CEO過度自信與戰略變革
——基于“ 韌性效應” 和“ 創造效應” 的研究

○ 韻 江 寧 鑫 暴 瑩

引言

當前環境中不確定事件和突發變化日益增多，無疑增加了企業的經營壓力，影響了戰略目標的實現，甚至危及組織的功能和存續。以往戰略變革研究倡導“困境威脅—冒險變革”的觀點，強調企業在環境變化來臨之后的調整和變革，將變革視為企業正?；顒又獾奶厥庾兞?。但隨著突發性危機頻繁增加和動態環境的確立，原有基于穩定環境應對的變革模式，現在看來愈發難以適用。已有研究指出，只有通過持續性的戰略變革和調整商業模式進行創造性活動，保持組織的動能和效率，才能提高應對突發情境的適應能力。[1]面對不利情境（重大突發性變化、經營困境或財務危機），有些企業能夠迅速通過自身的戰略變革走出困境甚至獲得新的生機與發展，而有的企業則無力應對以致逐漸衰落甚至消亡，反映出過去很多研究過于強調組織內外部客觀條件的影響，而未對組織內部變革主體力量給予足夠重視。事實上，當感知逆境時，組織內部認知可能產生強大動力，推動企業發起并實現變革，來動態適應壓力或困境。根據高階梯隊理論（Upper Echelons Theory），高管基于認知做出選擇，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現，CEO的大五人格特質的不同維度對戰略變革的制定和實施效果有不同的影響；[3]Wowak等研究發現CEO個人魅力會影響企業戰略動態性和獨特性，逐漸使企業呈現出CEO自身的特點。[4]由此可見，高管的認知和決策特征已成為變革研究的重要線索之一。

在高管的認知特征中，過度自信（Over-confidence）值得特別關注。根據行為金融學的研究，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、風險偏好等心理因素會導致個體的非理性選擇。自Roll將管理者心理引入并購領域并提出狂妄自大假說以來，[5]學者們開始放松傳統理性經濟人的假設，研究過度自信對公司財務與公司治理的影響并取得了一系列成果。研究發現，過度自信產生了不利影響，如非效率投資、財務舞弊、成本粘性、并購溢價等。不難發現，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。最近的研究開始關注過度自信可能存在的有利影響。Bernardo等認為，個體過度自信使他們更傾向于探索所處的環境，而不是模仿同伴，能夠更好地應對高不確定性和高復雜性的情境。[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險；Luthar等認為個體內部的樂觀、自信等積極狀態能夠適應壓力、挑戰或挫折。[10]從資源基礎觀（Resource-based View）的角度，由于過度自信可以提高CEO對風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）的相關研究強調，組織也會通過資源的儲備或調整，積極應對挑戰性的情境而產生韌性。[12-14]鑒于此，本研究認為，當面臨不利情境，CEO過度自信能夠在關鍵戰略維度對資源配置方式進行調整，制定并實施戰略變革，從而促成“韌性效應”。概言之，CEO過度自信很可能在不利情境下促進戰略變革活動，以保持組織和環境的一致性。

倘若過度自信會給組織的戰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略變革？從戰略管理的相關理論來看，管理者認知是企業一種獨特的資源，通過感知和捕獲新的機會并塑造組織的創造性與創新，以推動戰略變革的實現。[15,16]同時，Amabile和Woodman等強調組織創造力由組織創新動機、支持創造的管理行為及投入到創造中的資源所決定。[17,18]Zahra等、Teece認為，管理者的創造性角色具體表現在開拓新市場和重新配置組織資源與路徑，并進一步強調了變革中的創造機制。[19,20]已有相關研究表明，CEO過度自信會使企業表現出更高的創新關注，支持創造性活動，尋求新的市場機會。而創業導向正是這一行為過程的反映，并能促進組織創造性成果的實現?；诖?，本研究認為在戰略變革的過程中，CEO過度自信能夠通過提升企業創業導向實現組織資源的整合或重新配置，保持組織和環境的適應性，從而形成“創造效應”。既然CEO過度自信在實現變革的過程中分別存在著韌性效應和創造效應的作用機理，那么是否存在兩種效應的綜合影響？本文嘗試探究韌性效應和創造效應之間的關聯，即組織在不利情境（經營期望落差和環境不確定性）下，CEO過度自信對創業導向的影響，以及CEO過度自信、創業導向與戰略變革之間的間接關系。

本文的研究貢獻在于：（1）突破了過度自信“負—負”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濟后果和戰略變革影響因素領域的相關文獻。一方面，本文將研究視域落腳于適應性與成長性較高的戰略變革活動，并基于過度自信所表現的韌性效應和創造效應進行探索，響應了學者們最近對研究過度自信價值創造作用的呼吁。[21]另一方面，本文從過度自信的角度考察戰略變革的內在驅動機制，為認知視角下戰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（Positive Psychology）的研究思潮。本文從經營困境（經營期望落差）和環境壓力（環境不確定性）兩個維度，考察了不利情境對過度自信的觸發性作用，揭示了CEO過度自信作用于戰略變革的邊界條件，也基于過程論的視角檢驗了過度自信的“韌性效應”，[14]推進了對韌性過程性特征的認識。[13,22]（3）豐富了高階理論內在影響路徑的研究，對揭示高階理論的黑箱進行了有益的探索。本文通過整合創業導向與組織創造力的觀點發現，CEO過度自信作用于戰略變革的“創造效應”，為高階理論的路徑研究提供了新思路，也為如何實現戰略變革增加了理論依據。（4）深化了組織與環境的關系研究，為危機情境下企業提升自身適應性、保持成長與發展提供了實踐啟示。受當前突發疫情的影響，許多組織都陷入了經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，并利用韌性和創造性才是企業走出困境的關鍵。本研究細化了組織與環境的研究內容，對當前企業克服困難和恢復成長亦具有重要的現實啟示。

一、理論分析和假設提出

1.CEO過度自信與戰略變革

高階理論認為，CEO的個性特征、認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境的理解和詮釋，并對企業戰略決策產生影響。[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險的忽視等，勢必會影響企業的戰略變革決策?；谫Y源基礎觀的視角，企業是資源的集合，那些稀缺、有價值、難以模仿和替代的資源能夠形成企業持續競爭優勢。[11]過度自信可以提高CEO對風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或心理資源，與企業家精神類似，被認為是企業一項有價值的補充性資源，對戰略行為存在直接和關鍵性影響。[24]圍繞上述理論邏輯，戰略變革認知視角（Cognitive Lens Perspective）強調，認知是管理者對戰略問題的關注、解釋與利用過程，影響到變革戰略的形成與實施過程中的各方面，管理者的認知連接著內外部情境和戰略變革的橋梁，構成了管理者戰略行動的理論基礎。[25]

過度自信既是一種認知偏差，也是一項獨特的企業資源，能夠促進戰略變革。這是因為：第一，過度自信CEO低估變革的潛在風險而高估收益，令其更加傾向于風險和變革，從而增加了戰略變革的動機。相較于非過度自信的CEO，過度自信的CEO對成就有著強烈的渴望，高估戰略變革決策的收益而低估戰略變革決策的風險，[26,27]更傾向于冒險性探索行為，[8]希望通過戰略變革來開拓增長機會，以彰顯自己的遠見和卓越的管理才能。最近的研究表明，過度自信CEO更傾向于有挑戰和風險的戰略行動。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會高估企業的資源稟賦和自身解決問題的能力，[28]增強其對于資源約束和失敗風險的忽視，促使其在戰略決策過程中更為冒險或激進。同時，受“優于平均效應”的影響，過度自信的CEO在新事物學習方面更加努力，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、新思想，降低對不確定的企業活動的難度，[7,9]繼而促進企業的戰略變革。第三，CEO過度自信展現出積極的情緒狀態和高度承諾，有利于獲得員工對戰略變革的認同與支持，構建支持性的集體心理狀態，增加戰略變革的可能性。相較于非過度自信的CEO，過度自信的CEO會增強下屬對企業未來的信心，獲得員工對戰略變革的支持，[29]給企業帶來勇于探索的組織氛圍，[24]從而減少戰略變革的阻力。結合高階理論與資源基礎觀視角的分析，過度自信的非理性認知能夠加強CEO實施變革行為動機，同時提高其承擔變革風險和應對不利情境沖擊的能力，進而調用自身的積極情緒和機會感知等心理資源為戰略動態適應提供資源支持，最終促進戰略變革的形成。由此，提出如下假設：

H1：CEO過度自信與企業戰略變革正相關，即CEO過度自信會提高企業戰略變革的強度

韌性的相關研究強調，韌性的實質是通過資源的儲備或調整，應對挑戰性的情境的過程。韌性發揮作用的過程就是個體心理資源與非常態情境（內部困境和外部環境）相互作用的結果。[12-14]根據Richardson的韌性過程模型（Resiliency Process Model），組織中韌性的產生涉及保護性因素（認知、能力、資源及行為等）與各種危險情境相互作用，構成一個能夠動態適應的動力系統。[30]Kantur等提出立場感知、情境整合和戰略制定與實施的共同作用構成韌性的函數。[31]在戰略決策的制定與實施中，戰略變革能夠通過兼具重塑性、適應性和創造性的資源行動來實現組織對內外部環境的匹配與平衡狀態。已有文獻表明，過度自信的一個顯著特征在于能接受更高的挑戰和不確定性水平，對高不確定性和高復雜性的情境更為有利。[8]當感知逆境時，過度自信的心理特征誘發出CEO自身的積極情緒、認知和動機等無形資源，并通過向外界傳遞承諾塑造積極的組織氛圍，進而動態構建或調整組織資源配置，制定并實施相應的戰略決策有效應對和適應，促成組織韌性的產生。因此，本文認為在組織不利情境（經營期望落差和環境不確定性）下，CEO過度自信能夠積極進行戰略變革，呈現出過度自信的“韌性效應”。

2.“韌性效應”：經營期望落差的內部困境

經營期望落差是企業重要的內部經營壓力情境，意味著企業正處于一種經營不善、利益受損的狀態，包括歷史經營期望落差和行業經營期望落差。業績困境通常表征為期望落差，在戰略文獻和企業行為研究中得到了較廣泛的討論，是影響戰略變革的重要情境因素，但各理論學派觀點不一。究其原因之一，這些研究大都忽略了管理者認知特征對業績困境的感知與理解的差異影響。根據高階理論，過度自信的認知特征會影響其對企業經營狀態的理解和判斷，在經營期望落差較大的情境下，過度自信CEO實施變革的動機和能力進一步凸顯，能夠積極構建和調整組織資源，對戰略變革的影響更為明顯。

歷史經營期望落差采取歷史比較方法確定參照點，體現了決策者存在的一種與“過去”進行比較的傾向。[32]歷史經營期望落差越大，CEO過度自信對戰略變革的促進作用會進一步增強。具體而言：首先，當歷史經營期望落差較大時，意味著企業當前的經營在資源配置或市場戰略等方面存在問題，無法滿足其成長的需要，“損失”狀態驅使企業實施冒險探索行為改變現狀的意愿增強，過度自信CEO的冒險和創新偏好將會得到更多關注與支持，實施戰略變革的內在動機得到進一步強化。同時，在變革決策的制定中，過度自信CEO追求成就和認可的傾向會促使其選擇突變的、冒險程度較大的戰略方案。其次，當企業實際績效低于歷史業績期望，企業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，從而面臨較高的風險和不確定性，戰略變革的難度增加。此時，過度自信CEO的資源感知偏差和風險感知偏差會觸發其承擔更多的風險，并進一步高估自身對變革活動的掌控能力，從而促進戰略變革的實施。由此，提出如下假設：

H2a：歷史經營期望落差對CEO過度自信與戰略變革之間的關系起到正向調節作用，即歷史經營期望落差越大，CEO過度自信對企業戰略變革的影響越強

行業經營期望落差采取社會比較方法確定參照點，體現了決策者存在的一種與“他人”進行比較的傾向。[33]行業經營期望落差越大，CEO過度自信對戰略變革的促進作用會進一步增強。具體而言：首先，當行業經營期望落差越大時，企業的行業競爭地位下降，與競爭對手的業績差距變大，企業聲譽和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狀。此時，股東及其他利益相關者迫使變革的外在壓力和維持自我評價的內在需求能夠進一步增強過度自信CEO的變革動機。由于達到產業中位數或均值的業績水平在一定程度上說明CEO的管理能力得到了企業股東的認可，CEO可能會將達到行業平均業績設定為一個評價自身能力的參照標準，而過度自信CEO具有強烈的自我評價能力和地位的內在需求，在選擇參照點時，通常會表現出一種向上社會比較的傾向。[35]所以，過度自信CEO對行業期望落差更為敏感和重視，由此激發的戰略變革程度也越高。其次，當行業期望落差越大時，趨同化的戰略跟隨或模仿難以改變企業困境，企業需要尋求創造性的戰略策略來打破行業競爭模式，對管理者創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，進一步高估自身能力，進而推動戰略變革的實施。由此，提出如下研究假設：

H2b：行業經營期望落差對CEO過度自信與戰略變革之間的關系起到正向調節作用，即行業經營期望落差越大，CEO過度自信對企業戰略變革的影響越強

3.“韌性效應”：環境不確定性的外部壓力

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

環境不確定性情境下，過度自信CEO變革的動機和能力得以增強，自由裁量權也得以提高，對戰略變革的影響更為顯著。這是因為：首先，當面對環境不確定性時，市場需求和技術進步變化迅速，加大了企業的經營壓力和管理者的職位風險，要求企業借助變革維持或創造新的競爭優勢，[36]為過度自信CEO嘗試冒險活動的動機提供了機會，促使其采取戰略變革行為以應對市場的變化來獲得競爭優勢，進而彰顯自己的遠見和管理才能。其次，當環境不確定性較高時，企業面臨著資源約束和經營風險，戰略調整的難度也隨之增加，而過度自信的認知偏差會增強其對資源需求和失敗風險的忽視，[31]促使其接受較高的不確定性水平，并進一步高估自己應對復雜戰略問題的實際能力，選擇迎難而上，從而推動企業戰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雜性的情境更為有利。此外，環境不確定性將提高自由裁量權，過度自信CEO實施戰略變革活動的可能性將進一步加大。由此，提出如下假設：

H3：環境不確定性對CEO過度自信與戰略變革之間的關系起到正向調節作用，即環境不確定性越高，CEO過度自信對企業戰略變革的影響越強

綜上所述，CEO過度自信能直接影響戰略變革，在組織處于內部環境（經營期望落差）和外部壓力（環境不確定性）時，更能促進戰略變革積極適應，表現出“韌性效應”，變量關系如圖1所示。

圖1 CE〇過度自信與戰略變革：韌性效應

二、研究設計

1.數據來源

本文以2007-2014年A股上市公司數據為樣本，①參考相關主流文獻的做法，剔除金融行業樣本，剔除CEO相關信息異常的樣本，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。財務數據和公司治理數據來自CSMAR數據庫和CCER數據庫，CEO個人特征數據主要通過CSMAR數據庫中高管個人信息相關數據整理獲得，并通過上市公司年報和新浪財經網站進行核對和補充。為了避免極端值的影響，本文對主要連續變量進行1%和99%的Winsorize處理。

2.變量定義

（1）戰略變革（Sc）

根據Zhang等、祝振鐸等的做法，[37,38]使用組織關鍵領域戰略資源分配情況在年度區間上的波動程度來界定戰略變革。由于中國上市公司對廣告費用和研發投入披露并不詳盡，研究中常用銷售費用和無形資產凈值近似替代，很難真實反映企業在廣告和研發投入方面的投入，[38]因此借鑒祝振鐸等的研究，[38]構建四維度的戰略變革指標，包括：固定資產更新程度（固定資產凈值/固定資產總值）、管理費用投入（管理費用/營業收入）、存貨收入比（存貨/營業收入）及財務杠桿（負債/所有者權益）。通過計算各個維度在第t年和t-1年之間的變化值，基于行業中位數進行調整，對每項指標變動值取絕對值和標準化，最后將各指標取平均值即得到戰略變革。

（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中位數殘差，大于0則為過度自信，否則為非過度自信。

其中，yi,t為企業i在第t年的總資產增長率，Salesgrowthi,t為營業收入增長率。

（3）歷史經營期望落差（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）

參考Chen的研究，[41]以企業實際績效（Pi,t-1）低于歷史經營期望水平（Ai,t-1）差距的絕對值（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）衡量企業的歷史經營期望落。由于分析企業經營期望落差對后續決策行為的影響，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i第t-1期的實際績效，選取總資產回報率（Roa）來衡量企業實際績效，Ai,t-1為企業i第t-1期的歷史經營期望。歷史經營期望（Ai,t-1）的計算公式如下：

其中α1代表權重，介于0-1。本文借鑒Chen的方法，[41]匯報α1=0.4時的結果。因此，企業i在第t-1年的歷史經營期望（Ai,t-1）等于企業i第t-2年實際績效（權重為0.6）和t-2年歷史經營期望（權重為0.4）的加權組合。那么，企業i在第t-1年的歷史經營期望差距（Pi,t-1-Ai,t-1）即為實際績效（Pi,t-1）與歷史經營期望（Ai,t-1）之差。進一步設置虛擬變量I1代表低于歷史經營期望水平的企業，若企業的實際經營績效低于歷史經營期望，則I1取值為1，否則為0。最后，將I1與歷史經營期望差距（Pi,t-1-Ai,t-1）相乘得到截尾的負值變量I1(Pi,t-1-Ai,t-1)＜0，將該負值結尾的變量取絕對值，得到歷史經營期望落差（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）。

（4）行業經營期望落差（|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]以企業實際績效（Pi,t-1）與行業經營期望水平（IEi,t-1）差距的絕對值衡量行業經營期望落差。具體計算過程如下：Pi,t-1為企業i第t-1期的經營業績，IEi,t-1為企業i第t-1期的行業經營期望。行業經營期望（IEi,t-1）的計算公式如下：

其中α1代表權重，介于0-1。同樣借鑒Chen的方法，[41]匯報α1=0.4時的結果。因此，企業i在第t-1年的行業經營期望（IEi,t-1）是企業i第t-2年所在行業內全部企業實際績效中位數（權重為0.6）和t-2年行業經營期望（權重為0.4）的加權組合。那么，企業i在第t-1年的行業經營期望差距（Pi,t-1-IEi,t-1）即為實際績效（Pi,t-1）與行業經營期望之差。進一步設置虛擬變量I2表示低于行業經營期望的企業，若企業的實際經營績效低于行業經營期望，則I2取值為1，否則為0。最后，將I2與行業經營期望差距相乘并取絕對值，得到行業經營期望落差（|I2(Pi,t-1-IEi,t-1)|）。

（5）環境不確定性（Eu）

參考申慧慧等的研究，[42]采用經行業調整過去5年企業非正常銷售收入的變異系數來衡量環境不確定性，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年至當年分別取1-5，ε為非正常銷售收入。對式（4）進行OLS回歸，計算過去5年的非正常銷售收入標準差，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中位數，得到經行業調整的環境不確定性。

（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模（lnSize）、公司負債（Lev）、前期績效（Roa）、公司上市時間（Flife）、股權集中度（Hold1）、股權制衡度（ShrZ）、董事會規模（Board），CEO兩職兼任（Dual）、CEO 年齡（Age）、CEO 性別（Male）和CEO教育背景（Edu）。鑒于宏觀環境和行業因素等可能對戰略變革產生影響，本文分別控制了年度、行業和地區固定效應?？刂谱兞慷x詳見表1。

表1 控制變量定義

3.模型設定

為檢驗CEO過度自信與企業戰略變革之間的基本關系，借鑒已往的研究，設定基本模型（5）：

模型（6）用來檢驗歷史經營期望落差對CEO過度自信與企業戰略變革關系的調節作用。

模型（7）用來檢驗行業經營期望落差對CEO過度自信與企業戰略變革關系的調節作用。

模型（8）用來檢驗環境不確定性對CEO過度自信與企業戰略變革關系的調節作用。

三、實證結果與穩健性檢驗

1.描述性統計

表2為變量的描述性統計結果。其中，戰略變革的均值為-0.038，中位數為-0.098，接近行業平均戰略調整水平，但戰略變革最大值為1.328，最小值為-0.229，表明不同企業戰略變革水平差異較大。CEO過度自信的均值為0.485，標準差為0.500，說明CEO過度自信的現象并不少見且在不同企業間有所差異。歷史經營期望落差的均值為0.016，標準差為0.036；行業經營期望落差的均值為0.021，標準差為0.040，企業的經營狀況存在差異。環境不確定性的均值為1.940，標準差為3.866，表明企業外部環境不確定性程度較高，存在明顯的個體差異。

表2 描述性統計

2.回歸結果分析

本文對樣本數據進行以下處理：對交互項變量進行中心化處理；對各模型的變量進行方差膨脹因子檢測，VIF遠小于10且VIF均值小于2.4，不存在多重共線性問題；采用Driscoll-Kraay標準誤對回歸模型進行估計，以避免序列相關、異方差和截面相關等問題導致的估計偏誤。

表3報告了CEO過度自信與企業戰略變革之間的關系。模型2的結果顯示，CEO過度自信的回歸系數為0.043，在1%水平上顯著，并且在后續的模型中依然穩健，說明CEO過度自信會促進企業戰略變革，假設1得到支持。模型3的結果表明，CEO過度自信與歷史經營期望落差的交互項的系數為0.512，在5%的水平上顯著，說明歷史經營期望落差在CEO過度自信與企業戰略變革之間起到顯著的正向調節作用，即隨著歷史期望落差的增大，CEO過度自信對企業戰略變革的正向影響增強，假設2a得到支持。模型4的結果表明，CEO過度自信與行業經營期望落差的交互項系數為0.991，在1%的水平上顯著，且在后續的模型6中該結果依然穩健，表明行業經營期望落差在CEO過度自信與企業戰略變革之間起到顯著的正向調節作用，即隨著行業期望落差的增大，CEO過度自信對企業戰略變革的正向影響增強，假設2b得到支持。模型5的結果表明，CEO過度自信與環境不確定性的交互項系數為0.007，在1%的水平上顯著，并且在后續模型6的檢驗中也依舊穩健，說明環境不確定性正向調節CEO過度自信與企業戰略變革之間的正向關系，即企業外部環境不確定性程度越高，CEO過度自信對企業戰略變革的促進作用越強，假設3得到支持。

表3 CEO過度自信與企業戰略變革的關系檢驗

3.內生性檢驗

（1）固定效應模型

為緩解可能存在的內生性問題，本文采用既考慮個體固定效應又考慮時間固定效應的雙向固定效應模型，對模型重新進行回歸（數據略去備索），與前述回歸一致，未發生明顯改變，本文結論仍然穩健。②

（2）PSM處理方法

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

4.穩健性檢驗

本文還進行了其他五項穩健性檢驗，得到的結果與預期一致（數據略去備索）：（1）排除CEO變更的影響?？紤]到CEO變更對于戰略變革的影響，[37]本文使用剔除CEO發生變更的樣本進行檢驗，實證結果不變。（2）替換被解釋變量。借鑒韻江等的研究，[43]增加廣告強度和研發強度兩個戰略維度，將戰略變革由常用的四維度拓展到六維度，實證結果不變。（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]主要結果仍與預期一致。（4）替換調節變量。本文將銷售凈利率ROS作為業績反饋的參考點，重新對經營期望差距（歷史和行業）進行測量；同時，借鑒現有研究的做法，[45]選取式（4）的回歸系數的標準差來測度環境不確定性，得到的結果依舊穩健。（5）更改樣本期間。鑒于樣本時間范圍的選擇可能產生偏差，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行敏感性測試，結果研究結論在不同時間窗口具有穩健性。

四、作用機制及進一步研究

1.作用機制：創造效應

通過以上研究可知，CEO過度自信會促進企業戰略變革。那么CEO過度自信通過何種傳導路徑來影響戰略變革？為此將探究二者之間的影響路徑。

沿襲資源基礎觀的邏輯，Adner等、Helfat等認為管理者認知會影響戰略變革，管理者認知通過感知和捕獲新機會并塑造組織內的創造性與創新，改變企業的基礎資源和常規能力配置。[15,16]Zahra等和Teece指出，管理者的創造性角色表現在開拓新市場和重新配置組織資源與路徑。[19,20]楊林等認為，企業家會通過關注并利用知識創造過程（Knowledge Creation Process），將認知轉化為戰略變革活動。[46]Amabile和Woodman等強調，組織創造力是由組織創新動機、支持創造的管理行為以及投入到創造中的資源所決定。[17,18]根據創業導向的文獻，創業導向是關注新想法、新機會和新技術的管理過程，是決定和引導企業資源利用過程的一種動態能力。創業導向來自高層管理者的信念、認知和心智模式，倡導企業從事實驗性及創造性活動，并通過整合組織資源促進創造性成果的實現。結合上述研究和理論基礎，本文認為倘若在戰略變革的過程中，CEO過度自信能夠提升企業創業導向，則體現了過度自信的“創造效應”。

根據高階理論的觀點，高管個人的認知特征會影響其視野和格局，以及其對現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戰略活動。一方面，CEO過度自信能夠提升企業創業導向。已有研究認為，CEO過度自信支持和引領企業向新技術的方向發展，增加企業研發投入與產出；[27]同時，過度自信CEO傾向于探索環境而非模仿同伴，具備更高的創新意愿；[8]并對不確定性抱有更為樂觀的態度，使企業具備更強的風險承擔性；為了彰顯自己的眼光和能力，關注于超前行動、發現新的市場機遇，提升企業創業導向。[29]另一方面，創業導向會促進企業戰略變革行為的發生。創業導向有助于企業積極掃描與監控外部環境變化，并進行前瞻性的變革來調整資源配置，打破現有的慣例，實現戰略調整。綜上，過度自信CEO具有較強的創新關注、風險偏好和應對挑戰的積極性，有利于增強創業導向，而較高的創業導向驅使企業整合或重新配置企業的資源與能力，進而促進戰略變革的實現。因此，創業導向可能是過度自信CEO影響企業戰略變革的傳導路徑，CEO過度自信通過提升創業導向促進企業的戰略變革，呈現出“創造效應”，變量關系如圖2所示。

圖2 CE〇過度自信與戰略變革：創造效應

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

表4 創業導向的中介效應

2.綜合考察韌性效應與創造效應：被調節的中介作用模型

由上述分析可知，CEO過度自信能夠影響戰略變革，分別存在著韌性效應和創造效應的影響機制?？紤]到戰略變革是一個復雜的系統過程，可能存在兩種效應的綜合影響。因此，基于本文的研究問題和理論框架，采用被調節的中介模型繼續考察組織不利情境（經營期望落差和環境不確定性）對CEO過度自信和創業導向的影響，以及中介效應的調節作用。

（1）經營期望落差對中介效應的調節作用。

不斷加劇的經營期望落差使企業陷入生存威脅，對管理者的認知和行為產生刺激與限制。當經營期望落差較大時，績效壓力和外在質疑增強，驅使企業實施探索行為，[33]對過度自信CEO的冒險和創新倡議具有高度敏感性，加強了CEO過度自信對創業導向的影響。相反，當經營期望落差較小時，企業運行狀態相對良好，問題搜尋范圍縮小，考慮熟悉的、風險程度較低的機會與行動，限制了過度自信CEO對創業導向的影響。由此，經營期望落差越大，CEO過度自信對創業導向的正向影響就越強。依據前述分析，CEO過度自信將會提升創業導向，從而有利于企業的戰略變革。本文進一步設想，經營期望落差會增強創業導向在CEO過度自信與戰略變革之間的中介作用。

（2）環境不確定性對中介效應的調節作用。

不斷變化的外部環境使企業很難預測未來，管理者的有限理性會更加影響其關注焦點與行為傾向。環境不確定性越高，組織可用的信息和資源越少，CEO過度自信對企業行為和結果的影響增強，且原有的經營戰略需要轉向，[36]過度自信CEO對創新性及風險的偏好，會在創造性活動或新的市場機會中表現出更高的熱情和投入。[29]相反，在不確定性較低的環境中，企業可控性較強，能夠有效地處理信息和利用既定的戰略模式解決問題，盡管過度自信CEO傾向于創新和風險項目，但管理要素的穩定性對創業導向的影響受到抑制。由此，環境不確定性越高，CEO過度自信對創業導向的正向影響就越強。依據前述分析進一步設想，環境不確定性會增強創業導向在CEO過度自信與戰略變革之間的中介作用。

表5模型1-3報告了經營期望落差、環境不確定性對CEO過度自信與創業導向調節作用的檢驗結果。模型1和模型2的結果顯示，CEO過度自信與歷史期望落差和行業期望落差的交互項系數分別為-0.062和-0.520，僅Oc×|I2(Pt-1-IEt-1)|的回歸系數在1%水平上顯著，說明行業期望落差會削弱過度自信對創業導向的正向影響，CEO過度自信與行業期望落差在創業導向方面存在替代關系。模型3的結果顯示，CEO過度自信與環境不確定性的交互項系數為0.022，在1%的水平上顯著，說明在不確定性較高的環境中，CEO過度自信對創業導向的影響更強。綜合來看，相比企業經營期望落差的內部困境，環境不確定性對企業造成的關注新技術和新機會的壓力更大，過度自信在應對高不確定性和高復雜性的外部環境中表現得更好。

表5 有調節的中介效應回歸結果

在被調節的中介效應檢驗中，遵循Preacher等提出的Bootstrap檢驗法，[49]采用SPSS的PROCESS插件計算出不同調節變量水平下的中介效應。檢驗結果顯示（數據略去備索），在不同程度的歷史期望落差和行業經營期望落差下，CEO過度自信通過創業導向影響戰略變革的中介效應都顯著，各自95%置信區間分別為[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，在不同程度的環境不確定性下，創業導向的中介效應都顯著，各自95%置信區間分別為[0.001，0.010]和[0.003，0.028]，均不含0；而且兩組間差異的95%置信區間為[-0.002，0.024]，包含0，不顯著。因此，經營期望落差和環境不確定性對創業導向中介效應的調節作用不顯著。其原因在于，雖然創業導向是管理者認知和組織情境共同作用的結果，但對于不利情境下變革的促進更多是依靠管理者的信念和心智模式。

3.經濟后果的檢驗：基于CEO過度自信的戰略變革與企業成長性

前文基于戰略變革的視角檢驗出CEO過度自信能夠有效促進企業的戰略變革。在戰略變革的文獻中，學者們強調戰略變革能夠優化資源配置方式，提升企業對不確定性環境的適應性，創造或維持競爭優勢，促進企業快速成長。那么，CEO過度自信對戰略變革促進作用能否在產出端（企業成長）得到回報呢？根據高階理論的觀點，過度自信作為典型的認知特征，可能會對企業成長性產生重要影響。首先，過度自信導致了CEO具有較高的風險偏好，使企業擁有較高的風險承擔水平，抓住更多創新成長機會。[30]其次，過度自信CEO擁有較高的自我評價，會設置更高的目標吸引外界的關注，為了盡可能實現目標會更加努力工作，減少偷懶和在職消費，克服企業成長過程中的困難。最后，在信息不對稱的商業環境中，CEO表達出的過度自信向外界傳遞了承諾，能增強供應商、客戶等利益相關者對企業的信心和信任，[21]有利于獲得更多信息和資源，促進企業的成長?；谝陨险撌?，本文以企業成長性（Growth）這一經濟后果作為檢驗對象，采用企業主營業務收入增長率來衡量，考察CEO過度自信在促進戰略變革后能否為企業帶來積極影響，以進一步揭示過度自信的陽光面。

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

表6 CEO過度自信、戰略變革與企業成長性

4 時間因素的引入：CEO過度自信與戰略變革的動態關系

由于戰略變革是一個復雜的演化過程，并非一朝一夕可以啟動，而且變革效果也不可能立即體現，可能存在一定的時滯性。Romanelli等通過縱向研究發現，大部分企業完成重大變革一般需要兩年。[50]因此，為了更加細致地理解CEO過度自信促進戰略變革的發生時點與作用持續性，參考Richard等的研究，[51]本文進一步改變戰略變革的度量時點，將度量戰略變革的時點重新設定為未來t+1期到t+5期（因變量對應的研究期間為2008-2019年），并采用固定效應控制不隨時間變化的個體異質性進行估計，進一步考察CEO過度自信對戰略變革的影響速度和時滯特征。

檢驗結果顯示（數據略去備索），在t+1期和t+2期，CEO過度自信的回歸系數分別為0.016和0.007，均在10%水平上顯著，與前面的結論保持一致；而在t+3期和t+4期，CEO過度自信的回歸系數不再顯著，說明CEO過度自信對戰略變革的影響效果持續期超過兩年，符合前述的邏輯預期。③值得注意的是，在t+5期，CEO過度自信的系數為負且顯著，表明隨著時間的推移以及戰略變革行動的成功實施，企業的后續績效得以提高，生存威脅和經營壓力得以緩解，過度自信CEO開始傾向于維持現有戰略，進一步驗證了“韌性效應”的存在?？偟膩砜?，以上結果呈現了CEO過度自信影響戰略變革的“動態”證據，有助于深化我們對時間在戰略變革中作用的認識與理解。

五、研究結論與討論

基于高階梯隊理論和資源基礎觀，本文探究了CEO過度自信對戰略變革的影響效應和作用機制。研究結果表明，CEO過度自信與戰略變革正相關，即過度自信的CEO會促進戰略變革。其次，在較高的經營期望落差和環境不確定性下，CEO過度自信對戰略變革的影響更加顯著，說明當組織面臨經營困境和環境壓力時，CEO過度自信能夠通過戰略資源的調整積極應對挑戰性的情境，表現出“韌性效應”。進一步研究發現，創業導向在CEO過度自信與企業戰略變革之間起到部分中介作用。過度自信通過影響CEO對創新、風險承擔和超前行動的偏好，在組織內引起更強烈的創業導向，從而促進戰略變革的實現，表現出“創造效應”。同時，CEO過度自信對創業導向的提升作用在高環境不確定性、低行業期望落差的情境下更為顯著。研究還發現，CEO過度自信通過戰略變革進而對企業成長性的實現起到顯著作用。此外，CEO過度自信對戰略變革的提升具有一定的滯后性和連續性，主要集中在變革實施后的兩年，但隨著時間的延續和績效的改善，這種影響將逐漸減弱。

本研究結論為企業管理實踐提供了現實啟示：第一，面對當前充斥著不確定和危機的外部環境，組織要改變對CEO過度自信的刻板認知，正視過度自信在抵御風險、應對逆境與獲取成長方面的積極作用，根據自己發展階段、業績狀況和戰略需要合理甄選或更換過度自信的管理者，并制定相應的約束和激勵制度。第二，企業要塑造和提升組織韌性，以積極應對危機情境和消極事件，并通過調整或重新配置組織資源，實現轉危為安甚至轉危為機。管理者應該正確認識和把握環境的變化，適時調整戰略方向，增強對環境的動態適應，進而維持其持續的競爭優勢。第三，支持和引領創造性活動，關注新技術和新的市場機會，通過提升企業創業導向來改變其戰略方向，增強組織活力和變革動力。第四，強化變革的勇氣和投入力度，依據環境的變化和自身發展的需要，注重組織資源與戰略路徑的重新配置和調整，保持企業成長性。

注釋

① 2007-2014年為自變量對應的研究期間，考慮到戰略變革的時滯性及CEO過度自信影響的動態性（詳見后文進一步分析），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 為進一步緩解回歸中可能存在的內生性問題，本文還借鑒王鐵男等的研究，[24]采用滯后一年的Sc作為因變量進行重新估計以控制反向因果的影響。估計結果基本一致，反向因果沒有對研究結論產生顯著偏差。（數據略去備索）

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