CEO过度自信与战略变革——基于“ 韧性效应” 和“ 创造效应” 的研究

○ 韵 江 宁 鑫 暴 莹

引言

当前环境中不确定事件和突发变化日益增多，无疑增加了企业的经营压力，影响了战略目标的实现，甚至危及组织的功能和存续。以往战略变革研究倡导“困境威胁—冒险变革”的观点，强调企业在环境变化来临之后的调整和变革，将变革视为企业正常活动之外的特殊变量。但随着突发性危机频繁增加和动态环境的确立，原有基于稳定环境应对的变革模式，现在看来愈发难以适用。已有研究指出，只有通过持续性的战略变革和调整商业模式进行创造性活动，保持组织的动能和效率，才能提高应对突发情境的适应能力。[1]面对不利情境（重大突发性变化、经营困境或财务危机），有些企业能够迅速通过自身的战略变革走出困境甚至获得新的生机与发展，而有的企业则无力应对以致逐渐衰落甚至消亡，反映出过去很多研究过于强调组织内外部客观条件的影响，而未对组织内部变革主体力量给予足够重视。事实上，当感知逆境时，组织内部认知可能产生强大动力，推动企业发起并实现变革，来动态适应压力或困境。根据高阶梯队理论（Upper Echelons Theory），高管基于认知做出选择，使组织成为其个人特征的反映。[2]Herrmann等基于大五人格模型发现，CEO的大五人格特质的不同维度对战略变革的制定和实施效果有不同的影响；[3]Wowak等研究发现CEO个人魅力会影响企业战略动态性和独特性，逐渐使企业呈现出CEO自身的特点。[4]由此可见，高管的认知和决策特征已成为变革研究的重要线索之一。

在高管的认知特征中，过度自信（Over-confidence）值得特别关注。根据行为金融学的研究，不确定性情境下个体行为决策会存在非理性偏差，过度自信、风险偏好等心理因素会导致个体的非理性选择。自Roll将管理者心理引入并购领域并提出狂妄自大假说以来，[5]学者们开始放松传统理性经济人的假设，研究过度自信对公司财务与公司治理的影响并取得了一系列成果。研究发现，过度自信产生了不利影响，如非效率投资、财务舞弊、成本粘性、并购溢价等。不难发现，以往研究大多聚焦于过度自信的阴暗面。然而，过度自信并不总是坏事。事实上，一些学者对过度自信的消极后果存在不同看法。最近的研究开始关注过度自信可能存在的有利影响。Bernardo等认为，个体过度自信使他们更倾向于探索所处的环境，而不是模仿同伴，能够更好地应对高不确定性和高复杂性的情境。[8]循此逻辑，亟待探索的问题呼之欲出：CEO过度自信在影响组织战略活动的过程中是否存在一些阳光面？Griffin等曾指出，[9]过度自信的个体能承受更大的困难和风险；Luthar等认为个体内部的乐观、自信等积极状态能够适应压力、挑战或挫折。[10]从资源基础观（Resource-based View）的角度，由于过度自信可以提高CEO对风险和不确定性的承受能力，降低对资源束缚的感知，是潜在的、难以观察和量化、难以模仿和替代的心理资源。[11]另外，韧性（Resilience）的相关研究强调，组织也会通过资源的储备或调整，积极应对挑战性的情境而产生韧性。[12-14]鉴于此，本研究认为，当面临不利情境，CEO过度自信能够在关键战略维度对资源配置方式进行调整，制定并实施战略变革，从而促成“韧性效应”。概言之，CEO过度自信很可能在不利情境下促进战略变革活动，以保持组织和环境的一致性。

倘若过度自信会给组织的战略变革带来一定的有利影响，那么，CEO过度自信通过何种途径影响战略变革？从战略管理的相关理论来看，管理者认知是企业一种独特的资源，通过感知和捕获新的机会并塑造组织的创造性与创新，以推动战略变革的实现。[15,16]同时，Amabile和Woodman等强调组织创造力由组织创新动机、支持创造的管理行为及投入到创造中的资源所决定。[17,18]Zahra等、Teece认为，管理者的创造性角色具体表现在开拓新市场和重新配置组织资源与路径，并进一步强调了变革中的创造机制。[19,20]已有相关研究表明，CEO过度自信会使企业表现出更高的创新关注，支持创造性活动，寻求新的市场机会。而创业导向正是这一行为过程的反映，并能促进组织创造性成果的实现。基于此，本研究认为在战略变革的过程中，CEO过度自信能够通过提升企业创业导向实现组织资源的整合或重新配置，保持组织和环境的适应性，从而形成“创造效应”。既然CEO过度自信在实现变革的过程中分别存在着韧性效应和创造效应的作用机理，那么是否存在两种效应的综合影响？本文尝试探究韧性效应和创造效应之间的关联，即组织在不利情境（经营期望落差和环境不确定性）下，CEO过度自信对创业导向的影响，以及CEO过度自信、创业导向与战略变革之间的间接关系。

本文的研究贡献在于：（1）突破了过度自信“负—负”的研究范式，通过探索过度自信的积极后果，丰富和拓展了过度自信的经济后果和战略变革影响因素领域的相关文献。一方面，本文将研究视域落脚于适应性与成长性较高的战略变革活动，并基于过度自信所表现的韧性效应和创造效应进行探索，响应了学者们最近对研究过度自信价值创造作用的呼吁。[21]另一方面，本文从过度自信的角度考察战略变革的内在驱动机制，为认知视角下战略变革影响因素的考察提供了新的研究方向。[4]（2）拓展了组织韧性的研究视角，有助于理解韧性在组织各个层面的表征，契合了积极心理学（Positive Psychology）的研究思潮。本文从经营困境（经营期望落差）和环境压力（环境不确定性）两个维度，考察了不利情境对过度自信的触发性作用，揭示了CEO过度自信作用于战略变革的边界条件，也基于过程论的视角检验了过度自信的“韧性效应”，[14]推进了对韧性过程性特征的认识。[13,22]（3）丰富了高阶理论内在影响路径的研究，对揭示高阶理论的黑箱进行了有益的探索。本文通过整合创业导向与组织创造力的观点发现，CEO过度自信作用于战略变革的“创造效应”，为高阶理论的路径研究提供了新思路，也为如何实现战略变革增加了理论依据。（4）深化了组织与环境的关系研究，为危机情境下企业提升自身适应性、保持成长与发展提供了实践启示。受当前突发疫情的影响，许多组织都陷入了经营困境和不确定性之中。[23]只有塑造积极自信的信念和心智模式，并利用韧性和创造性才是企业走出困境的关键。本研究细化了组织与环境的研究内容，对当前企业克服困难和恢复成长亦具有重要的现实启示。

一、理论分析和假设提出

1.CEO过度自信与战略变革

高阶理论认为，CEO的个性特征、认知特征等是影响决策的重要因素，尤其是心理特征会影响其对自身所处环境的理解和诠释，并对企业战略决策产生影响。[2]过度自信作为CEO的一种心理特征，对自身能力的高估、潜在收益的高估及对潜在风险的忽视等，势必会影响企业的战略变革决策。基于资源基础观的视角，企业是资源的集合，那些稀缺、有价值、难以模仿和替代的资源能够形成企业持续竞争优势。[11]过度自信可以提高CEO对风险和不确定性的承受能力，降低对资源束缚的感知，是潜在的、难以观察和量化、难以模仿和替代的个人特质或心理资源，与企业家精神类似，被认为是企业一项有价值的补充性资源，对战略行为存在直接和关键性影响。[24]围绕上述理论逻辑，战略变革认知视角（Cognitive Lens Perspective）强调，认知是管理者对战略问题的关注、解释与利用过程，影响到变革战略的形成与实施过程中的各方面，管理者的认知连接着内外部情境和战略变革的桥梁，构成了管理者战略行动的理论基础。[25]

过度自信既是一种认知偏差，也是一项独特的企业资源，能够促进战略变革。这是因为：第一，过度自信CEO低估变革的潜在风险而高估收益，令其更加倾向于风险和变革，从而增加了战略变革的动机。相较于非过度自信的CEO，过度自信的CEO对成就有着强烈的渴望，高估战略变革决策的收益而低估战略变革决策的风险，[26,27]更倾向于冒险性探索行为，[8]希望通过战略变革来开拓增长机会，以彰显自己的远见和卓越的管理才能。最近的研究表明，过度自信CEO更倾向于有挑战和风险的战略行动。第二，过度自信的控制幻觉和归因偏差，增加了CEO变革的信心和能力，从而增加战略变革的可能性。相较于非过度自信的CEO，过度自信的CEO会高估企业的资源禀赋和自身解决问题的能力，[28]增强其对于资源约束和失败风险的忽视，促使其在战略决策过程中更为冒险或激进。同时，受“优于平均效应”的影响，过度自信的CEO在新事物学习方面更加努力，愿意“迎难而上”以证明自己的能力，能够积极寻求解决问题的新观点、新思想，降低对不确定的企业活动的难度，[7,9]继而促进企业的战略变革。第三，CEO过度自信展现出积极的情绪状态和高度承诺，有利于获得员工对战略变革的认同与支持，构建支持性的集体心理状态，增加战略变革的可能性。相较于非过度自信的CEO，过度自信的CEO会增强下属对企业未来的信心，获得员工对战略变革的支持，[29]给企业带来勇于探索的组织氛围，[24]从而减少战略变革的阻力。结合高阶理论与资源基础观视角的分析，过度自信的非理性认知能够加强CEO实施变革行为动机，同时提高其承担变革风险和应对不利情境冲击的能力，进而调用自身的积极情绪和机会感知等心理资源为战略动态适应提供资源支持，最终促进战略变革的形成。由此，提出如下假设：

H1：CEO过度自信与企业战略变革正相关，即CEO过度自信会提高企业战略变革的强度

韧性的相关研究强调，韧性的实质是通过资源的储备或调整，应对挑战性的情境的过程。韧性发挥作用的过程就是个体心理资源与非常态情境（内部困境和外部环境）相互作用的结果。[12-14]根据Richardson的韧性过程模型（Resiliency Process Model），组织中韧性的产生涉及保护性因素（认知、能力、资源及行为等）与各种危险情境相互作用，构成一个能够动态适应的动力系统。[30]Kantur等提出立场感知、情境整合和战略制定与实施的共同作用构成韧性的函数。[31]在战略决策的制定与实施中，战略变革能够通过兼具重塑性、适应性和创造性的资源行动来实现组织对内外部环境的匹配与平衡状态。已有文献表明，过度自信的一个显著特征在于能接受更高的挑战和不确定性水平，对高不确定性和高复杂性的情境更为有利。[8]当感知逆境时，过度自信的心理特征诱发出CEO自身的积极情绪、认知和动机等无形资源，并通过向外界传递承诺塑造积极的组织氛围，进而动态构建或调整组织资源配置，制定并实施相应的战略决策有效应对和适应，促成组织韧性的产生。因此，本文认为在组织不利情境（经营期望落差和环境不确定性）下，CEO过度自信能够积极进行战略变革，呈现出过度自信的“韧性效应”。

2.“韧性效应”：经营期望落差的内部困境

经营期望落差是企业重要的内部经营压力情境，意味着企业正处于一种经营不善、利益受损的状态，包括历史经营期望落差和行业经营期望落差。业绩困境通常表征为期望落差，在战略文献和企业行为研究中得到了较广泛的讨论，是影响战略变革的重要情境因素，但各理论学派观点不一。究其原因之一，这些研究大都忽略了管理者认知特征对业绩困境的感知与理解的差异影响。根据高阶理论，过度自信的认知特征会影响其对企业经营状态的理解和判断，在经营期望落差较大的情境下，过度自信CEO实施变革的动机和能力进一步凸显，能够积极构建和调整组织资源，对战略变革的影响更为明显。

历史经营期望落差采取历史比较方法确定参照点，体现了决策者存在的一种与“过去”进行比较的倾向。[32]历史经营期望落差越大，CEO过度自信对战略变革的促进作用会进一步增强。具体而言：首先，当历史经营期望落差较大时，意味着企业当前的经营在资源配置或市场战略等方面存在问题，无法满足其成长的需要，“损失”状态驱使企业实施冒险探索行为改变现状的意愿增强，过度自信CEO的冒险和创新偏好将会得到更多关注与支持，实施战略变革的内在动机得到进一步强化。同时，在变革决策的制定中，过度自信CEO追求成就和认可的倾向会促使其选择突变的、冒险程度较大的战略方案。其次，当企业实际绩效低于历史业绩期望，企业正处于较慢的增长阶段和较低的盈利水平，资源不够充足，从外部获取资源的难度也较大，从而面临较高的风险和不确定性，战略变革的难度增加。此时，过度自信CEO的资源感知偏差和风险感知偏差会触发其承担更多的风险，并进一步高估自身对变革活动的掌控能力，从而促进战略变革的实施。由此，提出如下假设：

H2a：历史经营期望落差对CEO过度自信与战略变革之间的关系起到正向调节作用，即历史经营期望落差越大，CEO过度自信对企业战略变革的影响越强

行业经营期望落差采取社会比较方法确定参照点，体现了决策者存在的一种与“他人”进行比较的倾向。[33]行业经营期望落差越大，CEO过度自信对战略变革的促进作用会进一步增强。具体而言：首先，当行业经营期望落差越大时，企业的行业竞争地位下降，与竞争对手的业绩差距变大，企业声誉和CEO的自我评价受到威胁，[34]促使管理者不得不客观面对并改善现状。此时，股东及其他利益相关者迫使变革的外在压力和维持自我评价的内在需求能够进一步增强过度自信CEO的变革动机。由于达到产业中位数或均值的业绩水平在一定程度上说明CEO的管理能力得到了企业股东的认可，CEO可能会将达到行业平均业绩设定为一个评价自身能力的参照标准，而过度自信CEO具有强烈的自我评价能力和地位的内在需求，在选择参照点时，通常会表现出一种向上社会比较的倾向。[35]所以，过度自信CEO对行业期望落差更为敏感和重视，由此激发的战略变革程度也越高。其次，当行业期望落差越大时，趋同化的战略跟随或模仿难以改变企业困境，企业需要寻求创造性的战略策略来打破行业竞争模式，对管理者创造性的思维和问题解决的能力提出了更高的要求。在这种情境下，过度自信CEO会更倾向尝试新事物，进一步高估自身能力，进而推动战略变革的实施。由此，提出如下研究假设：

H2b：行业经营期望落差对CEO过度自信与战略变革之间的关系起到正向调节作用，即行业经营期望落差越大，CEO过度自信对企业战略变革的影响越强

3.“韧性效应”：环境不确定性的外部压力

在转型经济中，企业的经营压力不仅来自内部经营状况，也受到外部环境不确定性的影响。环境不确定性将增加企业竞争压力，降低外部管理要素的可控性，威胁到经营活动而引致战略行为的调整。由于环境不确定情境下决策的复杂性提高，管理者拥有更大的自由裁量权，管理者有限理性的影响愈发凸显。依据高阶理论，高管认知偏差的存在制约着企业在高不确定性环境下战略变革的选择与实施。CEO具有过度自信特征时，其对外部环境变化的感知和认知影响着其如何开展战略行动。

环境不确定性情境下，过度自信CEO变革的动机和能力得以增强，自由裁量权也得以提高，对战略变革的影响更为显著。这是因为：首先，当面对环境不确定性时，市场需求和技术进步变化迅速，加大了企业的经营压力和管理者的职位风险，要求企业借助变革维持或创造新的竞争优势，[36]为过度自信CEO尝试冒险活动的动机提供了机会，促使其采取战略变革行为以应对市场的变化来获得竞争优势，进而彰显自己的远见和管理才能。其次，当环境不确定性较高时，企业面临着资源约束和经营风险，战略调整的难度也随之增加，而过度自信的认知偏差会增强其对资源需求和失败风险的忽视，[31]促使其接受较高的不确定性水平，并进一步高估自己应对复杂战略问题的实际能力，选择迎难而上，从而推动企业战略变革的制定和实施。Bernardo等指出，[8]过度自信对高不确定性和高复杂性的情境更为有利。此外，环境不确定性将提高自由裁量权，过度自信CEO实施战略变革活动的可能性将进一步加大。由此，提出如下假设：

H3：环境不确定性对CEO过度自信与战略变革之间的关系起到正向调节作用，即环境不确定性越高，CEO过度自信对企业战略变革的影响越强

综上所述，CEO过度自信能直接影响战略变革，在组织处于内部环境（经营期望落差）和外部压力（环境不确定性）时，更能促进战略变革积极适应，表现出“韧性效应”，变量关系如图1所示。

图1 CE〇过度自信与战略变革：韧性效应

二、研究设计

1.数据来源

本文以2007-2014年A股上市公司数据为样本，①参考相关主流文献的做法，剔除金融行业样本，剔除CEO相关信息异常的样本，剔除主要变量缺失的样本，最后获取了公司样本913家、有效观测值4464个。财务数据和公司治理数据来自CSMAR数据库和CCER数据库，CEO个人特征数据主要通过CSMAR数据库中高管个人信息相关数据整理获得，并通过上市公司年报和新浪财经网站进行核对和补充。为了避免极端值的影响，本文对主要连续变量进行1%和99%的Winsorize处理。

2.变量定义

（1）战略变革（Sc）

根据Zhang等、祝振铎等的做法，[37,38]使用组织关键领域战略资源分配情况在年度区间上的波动程度来界定战略变革。由于中国上市公司对广告费用和研发投入披露并不详尽，研究中常用销售费用和无形资产净值近似替代，很难真实反映企业在广告和研发投入方面的投入，[38]因此借鉴祝振铎等的研究，[38]构建四维度的战略变革指标，包括：固定资产更新程度（固定资产净值/固定资产总值）、管理费用投入（管理费用/营业收入）、存货收入比（存货/营业收入）及财务杠杆（负债/所有者权益）。通过计算各个维度在第t年和t-1年之间的变化值，基于行业中位数进行调整，对每项指标变动值取绝对值和标准化，最后将各指标取平均值即得到战略变革。

（2）CEO 过度自信（Oc）

参考Schrand等、易靖韬等的研究，[39,40]基于投资决策测量过度自信，通过模型（1）计算残差后减去行业中位数残差，大于0则为过度自信，否则为非过度自信。

其中，yi,t为企业i在第t年的总资产增长率，Salesgrowthi,t为营业收入增长率。

（3）历史经营期望落差（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）

参考Chen的研究，[41]以企业实际绩效（Pi,t-1）低于历史经营期望水平（Ai,t-1）差距的绝对值（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）衡量企业的历史经营期望落。由于分析企业经营期望落差对后续决策行为的影响，所以采用该变量的滞前一期。具体计算过程如下：Pi,t-1为企业i第t-1期的实际绩效，选取总资产回报率（Roa）来衡量企业实际绩效，Ai,t-1为企业i第t-1期的历史经营期望。历史经营期望（Ai,t-1）的计算公式如下：

其中α1代表权重，介于0-1。本文借鉴Chen的方法，[41]汇报α1=0.4时的结果。因此，企业i在第t-1年的历史经营期望（Ai,t-1）等于企业i第t-2年实际绩效（权重为0.6）和t-2年历史经营期望（权重为0.4）的加权组合。那么，企业i在第t-1年的历史经营期望差距（Pi,t-1-Ai,t-1）即为实际绩效（Pi,t-1）与历史经营期望（Ai,t-1）之差。进一步设置虚拟变量I1代表低于历史经营期望水平的企业，若企业的实际经营绩效低于历史经营期望，则I1取值为1，否则为0。最后，将I1与历史经营期望差距（Pi,t-1-Ai,t-1）相乘得到截尾的负值变量I1(Pi,t-1-Ai,t-1)＜0，将该负值结尾的变量取绝对值，得到历史经营期望落差（|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|）。

（4）行业经营期望落差（|I2(Pi,t-1-IEi,t-1)|）

类似于历史期望落差的方法，参考Chen的研究，[41]以企业实际绩效（Pi,t-1）与行业经营期望水平（IEi,t-1）差距的绝对值衡量行业经营期望落差。具体计算过程如下：Pi,t-1为企业i第t-1期的经营业绩，IEi,t-1为企业i第t-1期的行业经营期望。行业经营期望（IEi,t-1）的计算公式如下：

其中α1代表权重，介于0-1。同样借鉴Chen的方法，[41]汇报α1=0.4时的结果。因此，企业i在第t-1年的行业经营期望（IEi,t-1）是企业i第t-2年所在行业内全部企业实际绩效中位数（权重为0.6）和t-2年行业经营期望（权重为0.4）的加权组合。那么，企业i在第t-1年的行业经营期望差距（Pi,t-1-IEi,t-1）即为实际绩效（Pi,t-1）与行业经营期望之差。进一步设置虚拟变量I2表示低于行业经营期望的企业，若企业的实际经营绩效低于行业经营期望，则I2取值为1，否则为0。最后，将I2与行业经营期望差距相乘并取绝对值，得到行业经营期望落差（|I2(Pi,t-1-IEi,t-1)|）。

（5）环境不确定性（Eu）

参考申慧慧等的研究，[42]采用经行业调整过去5年企业非正常销售收入的变异系数来衡量环境不确定性，具体计算过程如下：

其中，Sale为销售收入，Year为年度变量，从过去第4年至当年分别取1-5，ε为非正常销售收入。对式（4）进行OLS回归，计算过去5年的非正常销售收入标准差，将其除以过去5年销售收入的平均值，然后再除以其年度行业中位数，得到经行业调整的环境不确定性。

（6）控制变量

参考Zhang等、祝振铎等的研究，[37,38]本文的控制变量包括公司规模（lnSize）、公司负债（Lev）、前期绩效（Roa）、公司上市时间（Flife）、股权集中度（Hold1）、股权制衡度（ShrZ）、董事会规模（Board），CEO两职兼任（Dual）、CEO 年龄（Age）、CEO 性别（Male）和CEO教育背景（Edu）。鉴于宏观环境和行业因素等可能对战略变革产生影响，本文分别控制了年度、行业和地区固定效应。控制变量定义详见表1。

表1 控制变量定义

3.模型设定

为检验CEO过度自信与企业战略变革之间的基本关系，借鉴已往的研究，设定基本模型（5）：

模型（6）用来检验历史经营期望落差对CEO过度自信与企业战略变革关系的调节作用。

模型（7）用来检验行业经营期望落差对CEO过度自信与企业战略变革关系的调节作用。

模型（8）用来检验环境不确定性对CEO过度自信与企业战略变革关系的调节作用。

三、实证结果与稳健性检验

1.描述性统计

表2为变量的描述性统计结果。其中，战略变革的均值为-0.038，中位数为-0.098，接近行业平均战略调整水平，但战略变革最大值为1.328，最小值为-0.229，表明不同企业战略变革水平差异较大。CEO过度自信的均值为0.485，标准差为0.500，说明CEO过度自信的现象并不少见且在不同企业间有所差异。历史经营期望落差的均值为0.016，标准差为0.036；行业经营期望落差的均值为0.021，标准差为0.040，企业的经营状况存在差异。环境不确定性的均值为1.940，标准差为3.866，表明企业外部环境不确定性程度较高，存在明显的个体差异。

表2 描述性统计

2.回归结果分析

本文对样本数据进行以下处理：对交互项变量进行中心化处理；对各模型的变量进行方差膨胀因子检测，VIF远小于10且VIF均值小于2.4，不存在多重共线性问题；采用Driscoll-Kraay标准误对回归模型进行估计，以避免序列相关、异方差和截面相关等问题导致的估计偏误。

表3报告了CEO过度自信与企业战略变革之间的关系。模型2的结果显示，CEO过度自信的回归系数为0.043，在1%水平上显著，并且在后续的模型中依然稳健，说明CEO过度自信会促进企业战略变革，假设1得到支持。模型3的结果表明，CEO过度自信与历史经营期望落差的交互项的系数为0.512，在5%的水平上显著，说明历史经营期望落差在CEO过度自信与企业战略变革之间起到显著的正向调节作用，即随着历史期望落差的增大，CEO过度自信对企业战略变革的正向影响增强，假设2a得到支持。模型4的结果表明，CEO过度自信与行业经营期望落差的交互项系数为0.991，在1%的水平上显著，且在后续的模型6中该结果依然稳健，表明行业经营期望落差在CEO过度自信与企业战略变革之间起到显著的正向调节作用，即随着行业期望落差的增大，CEO过度自信对企业战略变革的正向影响增强，假设2b得到支持。模型5的结果表明，CEO过度自信与环境不确定性的交互项系数为0.007，在1%的水平上显著，并且在后续模型6的检验中也依旧稳健，说明环境不确定性正向调节CEO过度自信与企业战略变革之间的正向关系，即企业外部环境不确定性程度越高，CEO过度自信对企业战略变革的促进作用越强，假设3得到支持。

表3 CEO过度自信与企业战略变革的关系检验

3.内生性检验

（1）固定效应模型

为缓解可能存在的内生性问题，本文采用既考虑个体固定效应又考虑时间固定效应的双向固定效应模型，对模型重新进行回归（数据略去备索），与前述回归一致，未发生明显改变，本文结论仍然稳健。②

（2）PSM处理方法

本文还采用倾向得分匹配法来缓解内生性问题。采用1:1、1:3近邻匹配、半径匹配和核匹配法构建相应的配对样本，匹配效果良好。PSM的检验结果显示（数据略去备索），所有匹配结果ATT均在1%水平上显著为正，本文结论依然稳健。此外，基于匹配后的样本重新进行回归分析（有放回1：3近邻匹配），PSM后的回归结果与前文结论保持一致（数据略去备索）。

4.稳健性检验

本文还进行了其他五项稳健性检验，得到的结果与预期一致（数据略去备索）：（1）排除CEO变更的影响。考虑到CEO变更对于战略变革的影响，[37]本文使用剔除CEO发生变更的样本进行检验，实证结果不变。（2）替换被解释变量。借鉴韵江等的研究，[43]增加广告强度和研发强度两个战略维度，将战略变革由常用的四维度拓展到六维度，实证结果不变。（3）替换解释变量。本文还使用CEO相对薪酬来衡量CEO过度自信，[44]主要结果仍与预期一致。（4）替换调节变量。本文将销售净利率ROS作为业绩反馈的参考点，重新对经营期望差距（历史和行业）进行测量；同时，借鉴现有研究的做法，[45]选取式（4）的回归系数的标准差来测度环境不确定性，得到的结果依旧稳健。（5）更改样本期间。鉴于样本时间范围的选择可能产生偏差，本文采取了不同的年份样本组合及删除首尾年份的观测值，改变研究的时间窗口进行敏感性测试，结果研究结论在不同时间窗口具有稳健性。

四、作用机制及进一步研究

1.作用机制：创造效应

通过以上研究可知，CEO过度自信会促进企业战略变革。那么CEO过度自信通过何种传导路径来影响战略变革？为此将探究二者之间的影响路径。

沿袭资源基础观的逻辑，Adner等、Helfat等认为管理者认知会影响战略变革，管理者认知通过感知和捕获新机会并塑造组织内的创造性与创新，改变企业的基础资源和常规能力配置。[15,16]Zahra等和Teece指出，管理者的创造性角色表现在开拓新市场和重新配置组织资源与路径。[19,20]杨林等认为，企业家会通过关注并利用知识创造过程（Knowledge Creation Process），将认知转化为战略变革活动。[46]Amabile和Woodman等强调，组织创造力是由组织创新动机、支持创造的管理行为以及投入到创造中的资源所决定。[17,18]根据创业导向的文献，创业导向是关注新想法、新机会和新技术的管理过程，是决定和引导企业资源利用过程的一种动态能力。创业导向来自高层管理者的信念、认知和心智模式，倡导企业从事实验性及创造性活动，并通过整合组织资源促进创造性成果的实现。结合上述研究和理论基础，本文认为倘若在战略变革的过程中，CEO过度自信能够提升企业创业导向，则体现了过度自信的“创造效应”。

根据高阶理论的观点，高管个人的认知特征会影响其视野和格局，以及其对现实世界的理解和诠释，并通过行为倾向和过程等途径影响企业战略活动。一方面，CEO过度自信能够提升企业创业导向。已有研究认为，CEO过度自信支持和引领企业向新技术的方向发展，增加企业研发投入与产出；[27]同时，过度自信CEO倾向于探索环境而非模仿同伴，具备更高的创新意愿；[8]并对不确定性抱有更为乐观的态度，使企业具备更强的风险承担性；为了彰显自己的眼光和能力，关注于超前行动、发现新的市场机遇，提升企业创业导向。[29]另一方面，创业导向会促进企业战略变革行为的发生。创业导向有助于企业积极扫描与监控外部环境变化，并进行前瞻性的变革来调整资源配置，打破现有的惯例，实现战略调整。综上，过度自信CEO具有较强的创新关注、风险偏好和应对挑战的积极性，有利于增强创业导向，而较高的创业导向驱使企业整合或重新配置企业的资源与能力，进而促进战略变革的实现。因此，创业导向可能是过度自信CEO影响企业战略变革的传导路径，CEO过度自信通过提升创业导向促进企业的战略变革，呈现出“创造效应”，变量关系如图2所示。

图2 CE〇过度自信与战略变革：创造效应

为检验上述影响机制，本文借鉴杨林的方法，[47]用年度研发开支占销售收入比例和年度投资活动现金流量净额占销售收入比例来度量企业的创业导向（Eo）。具体计算公式为：其中，xi,t为研发支出占销售收入比例，yi,t为投资活动现金流量净额占销售收入比例。Eo数值越大，表明创业导向强度越大。依据Baron等的中介效应检验法，[48]依次报告相应的回归结果。表4报告了CEO过度自信（Oc）对创业导向（Eo）的影响及创业导向中介效应的检验结果。模型1的结果显示，CEO过度自信对战略变革的回归系数为0.034，在1%水平上显著，表明CEO过度自信会促进企业战略变革；模型2的结果显示，CEO过度自信对创业导向的回归系数为0.065，且在1%的水平上显著，表明CEO过度自信能提高企业的创业导向强度；模型4的结果表明，在加入创业导向变量之后，创业导向的回归系数为正，且在1%的水平上显著，而CEO过度自信的回归系数降低为0.026、显著性减弱，说明CEO过度自信通过创业导向影响了企业战略变革，即创业导向在CEO过度自信与战略变革中发挥了部分中介效应，且该中介效应占总效应比例为25.426%。

表4 创业导向的中介效应

2.综合考察韧性效应与创造效应：被调节的中介作用模型

由上述分析可知，CEO过度自信能够影响战略变革，分别存在着韧性效应和创造效应的影响机制。考虑到战略变革是一个复杂的系统过程，可能存在两种效应的综合影响。因此，基于本文的研究问题和理论框架，采用被调节的中介模型继续考察组织不利情境（经营期望落差和环境不确定性）对CEO过度自信和创业导向的影响，以及中介效应的调节作用。

（1）经营期望落差对中介效应的调节作用。

不断加剧的经营期望落差使企业陷入生存威胁，对管理者的认知和行为产生刺激与限制。当经营期望落差较大时，绩效压力和外在质疑增强，驱使企业实施探索行为，[33]对过度自信CEO的冒险和创新倡议具有高度敏感性，加强了CEO过度自信对创业导向的影响。相反，当经营期望落差较小时，企业运行状态相对良好，问题搜寻范围缩小，考虑熟悉的、风险程度较低的机会与行动，限制了过度自信CEO对创业导向的影响。由此，经营期望落差越大，CEO过度自信对创业导向的正向影响就越强。依据前述分析，CEO过度自信将会提升创业导向，从而有利于企业的战略变革。本文进一步设想，经营期望落差会增强创业导向在CEO过度自信与战略变革之间的中介作用。

（2）环境不确定性对中介效应的调节作用。

不断变化的外部环境使企业很难预测未来，管理者的有限理性会更加影响其关注焦点与行为倾向。环境不确定性越高，组织可用的信息和资源越少，CEO过度自信对企业行为和结果的影响增强，且原有的经营战略需要转向，[36]过度自信CEO对创新性及风险的偏好，会在创造性活动或新的市场机会中表现出更高的热情和投入。[29]相反，在不确定性较低的环境中，企业可控性较强，能够有效地处理信息和利用既定的战略模式解决问题，尽管过度自信CEO倾向于创新和风险项目，但管理要素的稳定性对创业导向的影响受到抑制。由此，环境不确定性越高，CEO过度自信对创业导向的正向影响就越强。依据前述分析进一步设想，环境不确定性会增强创业导向在CEO过度自信与战略变革之间的中介作用。

表5模型1-3报告了经营期望落差、环境不确定性对CEO过度自信与创业导向调节作用的检验结果。模型1和模型2的结果显示，CEO过度自信与历史期望落差和行业期望落差的交互项系数分别为-0.062和-0.520，仅Oc×|I2(Pt-1-IEt-1)|的回归系数在1%水平上显著，说明行业期望落差会削弱过度自信对创业导向的正向影响，CEO过度自信与行业期望落差在创业导向方面存在替代关系。模型3的结果显示，CEO过度自信与环境不确定性的交互项系数为0.022，在1%的水平上显著，说明在不确定性较高的环境中，CEO过度自信对创业导向的影响更强。综合来看，相比企业经营期望落差的内部困境，环境不确定性对企业造成的关注新技术和新机会的压力更大，过度自信在应对高不确定性和高复杂性的外部环境中表现得更好。

表5 有调节的中介效应回归结果

在被调节的中介效应检验中，遵循Preacher等提出的Bootstrap检验法，[49]采用SPSS的PROCESS插件计算出不同调节变量水平下的中介效应。检验结果显示（数据略去备索），在不同程度的历史期望落差和行业经营期望落差下，CEO过度自信通过创业导向影响战略变革的中介效应都显著，各自95%置信区间分别为[0.003，0.017]、[0.003，0.018]和 [0.003，0.019]、[0.001，0.013]，均不含0；并且各自的组间差异95%置信区间为[-0.007，0.004]和[-0.012，0.001]，均包含0，组间差异均不显著。同样，在不同程度的环境不确定性下，创业导向的中介效应都显著，各自95%置信区间分别为[0.001，0.010]和[0.003，0.028]，均不含0；而且两组间差异的95%置信区间为[-0.002，0.024]，包含0，不显著。因此，经营期望落差和环境不确定性对创业导向中介效应的调节作用不显著。其原因在于，虽然创业导向是管理者认知和组织情境共同作用的结果，但对于不利情境下变革的促进更多是依靠管理者的信念和心智模式。

3.经济后果的检验：基于CEO过度自信的战略变革与企业成长性

前文基于战略变革的视角检验出CEO过度自信能够有效促进企业的战略变革。在战略变革的文献中，学者们强调战略变革能够优化资源配置方式，提升企业对不确定性环境的适应性，创造或维持竞争优势，促进企业快速成长。那么，CEO过度自信对战略变革促进作用能否在产出端（企业成长）得到回报呢？根据高阶理论的观点，过度自信作为典型的认知特征，可能会对企业成长性产生重要影响。首先，过度自信导致了CEO具有较高的风险偏好，使企业拥有较高的风险承担水平，抓住更多创新成长机会。[30]其次，过度自信CEO拥有较高的自我评价，会设置更高的目标吸引外界的关注，为了尽可能实现目标会更加努力工作，减少偷懒和在职消费，克服企业成长过程中的困难。最后，在信息不对称的商业环境中，CEO表达出的过度自信向外界传递了承诺，能增强供应商、客户等利益相关者对企业的信心和信任，[21]有利于获得更多信息和资源，促进企业的成长。基于以上论述，本文以企业成长性（Growth）这一经济后果作为检验对象，采用企业主营业务收入增长率来衡量，考察CEO过度自信在促进战略变革后能否为企业带来积极影响，以进一步揭示过度自信的阳光面。

依据Baron等的中介效应检验法，[48]表6报告了相应的回归结果。模型1的结果显示，CEO过度自信对企业成长性的回归系数为0.209，在1%水平上显著，表明CEO过度自信会促进企业成长性；模型2的结果显示，战略变革（Sc）对企业成长性的回归系数为0.332，且在1%的水平上显著，表明战略变革能提高企业的成长性；模型3的结果表明，在加入战略变革变量（Sc）之后，战略变革对企业成长性的回归系数仍在1%的水平上显著，而CEO过度自信的回归系数降低为0.196，显著性减弱，说明CEO过度自信通过战略变革影响了企业成长性，即战略变革在CEO过度自信与企业成长性中发挥了部分中介效应，且该中介效应占总效应的比例为6.028%。

表6 CEO过度自信、战略变革与企业成长性

4 时间因素的引入：CEO过度自信与战略变革的动态关系

由于战略变革是一个复杂的演化过程，并非一朝一夕可以启动，而且变革效果也不可能立即体现，可能存在一定的时滞性。Romanelli等通过纵向研究发现，大部分企业完成重大变革一般需要两年。[50]因此，为了更加细致地理解CEO过度自信促进战略变革的发生时点与作用持续性，参考Richard等的研究，[51]本文进一步改变战略变革的度量时点，将度量战略变革的时点重新设定为未来t+1期到t+5期（因变量对应的研究期间为2008-2019年），并采用固定效应控制不随时间变化的个体异质性进行估计，进一步考察CEO过度自信对战略变革的影响速度和时滞特征。

检验结果显示（数据略去备索），在t+1期和t+2期，CEO过度自信的回归系数分别为0.016和0.007，均在10%水平上显著，与前面的结论保持一致；而在t+3期和t+4期，CEO过度自信的回归系数不再显著，说明CEO过度自信对战略变革的影响效果持续期超过两年，符合前述的逻辑预期。③值得注意的是，在t+5期，CEO过度自信的系数为负且显著，表明随着时间的推移以及战略变革行动的成功实施，企业的后续绩效得以提高，生存威胁和经营压力得以缓解，过度自信CEO开始倾向于维持现有战略，进一步验证了“韧性效应”的存在。总的来看，以上结果呈现了CEO过度自信影响战略变革的“动态”证据，有助于深化我们对时间在战略变革中作用的认识与理解。

五、研究结论与讨论

基于高阶梯队理论和资源基础观，本文探究了CEO过度自信对战略变革的影响效应和作用机制。研究结果表明，CEO过度自信与战略变革正相关，即过度自信的CEO会促进战略变革。其次，在较高的经营期望落差和环境不确定性下，CEO过度自信对战略变革的影响更加显著，说明当组织面临经营困境和环境压力时，CEO过度自信能够通过战略资源的调整积极应对挑战性的情境，表现出“韧性效应”。进一步研究发现，创业导向在CEO过度自信与企业战略变革之间起到部分中介作用。过度自信通过影响CEO对创新、风险承担和超前行动的偏好，在组织内引起更强烈的创业导向，从而促进战略变革的实现，表现出“创造效应”。同时，CEO过度自信对创业导向的提升作用在高环境不确定性、低行业期望落差的情境下更为显著。研究还发现，CEO过度自信通过战略变革进而对企业成长性的实现起到显著作用。此外，CEO过度自信对战略变革的提升具有一定的滞后性和连续性，主要集中在变革实施后的两年，但随着时间的延续和绩效的改善，这种影响将逐渐减弱。

本研究结论为企业管理实践提供了现实启示：第一，面对当前充斥着不确定和危机的外部环境，组织要改变对CEO过度自信的刻板认知，正视过度自信在抵御风险、应对逆境与获取成长方面的积极作用，根据自己发展阶段、业绩状况和战略需要合理甄选或更换过度自信的管理者，并制定相应的约束和激励制度。第二，企业要塑造和提升组织韧性，以积极应对危机情境和消极事件，并通过调整或重新配置组织资源，实现转危为安甚至转危为机。管理者应该正确认识和把握环境的变化，适时调整战略方向，增强对环境的动态适应，进而维持其持续的竞争优势。第三，支持和引领创造性活动，关注新技术和新的市场机会，通过提升企业创业导向来改变其战略方向，增强组织活力和变革动力。第四，强化变革的勇气和投入力度，依据环境的变化和自身发展的需要，注重组织资源与战略路径的重新配置和调整，保持企业成长性。

注释

① 2007-2014年为自变量对应的研究期间，考虑到战略变革的时滞性及CEO过度自信影响的动态性（详见后文进一步分析），因变量还需做滞后t+1期到t+5期处理，故因变量的研究期间涉及2007-2019年。

② 为进一步缓解回归中可能存在的内生性问题，本文还借鉴王铁男等的研究，[24]采用滞后一年的Sc作为因变量进行重新估计以控制反向因果的影响。估计结果基本一致，反向因果没有对研究结论产生显著偏差。（数据略去备索）

③ 本文还使用了战略变革的六维度测量指标，回归结果显示，CEO过度自信对t+3期的战略变革依然具有显著的促进作用（Oc的回归系数为0.013，且在10%的水平上显著），其余结果与前述保持一致，限于篇幅，不再列示。