，亟待探索的問題呼之欲出：CEO過度自信在影響組織戰(zhàn)略活動的過程中是否存在一些陽光面？Griffin等曾指出，[9]過度自信的個體能承受更大的困難和風(fēng)險；Luthar等認(rèn)為個體內(nèi)部的樂觀、自信等積極狀態(tài)能夠適應(yīng)壓力、挑戰(zhàn)或挫折。[10]從資源基礎(chǔ)觀（Resource-based View）的角度，由于過度自信可以提高CEO對風(fēng)險和不確定性的承受能力，降低對資源束縛的感知，是潛在的、難以觀察和量化、難以模仿和替代的心理資源。[11]另外，韌性（Resilience）的相關(guān)研究強(qiáng)調(diào)，組織也會通過資源的儲備或調(diào)整，積極應(yīng)對挑戰(zhàn)性的情境而產(chǎn)生韌性。[12-14]鑒于此，本研究認(rèn)為，當(dāng)面臨不利情境，CEO過度自信能夠在關(guān)鍵戰(zhàn)略維度對資源配置方式進(jìn)行調(diào)整，制定并實施戰(zhàn)略變革，從而促成“韌性效應(yīng)”。概言之，CEO過度自信很可能在不利情境下促進(jìn)戰(zhàn)略變革活動，以保持組織和環(huán)境的一致性。

倘若過度自信會給組織的戰(zhàn)略變革帶來一定的有利影響，那么，CEO過度自信通過何種途徑影響戰(zhàn)略變革？從戰(zhàn)略管理的相關(guān)理論來看，管理者認(rèn)知是企業(yè)一種獨(dú)特的資源，通過感知和捕獲新的機(jī)會并塑造組織的創(chuàng)造性與創(chuàng)新，以推動戰(zhàn)略變革的實現(xiàn)。[15,16]同時，Amabile和Woodman等強(qiáng)調(diào)組織創(chuàng)造力由組織創(chuàng)新動機(jī)、支持創(chuàng)造的管理行為及投入到創(chuàng)造中的資源所決定。[17,18]Zahra等、Teece認(rèn)為，管理者的創(chuàng)造性角色具體表現(xiàn)在開拓新市場和重新配置組織資源與路徑，并進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了變革中的創(chuàng)造機(jī)制。[19,20]已有相關(guān)研究表明，CEO過度自信會使企業(yè)表現(xiàn)出更高的創(chuàng)新關(guān)注，支持創(chuàng)造性活動，尋求新的市場機(jī)會。而創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向正是這一行為過程的反映，并能促進(jìn)組織創(chuàng)造性成果的實現(xiàn)?；诖?，本研究認(rèn)為在戰(zhàn)略變革的過程中，CEO過度自信能夠通過提升企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向?qū)崿F(xiàn)組織資源的整合或重新配置，保持組織和環(huán)境的適應(yīng)性，從而形成“創(chuàng)造效應(yīng)”。既然CEO過度自信在實現(xiàn)變革的過程中分別存在著韌性效應(yīng)和創(chuàng)造效應(yīng)的作用機(jī)理，那么是否存在兩種效應(yīng)的綜合影響？本文嘗試探究韌性效應(yīng)和創(chuàng)造效應(yīng)之間的關(guān)聯(lián)，即組織在不利情境（經(jīng)營期望落差和環(huán)境不確定性）下，CEO過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的影響，以及CEO過度自信、創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與戰(zhàn)略變革之間的間接關(guān)系。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：（1）突破了過度自信“負(fù)—負(fù)”的研究范式，通過探索過度自信的積極后果，豐富和拓展了過度自信的經(jīng)濟(jì)后果和戰(zhàn)略變革影響因素領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)。一方面，本文將研究視域落腳于適應(yīng)性與成長性較高的戰(zhàn)略變革活動，并基于過度自信所表現(xiàn)的韌性效應(yīng)和創(chuàng)造效應(yīng)進(jìn)行探索，響應(yīng)了學(xué)者們最近對研究過度自信價值創(chuàng)造作用的呼吁。[21]另一方面，本文從過度自信的角度考察戰(zhàn)略變革的內(nèi)在驅(qū)動機(jī)制，為認(rèn)知視角下戰(zhàn)略變革影響因素的考察提供了新的研究方向。[4]（2）拓展了組織韌性的研究視角，有助于理解韌性在組織各個層面的表征，契合了積極心理學(xué)（Positive Psychology）的研究思潮。本文從經(jīng)營困境（經(jīng)營期望落差）和環(huán)境壓力（環(huán)境不確定性）兩個維度，考察了不利情境對過度自信的觸發(fā)性作用，揭示了CEO過度自信作用于戰(zhàn)略變革的邊界條件，也基于過程論的視角檢驗了過度自信的“韌性效應(yīng)”，[14]推進(jìn)了對韌性過程性特征的認(rèn)識。[13,22]（3）豐富了高階理論內(nèi)在影響路徑的研究，對揭示高階理論的黑箱進(jìn)行了有益的探索。本文通過整合創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與組織創(chuàng)造力的觀點(diǎn)發(fā)現(xiàn)，CEO過度自信作用于戰(zhàn)略變革的“創(chuàng)造效應(yīng)”，為高階理論的路徑研究提供了新思路，也為如何實現(xiàn)戰(zhàn)略變革增加了理論依據(jù)。（4）深化了組織與環(huán)境的關(guān)系研究，為危機(jī)情境下企業(yè)提升自身適應(yīng)性、保持成長與發(fā)展提供了實踐啟示。受當(dāng)前突發(fā)疫情的影響，許多組織都陷入了經(jīng)營困境和不確定性之中。[23]只有塑造積極自信的信念和心智模式，并利用韌性和創(chuàng)造性才是企業(yè)走出困境的關(guān)鍵。本研究細(xì)化了組織與環(huán)境的研究內(nèi)容，對當(dāng)前企業(yè)克服困難和恢復(fù)成長亦具有重要的現(xiàn)實啟示。

一、理論分析和假設(shè)提出

1.CEO過度自信與戰(zhàn)略變革

高階理論認(rèn)為，CEO的個性特征、認(rèn)知特征等是影響決策的重要因素，尤其是心理特征會影響其對自身所處環(huán)境的理解和詮釋，并對企業(yè)戰(zhàn)略決策產(chǎn)生影響。[2]過度自信作為CEO的一種心理特征，對自身能力的高估、潛在收益的高估及對潛在風(fēng)險的忽視等，勢必會影響企業(yè)的戰(zhàn)略變革決策?；谫Y源基礎(chǔ)觀的視角，企業(yè)是資源的集合，那些稀缺、有價值、難以模仿和替代的資源能夠形成企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢。[11]過度自信可以提高CEO對風(fēng)險和不確定性的承受能力，降低對資源束縛的感知，是潛在的、難以觀察和量化、難以模仿和替代的個人特質(zhì)或心理資源，與企業(yè)家精神類似，被認(rèn)為是企業(yè)一項有價值的補(bǔ)充性資源，對戰(zhàn)略行為存在直接和關(guān)鍵性影響。[24]圍繞上述理論邏輯，戰(zhàn)略變革認(rèn)知視角（Cognitive Lens Perspective）強(qiáng)調(diào)，認(rèn)知是管理者對戰(zhàn)略問題的關(guān)注、解釋與利用過程，影響到變革戰(zhàn)略的形成與實施過程中的各方面，管理者的認(rèn)知連接著內(nèi)外部情境和戰(zhàn)略變革的橋梁，構(gòu)成了管理者戰(zhàn)略行動的理論基礎(chǔ)。[25]

過度自信既是一種認(rèn)知偏差，也是一項獨(dú)特的企業(yè)資源，能夠促進(jìn)戰(zhàn)略變革。這是因為：第一，過度自信CEO低估變革的潛在風(fēng)險而高估收益，令其更加傾向于風(fēng)險和變革，從而增加了戰(zhàn)略變革的動機(jī)。相較于非過度自信的CEO，過度自信的CEO對成就有著強(qiáng)烈的渴望，高估戰(zhàn)略變革決策的收益而低估戰(zhàn)略變革決策的風(fēng)險，[26,27]更傾向于冒險性探索行為，[8]希望通過戰(zhàn)略變革來開拓增長機(jī)會，以彰顯自己的遠(yuǎn)見和卓越的管理才能。最近的研究表明，過度自信CEO更傾向于有挑戰(zhàn)和風(fēng)險的戰(zhàn)略行動。第二，過度自信的控制幻覺和歸因偏差，增加了CEO變革的信心和能力，從而增加戰(zhàn)略變革的可能性。相較于非過度自信的CEO，過度自信的CEO會高估企業(yè)的資源稟賦和自身解決問題的能力，[28]增強(qiáng)其對于資源約束和失敗風(fēng)險的忽視，促使其在戰(zhàn)略決策過程中更為冒險或激進(jìn)。同時，受“優(yōu)于平均效應(yīng)”的影響，過度自信的CEO在新事物學(xué)習(xí)方面更加努力，愿意“迎難而上”以證明自己的能力，能夠積極尋求解決問題的新觀點(diǎn)、新思想，降低對不確定的企業(yè)活動的難度，[7,9]繼而促進(jìn)企業(yè)的戰(zhàn)略變革。第三，CEO過度自信展現(xiàn)出積極的情緒狀態(tài)和高度承諾，有利于獲得員工對戰(zhàn)略變革的認(rèn)同與支持，構(gòu)建支持性的集體心理狀態(tài)，增加戰(zhàn)略變革的可能性。相較于非過度自信的CEO，過度自信的CEO會增強(qiáng)下屬對企業(yè)未來的信心，獲得員工對戰(zhàn)略變革的支持，[29]給企業(yè)帶來勇于探索的組織氛圍，[24]從而減少戰(zhàn)略變革的阻力。結(jié)合高階理論與資源基礎(chǔ)觀視角的分析，過度自信的非理性認(rèn)知能夠加強(qiáng)CEO實施變革行為動機(jī)，同時提高其承擔(dān)變革風(fēng)險和應(yīng)對不利情境沖擊的能力，進(jìn)而調(diào)用自身的積極情緒和機(jī)會感知等心理資源為戰(zhàn)略動態(tài)適應(yīng)提供資源支持，最終促進(jìn)戰(zhàn)略變革的形成。由此，提出如下假設(shè)：

H1：CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革正相關(guān)，即CEO過度自信會提高企業(yè)戰(zhàn)略變革的強(qiáng)度

韌性的相關(guān)研究強(qiáng)調(diào)，韌性的實質(zhì)是通過資源的儲備或調(diào)整，應(yīng)對挑戰(zhàn)性的情境的過程。韌性發(fā)揮作用的過程就是個體心理資源與非常態(tài)情境（內(nèi)部困境和外部環(huán)境）相互作用的結(jié)果。[12-14]根據(jù)Richardson的韌性過程模型（Resiliency Process Model），組織中韌性的產(chǎn)生涉及保護(hù)性因素（認(rèn)知、能力、資源及行為等）與各種危險情境相互作用，構(gòu)成一個能夠動態(tài)適應(yīng)的動力系統(tǒng)。[30]Kantur等提出立場感知、情境整合和戰(zhàn)略制定與實施的共同作用構(gòu)成韌性的函數(shù)。[31]在戰(zhàn)略決策的制定與實施中，戰(zhàn)略變革能夠通過兼具重塑性、適應(yīng)性和創(chuàng)造性的資源行動來實現(xiàn)組織對內(nèi)外部環(huán)境的匹配與平衡狀態(tài)。已有文獻(xiàn)表明，過度自信的一個顯著特征在于能接受更高的挑戰(zhàn)和不確定性水平，對高不確定性和高復(fù)雜性的情境更為有利。[8]當(dāng)感知逆境時，過度自信的心理特征誘發(fā)出CEO自身的積極情緒、認(rèn)知和動機(jī)等無形資源，并通過向外界傳遞承諾塑造積極的組織氛圍，進(jìn)而動態(tài)構(gòu)建或調(diào)整組織資源配置，制定并實施相應(yīng)的戰(zhàn)略決策有效應(yīng)對和適應(yīng)，促成組織韌性的產(chǎn)生。因此，本文認(rèn)為在組織不利情境（經(jīng)營期望落差和環(huán)境不確定性）下，CEO過度自信能夠積極進(jìn)行戰(zhàn)略變革，呈現(xiàn)出過度自信的“韌性效應(yīng)”。

2.“韌性效應(yīng)”：經(jīng)營期望落差的內(nèi)部困境

經(jīng)營期望落差是企業(yè)重要的內(nèi)部經(jīng)營壓力情境，意味著企業(yè)正處于一種經(jīng)營不善、利益受損的狀態(tài)，包括歷史經(jīng)營期望落差和行業(yè)經(jīng)營期望落差。業(yè)績困境通常表征為期望落差，在戰(zhàn)略文獻(xiàn)和企業(yè)行為研究中得到了較廣泛的討論，是影響戰(zhàn)略變革的重要情境因素，但各理論學(xué)派觀點(diǎn)不一。究其原因之一，這些研究大都忽略了管理者認(rèn)知特征對業(yè)績困境的感知與理解的差異影響。根據(jù)高階理論，過度自信的認(rèn)知特征會影響其對企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)的理解和判斷，在經(jīng)營期望落差較大的情境下，過度自信CEO實施變革的動機(jī)和能力進(jìn)一步凸顯，能夠積極構(gòu)建和調(diào)整組織資源，對戰(zhàn)略變革的影響更為明顯。

歷史經(jīng)營期望落差采取歷史比較方法確定參照點(diǎn)，體現(xiàn)了決策者存在的一種與“過去”進(jìn)行比較的傾向。[32]歷史經(jīng)營期望落差越大，CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的促進(jìn)作用會進(jìn)一步增強(qiáng)。具體而言：首先，當(dāng)歷史經(jīng)營期望落差較大時，意味著企業(yè)當(dāng)前的經(jīng)營在資源配置或市場戰(zhàn)略等方面存在問題，無法滿足其成長的需要，“損失”狀態(tài)驅(qū)使企業(yè)實施冒險探索行為改變現(xiàn)狀的意愿增強(qiáng)，過度自信CEO的冒險和創(chuàng)新偏好將會得到更多關(guān)注與支持，實施戰(zhàn)略變革的內(nèi)在動機(jī)得到進(jìn)一步強(qiáng)化。同時，在變革決策的制定中，過度自信CEO追求成就和認(rèn)可的傾向會促使其選擇突變的、冒險程度較大的戰(zhàn)略方案。其次，當(dāng)企業(yè)實際績效低于歷史業(yè)績期望，企業(yè)正處于較慢的增長階段和較低的盈利水平，資源不夠充足，從外部獲取資源的難度也較大，從而面臨較高的風(fēng)險和不確定性，戰(zhàn)略變革的難度增加。此時，過度自信CEO的資源感知偏差和風(fēng)險感知偏差會觸發(fā)其承擔(dān)更多的風(fēng)險，并進(jìn)一步高估自身對變革活動的掌控能力，從而促進(jìn)戰(zhàn)略變革的實施。由此，提出如下假設(shè)：

H2a：歷史經(jīng)營期望落差對CEO過度自信與戰(zhàn)略變革之間的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，即歷史經(jīng)營期望落差越大，CEO過度自信對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響越強(qiáng)

行業(yè)經(jīng)營期望落差采取社會比較方法確定參照點(diǎn)，體現(xiàn)了決策者存在的一種與“他人”進(jìn)行比較的傾向。[33]行業(yè)經(jīng)營期望落差越大，CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的促進(jìn)作用會進(jìn)一步增強(qiáng)。具體而言：首先，當(dāng)行業(yè)經(jīng)營期望落差越大時，企業(yè)的行業(yè)競爭地位下降，與競爭對手的業(yè)績差距變大，企業(yè)聲譽(yù)和CEO的自我評價受到威脅，[34]促使管理者不得不客觀面對并改善現(xiàn)狀。此時，股東及其他利益相關(guān)者迫使變革的外在壓力和維持自我評價的內(nèi)在需求能夠進(jìn)一步增強(qiáng)過度自信CEO的變革動機(jī)。由于達(dá)到產(chǎn)業(yè)中位數(shù)或均值的業(yè)績水平在一定程度上說明CEO的管理能力得到了企業(yè)股東的認(rèn)可，CEO可能會將達(dá)到行業(yè)平均業(yè)績設(shè)定為一個評價自身能力的參照標(biāo)準(zhǔn)，而過度自信CEO具有強(qiáng)烈的自我評價能力和地位的內(nèi)在需求，在選擇參照點(diǎn)時，通常會表現(xiàn)出一種向上社會比較的傾向。[35]所以，過度自信CEO對行業(yè)期望落差更為敏感和重視，由此激發(fā)的戰(zhàn)略變革程度也越高。其次，當(dāng)行業(yè)期望落差越大時，趨同化的戰(zhàn)略跟隨或模仿難以改變企業(yè)困境，企業(yè)需要尋求創(chuàng)造性的戰(zhàn)略策略來打破行業(yè)競爭模式，對管理者創(chuàng)造性的思維和問題解決的能力提出了更高的要求。在這種情境下，過度自信CEO會更傾向嘗試新事物，進(jìn)一步高估自身能力，進(jìn)而推動戰(zhàn)略變革的實施。由此，提出如下研究假設(shè)：

H2b：行業(yè)經(jīng)營期望落差對CEO過度自信與戰(zhàn)略變革之間的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，即行業(yè)經(jīng)營期望落差越大，CEO過度自信對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響越強(qiáng)

3.“韌性效應(yīng)”：環(huán)境不確定性的外部壓力

在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中，企業(yè)的經(jīng)營壓力不僅來自內(nèi)部經(jīng)營狀況，也受到外部環(huán)境不確定性的影響。環(huán)境不確定性將增加企業(yè)競爭壓力，降低外部管理要素的可控性，威脅到經(jīng)營活動而引致戰(zhàn)略行為的調(diào)整。由于環(huán)境不確定情境下決策的復(fù)雜性提高，管理者擁有更大的自由裁量權(quán)，管理者有限理性的影響愈發(fā)凸顯。依據(jù)高階理論，高管認(rèn)知偏差的存在制約著企業(yè)在高不確定性環(huán)境下戰(zhàn)略變革的選擇與實施。CEO具有過度自信特征時，其對外部環(huán)境變化的感知和認(rèn)知影響著其如何開展戰(zhàn)略行動。

環(huán)境不確定性情境下，過度自信CEO變革的動機(jī)和能力得以增強(qiáng)，自由裁量權(quán)也得以提高，對戰(zhàn)略變革的影響更為顯著。這是因為：首先，當(dāng)面對環(huán)境不確定性時，市場需求和技術(shù)進(jìn)步變化迅速，加大了企業(yè)的經(jīng)營壓力和管理者的職位風(fēng)險，要求企業(yè)借助變革維持或創(chuàng)造新的競爭優(yōu)勢，[36]為過度自信CEO嘗試冒險活動的動機(jī)提供了機(jī)會，促使其采取戰(zhàn)略變革行為以應(yīng)對市場的變化來獲得競爭優(yōu)勢，進(jìn)而彰顯自己的遠(yuǎn)見和管理才能。其次，當(dāng)環(huán)境不確定性較高時，企業(yè)面臨著資源約束和經(jīng)營風(fēng)險，戰(zhàn)略調(diào)整的難度也隨之增加，而過度自信的認(rèn)知偏差會增強(qiáng)其對資源需求和失敗風(fēng)險的忽視，[31]促使其接受較高的不確定性水平，并進(jìn)一步高估自己應(yīng)對復(fù)雜戰(zhàn)略問題的實際能力，選擇迎難而上，從而推動企業(yè)戰(zhàn)略變革的制定和實施。Bernardo等指出，[8]過度自信對高不確定性和高復(fù)雜性的情境更為有利。此外，環(huán)境不確定性將提高自由裁量權(quán)，過度自信CEO實施戰(zhàn)略變革活動的可能性將進(jìn)一步加大。由此，提出如下假設(shè)：

H3：環(huán)境不確定性對CEO過度自信與戰(zhàn)略變革之間的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，即環(huán)境不確定性越高，CEO過度自信對企業(yè)戰(zhàn)略變革的影響越強(qiáng)

綜上所述，CEO過度自信能直接影響戰(zhàn)略變革，在組織處于內(nèi)部環(huán)境（經(jīng)營期望落差）和外部壓力（環(huán)境不確定性）時，更能促進(jìn)戰(zhàn)略變革積極適應(yīng)，表現(xiàn)出“韌性效應(yīng)”，變量關(guān)系如圖1所示。

圖1 CE〇過度自信與戰(zhàn)略變革：韌性效應(yīng)

二、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源

本文以2007-2014年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，①參考相關(guān)主流文獻(xiàn)的做法，剔除金融行業(yè)樣本，剔除CEO相關(guān)信息異常的樣本，剔除主要變量缺失的樣本，最后獲取了公司樣本913家、有效觀測值4464個。財務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫，CEO個人特征數(shù)據(jù)主要通過CSMAR數(shù)據(jù)庫中高管個人信息相關(guān)數(shù)據(jù)整理獲得，并通過上市公司年報和新浪財經(jīng)網(wǎng)站進(jìn)行核對和補(bǔ)充。為了避免極端值的影響，本文對主要連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%的Winsorize處理。

2.變量定義

（1）戰(zhàn)略變革（Sc）

根據(jù)Zhang等、祝振鐸等的做法，[37,38]使用組織關(guān)鍵領(lǐng)域戰(zhàn)略資源分配情況在年度區(qū)間上的波動程度來界定戰(zhàn)略變革。由于中國上市公司對廣告費(fèi)用和研發(fā)投入披露并不詳盡，研究中常用銷售費(fèi)用和無形資產(chǎn)凈值近似替代，很難真實反映企業(yè)在廣告和研發(fā)投入方面的投入，[38]因此借鑒祝振鐸等的研究，[38]構(gòu)建四維度的戰(zhàn)略變革指標(biāo)，包括：固定資產(chǎn)更新程度（固定資產(chǎn)凈值/固定資產(chǎn)總值）、管理費(fèi)用投入（管理費(fèi)用/營業(yè)收入）、存貨收入比（存貨/營業(yè)收入）及財務(wù)杠桿（負(fù)債/所有者權(quán)益）。通過計算各個維度在第t年和t-1年之間的變化值，基于行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行調(diào)整，對每項指標(biāo)變動值取絕對值和標(biāo)準(zhǔn)化，最后將各指標(biāo)取平均值即得到戰(zhàn)略變革。

（2）CEO 過度自信（Oc）

參考Schrand等、易靖韜等的研究，[39,40]基于投資決策測量過度自信，通過模型（1）計算殘差后減去行業(yè)中位數(shù)殘差，大于0則為過度自信，否則為非過度自信。

其中，yi,t為企業(yè)i在第t年的總資產(chǎn)增長率，Salesgrowthi,t為營業(yè)收入增長率。

（3）歷史經(jīng)營期望落差（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）

參考Chen的研究，[41]以企業(yè)實際績效（Pi,t-1）低于歷史經(jīng)營期望水平（Ai,t-1）差距的絕對值（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）衡量企業(yè)的歷史經(jīng)營期望落。由于分析企業(yè)經(jīng)營期望落差對后續(xù)決策行為的影響，所以采用該變量的滯前一期。具體計算過程如下：Pi,t-1為企業(yè)i第t-1期的實際績效，選取總資產(chǎn)回報率（Roa）來衡量企業(yè)實際績效，Ai,t-1為企業(yè)i第t-1期的歷史經(jīng)營期望。歷史經(jīng)營期望（Ai,t-1）的計算公式如下：

其中α1代表權(quán)重，介于0-1。本文借鑒Chen的方法，[41]匯報α1=0.4時的結(jié)果。因此，企業(yè)i在第t-1年的歷史經(jīng)營期望（Ai,t-1）等于企業(yè)i第t-2年實際績效（權(quán)重為0.6）和t-2年歷史經(jīng)營期望（權(quán)重為0.4）的加權(quán)組合。那么，企業(yè)i在第t-1年的歷史經(jīng)營期望差距（Pi,t-1-Ai,t-1）即為實際績效（Pi,t-1）與歷史經(jīng)營期望（Ai,t-1）之差。進(jìn)一步設(shè)置虛擬變量I1代表低于歷史經(jīng)營期望水平的企業(yè)，若企業(yè)的實際經(jīng)營績效低于歷史經(jīng)營期望，則I1取值為1，否則為0。最后，將I1與歷史經(jīng)營期望差距（Pi,t-1-Ai,t-1）相乘得到截尾的負(fù)值變量I1(Pi,t-1-Ai,t-1)＜0，將該負(fù)值結(jié)尾的變量取絕對值，得到歷史經(jīng)營期望落差（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）。

（4）行業(yè)經(jīng)營期望落差（|I2(Pi,t-1-IEi,t-1)|）

類似于歷史期望落差的方法，參考Chen的研究，[41]以企業(yè)實際績效（Pi,t-1）與行業(yè)經(jīng)營期望水平（IEi,t-1）差距的絕對值衡量行業(yè)經(jīng)營期望落差。具體計算過程如下：Pi,t-1為企業(yè)i第t-1期的經(jīng)營業(yè)績，IEi,t-1為企業(yè)i第t-1期的行業(yè)經(jīng)營期望。行業(yè)經(jīng)營期望（IEi,t-1）的計算公式如下：

其中α1代表權(quán)重，介于0-1。同樣借鑒Chen的方法，[41]匯報α1=0.4時的結(jié)果。因此，企業(yè)i在第t-1年的行業(yè)經(jīng)營期望（IEi,t-1）是企業(yè)i第t-2年所在行業(yè)內(nèi)全部企業(yè)實際績效中位數(shù)（權(quán)重為0.6）和t-2年行業(yè)經(jīng)營期望（權(quán)重為0.4）的加權(quán)組合。那么，企業(yè)i在第t-1年的行業(yè)經(jīng)營期望差距（Pi,t-1-IEi,t-1）即為實際績效（Pi,t-1）與行業(yè)經(jīng)營期望之差。進(jìn)一步設(shè)置虛擬變量I2表示低于行業(yè)經(jīng)營期望的企業(yè)，若企業(yè)的實際經(jīng)營績效低于行業(yè)經(jīng)營期望，則I2取值為1，否則為0。最后，將I2與行業(yè)經(jīng)營期望差距相乘并取絕對值，得到行業(yè)經(jīng)營期望落差（|I2(Pi,t-1-IEi,t-1)|）。

（5）環(huán)境不確定性（Eu）

參考申慧慧等的研究，[42]采用經(jīng)行業(yè)調(diào)整過去5年企業(yè)非正常銷售收入的變異系數(shù)來衡量環(huán)境不確定性，具體計算過程如下：

其中，Sale為銷售收入，Year為年度變量，從過去第4年至當(dāng)年分別取1-5，ε為非正常銷售收入。對式（4）進(jìn)行OLS回歸，計算過去5年的非正常銷售收入標(biāo)準(zhǔn)差，將其除以過去5年銷售收入的平均值，然后再除以其年度行業(yè)中位數(shù)，得到經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性。

（6）控制變量

參考Zhang等、祝振鐸等的研究，[37,38]本文的控制變量包括公司規(guī)模（lnSize）、公司負(fù)債（Lev）、前期績效（Roa）、公司上市時間（Flife）、股權(quán)集中度（Hold1）、股權(quán)制衡度（ShrZ）、董事會規(guī)模（Board），CEO兩職兼任（Dual）、CEO 年齡（Age）、CEO 性別（Male）和CEO教育背景（Edu）。鑒于宏觀環(huán)境和行業(yè)因素等可能對戰(zhàn)略變革產(chǎn)生影響，本文分別控制了年度、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)?？刂谱兞慷x詳見表1。

表1 控制變量定義

3.模型設(shè)定

為檢驗CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間的基本關(guān)系，借鑒已往的研究，設(shè)定基本模型（5）：

模型（6）用來檢驗歷史經(jīng)營期望落差對CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

模型（7）用來檢驗行業(yè)經(jīng)營期望落差對CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

模型（8）用來檢驗環(huán)境不確定性對CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

三、實證結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

1.描述性統(tǒng)計

表2為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，戰(zhàn)略變革的均值為-0.038，中位數(shù)為-0.098，接近行業(yè)平均戰(zhàn)略調(diào)整水平，但戰(zhàn)略變革最大值為1.328，最小值為-0.229，表明不同企業(yè)戰(zhàn)略變革水平差異較大。CEO過度自信的均值為0.485，標(biāo)準(zhǔn)差為0.500，說明CEO過度自信的現(xiàn)象并不少見且在不同企業(yè)間有所差異。歷史經(jīng)營期望落差的均值為0.016，標(biāo)準(zhǔn)差為0.036；行業(yè)經(jīng)營期望落差的均值為0.021，標(biāo)準(zhǔn)差為0.040，企業(yè)的經(jīng)營狀況存在差異。環(huán)境不確定性的均值為1.940，標(biāo)準(zhǔn)差為3.866，表明企業(yè)外部環(huán)境不確定性程度較高，存在明顯的個體差異。

表2 描述性統(tǒng)計

2.回歸結(jié)果分析

本文對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：對交互項變量進(jìn)行中心化處理；對各模型的變量進(jìn)行方差膨脹因子檢測，VIF遠(yuǎn)小于10且VIF均值小于2.4，不存在多重共線性問題；采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)誤對回歸模型進(jìn)行估計，以避免序列相關(guān)、異方差和截面相關(guān)等問題導(dǎo)致的估計偏誤。

表3報告了CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間的關(guān)系。模型2的結(jié)果顯示，CEO過度自信的回歸系數(shù)為0.043，在1%水平上顯著，并且在后續(xù)的模型中依然穩(wěn)健，說明CEO過度自信會促進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略變革，假設(shè)1得到支持。模型3的結(jié)果表明，CEO過度自信與歷史經(jīng)營期望落差的交互項的系數(shù)為0.512，在5%的水平上顯著，說明歷史經(jīng)營期望落差在CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間起到顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即隨著歷史期望落差的增大，CEO過度自信對企業(yè)戰(zhàn)略變革的正向影響增強(qiáng)，假設(shè)2a得到支持。模型4的結(jié)果表明，CEO過度自信與行業(yè)經(jīng)營期望落差的交互項系數(shù)為0.991，在1%的水平上顯著，且在后續(xù)的模型6中該結(jié)果依然穩(wěn)健，表明行業(yè)經(jīng)營期望落差在CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間起到顯著的正向調(diào)節(jié)作用，即隨著行業(yè)期望落差的增大，CEO過度自信對企業(yè)戰(zhàn)略變革的正向影響增強(qiáng)，假設(shè)2b得到支持。模型5的結(jié)果表明，CEO過度自信與環(huán)境不確定性的交互項系數(shù)為0.007，在1%的水平上顯著，并且在后續(xù)模型6的檢驗中也依舊穩(wěn)健，說明環(huán)境不確定性正向調(diào)節(jié)CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間的正向關(guān)系，即企業(yè)外部環(huán)境不確定性程度越高，CEO過度自信對企業(yè)戰(zhàn)略變革的促進(jìn)作用越強(qiáng)，假設(shè)3得到支持。

表3 CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革的關(guān)系檢驗

3.內(nèi)生性檢驗

（1）固定效應(yīng)模型

為緩解可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用既考慮個體固定效應(yīng)又考慮時間固定效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型，對模型重新進(jìn)行回歸（數(shù)據(jù)略去備索），與前述回歸一致，未發(fā)生明顯改變，本文結(jié)論仍然穩(wěn)健。②

（2）PSM處理方法

本文還采用傾向得分匹配法來緩解內(nèi)生性問題。采用1:1、1:3近鄰匹配、半徑匹配和核匹配法構(gòu)建相應(yīng)的配對樣本，匹配效果良好。PSM的檢驗結(jié)果顯示（數(shù)據(jù)略去備索），所有匹配結(jié)果ATT均在1%水平上顯著為正，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。此外，基于匹配后的樣本重新進(jìn)行回歸分析（有放回1：3近鄰匹配），PSM后的回歸結(jié)果與前文結(jié)論保持一致（數(shù)據(jù)略去備索）。

4.穩(wěn)健性檢驗

本文還進(jìn)行了其他五項穩(wěn)健性檢驗，得到的結(jié)果與預(yù)期一致（數(shù)據(jù)略去備索）：（1）排除CEO變更的影響。考慮到CEO變更對于戰(zhàn)略變革的影響，[37]本文使用剔除CEO發(fā)生變更的樣本進(jìn)行檢驗，實證結(jié)果不變。（2）替換被解釋變量。借鑒韻江等的研究，[43]增加廣告強(qiáng)度和研發(fā)強(qiáng)度兩個戰(zhàn)略維度，將戰(zhàn)略變革由常用的四維度拓展到六維度，實證結(jié)果不變。（3）替換解釋變量。本文還使用CEO相對薪酬來衡量CEO過度自信，[44]主要結(jié)果仍與預(yù)期一致。（4）替換調(diào)節(jié)變量。本文將銷售凈利率ROS作為業(yè)績反饋的參考點(diǎn)，重新對經(jīng)營期望差距（歷史和行業(yè)）進(jìn)行測量；同時，借鑒現(xiàn)有研究的做法，[45]選取式（4）的回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差來測度環(huán)境不確定性，得到的結(jié)果依舊穩(wěn)健。（5）更改樣本期間。鑒于樣本時間范圍的選擇可能產(chǎn)生偏差，本文采取了不同的年份樣本組合及刪除首尾年份的觀測值，改變研究的時間窗口進(jìn)行敏感性測試，結(jié)果研究結(jié)論在不同時間窗口具有穩(wěn)健性。

四、作用機(jī)制及進(jìn)一步研究

1.作用機(jī)制：創(chuàng)造效應(yīng)

通過以上研究可知，CEO過度自信會促進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略變革。那么CEO過度自信通過何種傳導(dǎo)路徑來影響戰(zhàn)略變革？為此將探究二者之間的影響路徑。

沿襲資源基礎(chǔ)觀的邏輯，Adner等、Helfat等認(rèn)為管理者認(rèn)知會影響戰(zhàn)略變革，管理者認(rèn)知通過感知和捕獲新機(jī)會并塑造組織內(nèi)的創(chuàng)造性與創(chuàng)新，改變企業(yè)的基礎(chǔ)資源和常規(guī)能力配置。[15,16]Zahra等和Teece指出，管理者的創(chuàng)造性角色表現(xiàn)在開拓新市場和重新配置組織資源與路徑。[19,20]楊林等認(rèn)為，企業(yè)家會通過關(guān)注并利用知識創(chuàng)造過程（Knowledge Creation Process），將認(rèn)知轉(zhuǎn)化為戰(zhàn)略變革活動。[46]Amabile和Woodman等強(qiáng)調(diào)，組織創(chuàng)造力是由組織創(chuàng)新動機(jī)、支持創(chuàng)造的管理行為以及投入到創(chuàng)造中的資源所決定。[17,18]根據(jù)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的文獻(xiàn)，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向是關(guān)注新想法、新機(jī)會和新技術(shù)的管理過程，是決定和引導(dǎo)企業(yè)資源利用過程的一種動態(tài)能力。創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向來自高層管理者的信念、認(rèn)知和心智模式，倡導(dǎo)企業(yè)從事實驗性及創(chuàng)造性活動，并通過整合組織資源促進(jìn)創(chuàng)造性成果的實現(xiàn)。結(jié)合上述研究和理論基礎(chǔ)，本文認(rèn)為倘若在戰(zhàn)略變革的過程中，CEO過度自信能夠提升企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向，則體現(xiàn)了過度自信的“創(chuàng)造效應(yīng)”。

根據(jù)高階理論的觀點(diǎn)，高管個人的認(rèn)知特征會影響其視野和格局，以及其對現(xiàn)實世界的理解和詮釋，并通過行為傾向和過程等途徑影響企業(yè)戰(zhàn)略活動。一方面，CEO過度自信能夠提升企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向。已有研究認(rèn)為，CEO過度自信支持和引領(lǐng)企業(yè)向新技術(shù)的方向發(fā)展，增加企業(yè)研發(fā)投入與產(chǎn)出；[27]同時，過度自信CEO傾向于探索環(huán)境而非模仿同伴，具備更高的創(chuàng)新意愿；[8]并對不確定性抱有更為樂觀的態(tài)度，使企業(yè)具備更強(qiáng)的風(fēng)險承擔(dān)性；為了彰顯自己的眼光和能力，關(guān)注于超前行動、發(fā)現(xiàn)新的市場機(jī)遇，提升企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向。[29]另一方面，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向會促進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略變革行為的發(fā)生。創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向有助于企業(yè)積極掃描與監(jiān)控外部環(huán)境變化，并進(jìn)行前瞻性的變革來調(diào)整資源配置，打破現(xiàn)有的慣例，實現(xiàn)戰(zhàn)略調(diào)整。綜上，過度自信CEO具有較強(qiáng)的創(chuàng)新關(guān)注、風(fēng)險偏好和應(yīng)對挑戰(zhàn)的積極性，有利于增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向，而較高的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向驅(qū)使企業(yè)整合或重新配置企業(yè)的資源與能力，進(jìn)而促進(jìn)戰(zhàn)略變革的實現(xiàn)。因此，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向可能是過度自信CEO影響企業(yè)戰(zhàn)略變革的傳導(dǎo)路徑，CEO過度自信通過提升創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向促進(jìn)企業(yè)的戰(zhàn)略變革，呈現(xiàn)出“創(chuàng)造效應(yīng)”，變量關(guān)系如圖2所示。

圖2 CE〇過度自信與戰(zhàn)略變革：創(chuàng)造效應(yīng)

為檢驗上述影響機(jī)制，本文借鑒楊林的方法，[47]用年度研發(fā)開支占銷售收入比例和年度投資活動現(xiàn)金流量凈額占銷售收入比例來度量企業(yè)的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向（Eo）。具體計算公式為：其中，xi,t為研發(fā)支出占銷售收入比例，yi,t為投資活動現(xiàn)金流量凈額占銷售收入比例。Eo數(shù)值越大，表明創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向強(qiáng)度越大。依據(jù)Baron等的中介效應(yīng)檢驗法，[48]依次報告相應(yīng)的回歸結(jié)果。表4報告了CEO過度自信（Oc）對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向（Eo）的影響及創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果。模型1的結(jié)果顯示，CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的回歸系數(shù)為0.034，在1%水平上顯著，表明CEO過度自信會促進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略變革；模型2的結(jié)果顯示，CEO過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的回歸系數(shù)為0.065，且在1%的水平上顯著，表明CEO過度自信能提高企業(yè)的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向強(qiáng)度；模型4的結(jié)果表明，在加入創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向變量之后，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的回歸系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，而CEO過度自信的回歸系數(shù)降低為0.026、顯著性減弱，說明CEO過度自信通過創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向影響了企業(yè)戰(zhàn)略變革，即創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向在CEO過度自信與戰(zhàn)略變革中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，且該中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例為25.426%。

表4 創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的中介效應(yīng)

2.綜合考察韌性效應(yīng)與創(chuàng)造效應(yīng)：被調(diào)節(jié)的中介作用模型

由上述分析可知，CEO過度自信能夠影響戰(zhàn)略變革，分別存在著韌性效應(yīng)和創(chuàng)造效應(yīng)的影響機(jī)制?？紤]到戰(zhàn)略變革是一個復(fù)雜的系統(tǒng)過程，可能存在兩種效應(yīng)的綜合影響。因此，基于本文的研究問題和理論框架，采用被調(diào)節(jié)的中介模型繼續(xù)考察組織不利情境（經(jīng)營期望落差和環(huán)境不確定性）對CEO過度自信和創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的影響，以及中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

（1）經(jīng)營期望落差對中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

不斷加劇的經(jīng)營期望落差使企業(yè)陷入生存威脅，對管理者的認(rèn)知和行為產(chǎn)生刺激與限制。當(dāng)經(jīng)營期望落差較大時，績效壓力和外在質(zhì)疑增強(qiáng)，驅(qū)使企業(yè)實施探索行為，[33]對過度自信CEO的冒險和創(chuàng)新倡議具有高度敏感性，加強(qiáng)了CEO過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的影響。相反，當(dāng)經(jīng)營期望落差較小時，企業(yè)運(yùn)行狀態(tài)相對良好，問題搜尋范圍縮小，考慮熟悉的、風(fēng)險程度較低的機(jī)會與行動，限制了過度自信CEO對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的影響。由此，經(jīng)營期望落差越大，CEO過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的正向影響就越強(qiáng)。依據(jù)前述分析，CEO過度自信將會提升創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向，從而有利于企業(yè)的戰(zhàn)略變革。本文進(jìn)一步設(shè)想，經(jīng)營期望落差會增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向在CEO過度自信與戰(zhàn)略變革之間的中介作用。

（2）環(huán)境不確定性對中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

不斷變化的外部環(huán)境使企業(yè)很難預(yù)測未來，管理者的有限理性會更加影響其關(guān)注焦點(diǎn)與行為傾向。環(huán)境不確定性越高，組織可用的信息和資源越少，CEO過度自信對企業(yè)行為和結(jié)果的影響增強(qiáng)，且原有的經(jīng)營戰(zhàn)略需要轉(zhuǎn)向，[36]過度自信CEO對創(chuàng)新性及風(fēng)險的偏好，會在創(chuàng)造性活動或新的市場機(jī)會中表現(xiàn)出更高的熱情和投入。[29]相反，在不確定性較低的環(huán)境中，企業(yè)可控性較強(qiáng)，能夠有效地處理信息和利用既定的戰(zhàn)略模式解決問題，盡管過度自信CEO傾向于創(chuàng)新和風(fēng)險項目，但管理要素的穩(wěn)定性對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的影響受到抑制。由此，環(huán)境不確定性越高，CEO過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的正向影響就越強(qiáng)。依據(jù)前述分析進(jìn)一步設(shè)想，環(huán)境不確定性會增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向在CEO過度自信與戰(zhàn)略變革之間的中介作用。

表5模型1-3報告了經(jīng)營期望落差、環(huán)境不確定性對CEO過度自信與創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向調(diào)節(jié)作用的檢驗結(jié)果。模型1和模型2的結(jié)果顯示，CEO過度自信與歷史期望落差和行業(yè)期望落差的交互項系數(shù)分別為-0.062和-0.520，僅Oc×|I2(Pt-1-IEt-1)|的回歸系數(shù)在1%水平上顯著，說明行業(yè)期望落差會削弱過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的正向影響，CEO過度自信與行業(yè)期望落差在創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向方面存在替代關(guān)系。模型3的結(jié)果顯示，CEO過度自信與環(huán)境不確定性的交互項系數(shù)為0.022，在1%的水平上顯著，說明在不確定性較高的環(huán)境中，CEO過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的影響更強(qiáng)。綜合來看，相比企業(yè)經(jīng)營期望落差的內(nèi)部困境，環(huán)境不確定性對企業(yè)造成的關(guān)注新技術(shù)和新機(jī)會的壓力更大，過度自信在應(yīng)對高不確定性和高復(fù)雜性的外部環(huán)境中表現(xiàn)得更好。

表5 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

在被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗中，遵循Preacher等提出的Bootstrap檢驗法，[49]采用SPSS的PROCESS插件計算出不同調(diào)節(jié)變量水平下的中介效應(yīng)。檢驗結(jié)果顯示（數(shù)據(jù)略去備索），在不同程度的歷史期望落差和行業(yè)經(jīng)營期望落差下，CEO過度自信通過創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向影響戰(zhàn)略變革的中介效應(yīng)都顯著，各自95%置信區(qū)間分別為[0.003，0.017]、[0.003，0.018]和 [0.003，0.019]、[0.001，0.013]，均不含0；并且各自的組間差異95%置信區(qū)間為[-0.007，0.004]和[-0.012，0.001]，均包含0，組間差異均不顯著。同樣，在不同程度的環(huán)境不確定性下，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的中介效應(yīng)都顯著，各自95%置信區(qū)間分別為[0.001，0.010]和[0.003，0.028]，均不含0；而且兩組間差異的95%置信區(qū)間為[-0.002，0.024]，包含0，不顯著。因此，經(jīng)營期望落差和環(huán)境不確定性對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用不顯著。其原因在于，雖然創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向是管理者認(rèn)知和組織情境共同作用的結(jié)果，但對于不利情境下變革的促進(jìn)更多是依靠管理者的信念和心智模式。

3.經(jīng)濟(jì)后果的檢驗：基于CEO過度自信的戰(zhàn)略變革與企業(yè)成長性

前文基于戰(zhàn)略變革的視角檢驗出CEO過度自信能夠有效促進(jìn)企業(yè)的戰(zhàn)略變革。在戰(zhàn)略變革的文獻(xiàn)中，學(xué)者們強(qiáng)調(diào)戰(zhàn)略變革能夠優(yōu)化資源配置方式，提升企業(yè)對不確定性環(huán)境的適應(yīng)性，創(chuàng)造或維持競爭優(yōu)勢，促進(jìn)企業(yè)快速成長。那么，CEO過度自信對戰(zhàn)略變革促進(jìn)作用能否在產(chǎn)出端（企業(yè)成長）得到回報呢？根據(jù)高階理論的觀點(diǎn)，過度自信作為典型的認(rèn)知特征，可能會對企業(yè)成長性產(chǎn)生重要影響。首先，過度自信導(dǎo)致了CEO具有較高的風(fēng)險偏好，使企業(yè)擁有較高的風(fēng)險承擔(dān)水平，抓住更多創(chuàng)新成長機(jī)會。[30]其次，過度自信CEO擁有較高的自我評價，會設(shè)置更高的目標(biāo)吸引外界的關(guān)注，為了盡可能實現(xiàn)目標(biāo)會更加努力工作，減少偷懶和在職消費(fèi)，克服企業(yè)成長過程中的困難。最后，在信息不對稱的商業(yè)環(huán)境中，CEO表達(dá)出的過度自信向外界傳遞了承諾，能增強(qiáng)供應(yīng)商、客戶等利益相關(guān)者對企業(yè)的信心和信任，[21]有利于獲得更多信息和資源，促進(jìn)企業(yè)的成長?；谝陨险撌觯疚囊云髽I(yè)成長性（Growth）這一經(jīng)濟(jì)后果作為檢驗對象，采用企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入增長率來衡量，考察CEO過度自信在促進(jìn)戰(zhàn)略變革后能否為企業(yè)帶來積極影響，以進(jìn)一步揭示過度自信的陽光面。

依據(jù)Baron等的中介效應(yīng)檢驗法，[48]表6報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。模型1的結(jié)果顯示，CEO過度自信對企業(yè)成長性的回歸系數(shù)為0.209，在1%水平上顯著，表明CEO過度自信會促進(jìn)企業(yè)成長性；模型2的結(jié)果顯示，戰(zhàn)略變革（Sc）對企業(yè)成長性的回歸系數(shù)為0.332，且在1%的水平上顯著，表明戰(zhàn)略變革能提高企業(yè)的成長性；模型3的結(jié)果表明，在加入戰(zhàn)略變革變量（Sc）之后，戰(zhàn)略變革對企業(yè)成長性的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著，而CEO過度自信的回歸系數(shù)降低為0.196，顯著性減弱，說明CEO過度自信通過戰(zhàn)略變革影響了企業(yè)成長性，即戰(zhàn)略變革在CEO過度自信與企業(yè)成長性中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，且該中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為6.028%。

表6 CEO過度自信、戰(zhàn)略變革與企業(yè)成長性

4 時間因素的引入：CEO過度自信與戰(zhàn)略變革的動態(tài)關(guān)系

由于戰(zhàn)略變革是一個復(fù)雜的演化過程，并非一朝一夕可以啟動，而且變革效果也不可能立即體現(xiàn)，可能存在一定的時滯性。Romanelli等通過縱向研究發(fā)現(xiàn)，大部分企業(yè)完成重大變革一般需要兩年。[50]因此，為了更加細(xì)致地理解CEO過度自信促進(jìn)戰(zhàn)略變革的發(fā)生時點(diǎn)與作用持續(xù)性，參考Richard等的研究，[51]本文進(jìn)一步改變戰(zhàn)略變革的度量時點(diǎn)，將度量戰(zhàn)略變革的時點(diǎn)重新設(shè)定為未來t+1期到t+5期（因變量對應(yīng)的研究期間為2008-2019年），并采用固定效應(yīng)控制不隨時間變化的個體異質(zhì)性進(jìn)行估計，進(jìn)一步考察CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的影響速度和時滯特征。

檢驗結(jié)果顯示（數(shù)據(jù)略去備索），在t+1期和t+2期，CEO過度自信的回歸系數(shù)分別為0.016和0.007，均在10%水平上顯著，與前面的結(jié)論保持一致；而在t+3期和t+4期，CEO過度自信的回歸系數(shù)不再顯著，說明CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的影響效果持續(xù)期超過兩年，符合前述的邏輯預(yù)期。③值得注意的是，在t+5期，CEO過度自信的系數(shù)為負(fù)且顯著，表明隨著時間的推移以及戰(zhàn)略變革行動的成功實施，企業(yè)的后續(xù)績效得以提高，生存威脅和經(jīng)營壓力得以緩解，過度自信CEO開始傾向于維持現(xiàn)有戰(zhàn)略，進(jìn)一步驗證了“韌性效應(yīng)”的存在。總的來看，以上結(jié)果呈現(xiàn)了CEO過度自信影響戰(zhàn)略變革的“動態(tài)”證據(jù)，有助于深化我們對時間在戰(zhàn)略變革中作用的認(rèn)識與理解。

五、研究結(jié)論與討論

基于高階梯隊理論和資源基礎(chǔ)觀，本文探究了CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的影響效應(yīng)和作用機(jī)制。研究結(jié)果表明，CEO過度自信與戰(zhàn)略變革正相關(guān)，即過度自信的CEO會促進(jìn)戰(zhàn)略變革。其次，在較高的經(jīng)營期望落差和環(huán)境不確定性下，CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的影響更加顯著，說明當(dāng)組織面臨經(jīng)營困境和環(huán)境壓力時，CEO過度自信能夠通過戰(zhàn)略資源的調(diào)整積極應(yīng)對挑戰(zhàn)性的情境，表現(xiàn)出“韌性效應(yīng)”。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向在CEO過度自信與企業(yè)戰(zhàn)略變革之間起到部分中介作用。過度自信通過影響CEO對創(chuàng)新、風(fēng)險承擔(dān)和超前行動的偏好，在組織內(nèi)引起更強(qiáng)烈的創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向，從而促進(jìn)戰(zhàn)略變革的實現(xiàn)，表現(xiàn)出“創(chuàng)造效應(yīng)”。同時，CEO過度自信對創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向的提升作用在高環(huán)境不確定性、低行業(yè)期望落差的情境下更為顯著。研究還發(fā)現(xiàn)，CEO過度自信通過戰(zhàn)略變革進(jìn)而對企業(yè)成長性的實現(xiàn)起到顯著作用。此外，CEO過度自信對戰(zhàn)略變革的提升具有一定的滯后性和連續(xù)性，主要集中在變革實施后的兩年，但隨著時間的延續(xù)和績效的改善，這種影響將逐漸減弱。

本研究結(jié)論為企業(yè)管理實踐提供了現(xiàn)實啟示：第一，面對當(dāng)前充斥著不確定和危機(jī)的外部環(huán)境，組織要改變對CEO過度自信的刻板認(rèn)知，正視過度自信在抵御風(fēng)險、應(yīng)對逆境與獲取成長方面的積極作用，根據(jù)自己發(fā)展階段、業(yè)績狀況和戰(zhàn)略需要合理甄選或更換過度自信的管理者，并制定相應(yīng)的約束和激勵制度。第二，企業(yè)要塑造和提升組織韌性，以積極應(yīng)對危機(jī)情境和消極事件，并通過調(diào)整或重新配置組織資源，實現(xiàn)轉(zhuǎn)危為安甚至轉(zhuǎn)危為機(jī)。管理者應(yīng)該正確認(rèn)識和把握環(huán)境的變化，適時調(diào)整戰(zhàn)略方向，增強(qiáng)對環(huán)境的動態(tài)適應(yīng)，進(jìn)而維持其持續(xù)的競爭優(yōu)勢。第三，支持和引領(lǐng)創(chuàng)造性活動，關(guān)注新技術(shù)和新的市場機(jī)會，通過提升企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向來改變其戰(zhàn)略方向，增強(qiáng)組織活力和變革動力。第四，強(qiáng)化變革的勇氣和投入力度，依據(jù)環(huán)境的變化和自身發(fā)展的需要，注重組織資源與戰(zhàn)略路徑的重新配置和調(diào)整，保持企業(yè)成長性。

注釋

① 2007-2014年為自變量對應(yīng)的研究期間，考慮到戰(zhàn)略變革的時滯性及CEO過度自信影響的動態(tài)性（詳見后文進(jìn)一步分析），因變量還需做滯后t+1期到t+5期處理，故因變量的研究期間涉及2007-2019年。

② 為進(jìn)一步緩解回歸中可能存在的內(nèi)生性問題，本文還借鑒王鐵男等的研究，[24]采用滯后一年的Sc作為因變量進(jìn)行重新估計以控制反向因果的影響。估計結(jié)果基本一致，反向因果沒有對研究結(jié)論產(chǎn)生顯著偏差。（數(shù)據(jù)略去備索）

③ 本文還使用了戰(zhàn)略變革的六維度測量指標(biāo)，回歸結(jié)果顯示，CEO過度自信對t+3期的戰(zhàn)略變革依然具有顯著的促進(jìn)作用（Oc的回歸系數(shù)為0.013，且在10%的水平上顯著），其余結(jié)果與前述保持一致，限于篇幅，不再列示。