戰略決策質量的影響因素
Eisenhardt(1989)認為，研究戰略決策製定過程中如何提高戰略決策質量的同時，也應該關注團隊成員在戰略決策製定過程中所投入的情感性反應，因為團隊成員對決策過程的反應對所能達到的合作水平具有很大影響。
1. 決策承諾
一個組織是由它的管理者所作的一係列的戰略決策，以及他們如何製定這些決策所組成的(Eisenhardt， 1989)。由於管理者在製定決策過程中麵臨解決問題的複雜性和不確定性，可能會遠遠超過他們個人的能力，所以管理者往往需要以團隊的形式來製定決策(Hambrick & Mason， 1984)。一個團隊的決策製定效率，在一定程度上取決於團隊成員之間在信息提供以及對不同觀點討論的合作上。
戰略決策製定的標準理性模型認為，製定高質量的決策是提高公司業績的重要途徑。一個高質量決策的最終價值在很大程度上取決於管理者在決策實施過程中，是否具有互相協作的意願(Hitt & Tyler， 1991)。但是現存的相關證據顯示，為了達到高質量的決策而設計的決策過程，有可能反過來會被管理者對這個過程的情感反應所影響。對那些決策團隊成員而言，在他們已經將自己對決策製定的觀點充分公開的決策團隊中，這種決策過程對團隊成員情感反應的影響很有可能會導致成員對決策不承擔義務或者隻是勉強地在未來的工作中保持一種合作的態度。有效的決策過程的一個更完整的設計，應該不僅考慮到決策的質量，還應該考慮到這種決策過程對決策團隊成員的情感反應的影響，比如說，對決策的承諾、對團隊的共同願景及對團隊領導的信任。
管理者對戰略決策的承諾水平對組織很重要，因為決策製定團隊中的成員有可能會延遲或者破壞最初決策的執行，在高度競爭和不斷變化的環境中，即使隻是輕微的延遲也可能是很危險的(Eisenhardt， 1989)。決策承諾，是決策團隊中的成員接受已製定的戰略決策以及打算在執行決策的過程中互相合作的程度。個體對戰略決策的承諾保證了合作所需要的共同的、協調的選擇，然而承諾的缺乏會給團隊領導者可以考慮的選擇範圍帶來很大的約束。團隊成員對一項決策的讚同以及合作的程度可以極大地影響領導者執行這項決策的能力(Hitt & Tyler， 1991)。最後，由於戰略決策往往是互相交織在一起的，所以一項決策的承諾的缺乏所產生的後果，可能遠遠不止影響到這項決策的成功與否。
團隊成員對戰略決策作出承諾的程度是戰略決策成功實施的一個決定因素。提升公平感的程序可能會增強團隊成員對決策的承諾。當團隊領導者承認團隊成員的投入時，他們會更傾向於對已做的決策作出承諾。Guth & McMillan(1986)的研究推測，中層管理者的承諾是與他們的晉升可能以及給予他們職位的正式關注程度相關的。當團隊成員已經表達了自己的觀點之後，他們可能會樂意接受公司所製定的決策，但是如果察覺到決策者根本沒有聽他們的，那麼他們會對這個過程感到失望。因此，對團隊成員投入的關注會導致團隊成員對戰略決策的更強的承諾。
過程公平會影響成員對決策的反應，特別是決策的承諾。因為至少從長遠來看，它幫助成員保護了他們自身的利益。當成員對決策有直接控製的時候，成員或許也能在一項特定的決策中保護他們自身的利益。如果決策體現了成員的想法和偏好，那麼他們對決策的承諾水平將更高。然而，當成員看到他們對決策幾乎沒有什麼影響的時候，達到決策的過程對成員的決策承諾的影響就會更大。因此，當成員對最終的決策幾乎沒有影響的時候，對成員投入的關注就變得尤其重要。
2. 共同願景
團隊成員互相之間的關係對戰略決策的實施，以及團隊機能的持續發揮是很重要的。團隊具有共同願景的時候，團隊成員可能會在工作中更加緊密地合作，並且會更加堅持不懈地保證團隊的目標被實現(Deutsch， 1949; Janis， 1982)。相反，成員之間關係的不和睦會限製對決策的一致意見以及接受程度。公平的過程對團隊成員具有象征意義：成員對決策具有投入，意味著他們在團隊中是被重視的、被尊重的成員(Lind & Tyler， 1988)。過程公平感與團隊衝突負相關。因為投入具有這種意義，所以決策製定者一定要關注它。也就是說，當團隊成員的投入被認真對待了，他們會覺得自己在組織中的地位被肯定了。
團隊成員相互之間的共同願景對一個團隊的長期合作以及它最終的成果也有很大的影響。共同願景帶來了團隊成員相互之間的依附感。依附感是指，成員個體認為他們是組織的一部分，以及成員個體期望與別的成員共同合作的程度。來自別的團隊成員的孤立可能會阻礙成員在未來決策中分享信息的意願(Eisenhardt， 1989)，從而破壞了團隊成員之間的合作和協調。依附感的缺乏將會加劇團隊成員以犧牲更優的團隊決策為代價，而追求個人利益的傾向(Guth & McMillan， 1986)。更進一步，戰略決策環境存在很大的不確定性，並不是所有的突發事件都能被提前預測，因此成員忍受觀念上的差別的意願和靈活性對團隊程序的成功很重要。相較於對團隊沒有依附感或者不喜歡與別人進行合作的成員，對團隊具有依附感的成員可能會更傾向於為了快速製定決策而進行合作。
3. 信任
戰略決策不可能總是在一致認同的基礎上被製定，同樣一個團隊領導者的決策也不可能同時討好所有的團隊成員。因此，團隊領導者需要得到團隊成員的信任，從而可以在決策製定以及實施的過程中保持方向。一些研究證明，過程公平感與對團隊領導者或決策製定者的信任感之間是正相關的(Folger & Konovsky， 1988)。團隊成員的信任感加強了團隊成員對自己被作為團隊中正式的、被尊重的成員對待的認知，這會加強他們對決策的投入和承諾。
部分研究顯示，在戰略決策製定的過程中領導能力是尤其重要的，同時，戰略決策團隊的領導者必須獲得團隊成員的信任，信任是一個穩定的合作係統存在的先決條件。根據Ring & van de Ven (1992)的觀點，信任用來描繪團隊成員相信領導者善意的程度，特別的，信任指團隊成員相信他們的領導者在考慮他們的職位時是真誠的以及沒有偏見的程度(Folger & Konovsky， 1988)。時間和環境的約束往往要求領導者製定一些並不是團隊成員一致同意的決策(Eisenhardt， 1989； Woolridge & Floyd， 1990)，由於真實觀點的差別以及自身利益的差別同時存在，所以有時候一個領導者必須插手並且進行選擇，因為在短時間內是很難達成一致的。由於觀點和利益的差異，戰略決策不可能受到所有相關者的歡迎。如果一個團隊領導者沒有獲得團隊成員的必要信任，那麼將會導致成員對決策的不合作、
對信息的隱瞞
以及對未來決策過程的破壞。因此，對團隊領導者而言，他們的挑戰就是引導一個可以加強成員信任的決策。
第八篇董事會職能與戰略決策質量
第八篇董事會職能與戰略決策質量
君子喻於義，小人喻於利。
——[春秋]孔丘
董事會職能對戰略決策的影響
本篇主要工作是完成理論模型的構建，並論述戰略決策與公司治理各要素之間可能的相關關係。先總結並回顧本書研究的各變量的理論關係及已有的實證研究結果，然後提出本書的董事會機製模型和社會資本機製模型，並在關係契約理論的基礎上構建協同機製模型。
當前公司治理的研究主要集中在以董事會為核心的內部治理機製的設計和運行上。強調董事會在企業運作和決策過程中的作用是以不完全契約理論為基礎的。在契約不完全的情況下，如何約束和激勵作為主要決策者的高層管理者的行為成為內部治理機製研究的焦點。雖然內部治理機製除董事會以外還有監事會和股東大會等機製，但對企業戰略決策和管理者決策行為發揮作用的主要是董事會，所以本書研究內部治理機製時，隻要構建董事會機製模型，分析董事會職能對企業戰略決策的作用機理。
1. 董事會職能與戰略決策質量
由股東選出、代表股東利益的董事會擁有廣泛的權力，包括指導企業行為，獎懲高層管理者及保護股東利益。董事會的職能主要體現為對高層管理者的監督和控製，同時也包含在決策製定過程中董事會可以向管理者提出建議或協商的職能。
代理理論認為，股東和管理者之間的目標分歧使得管理者可能製定有損股東價值的決策，這些決策將最終影響公司的資源配置、現金流分布和公司的價值。在股權分散的大公司中，管理者和股東在風險承擔上存在不一致性，管理者可能比所有者承擔更多的風險，因為此時的所有者可以通過分散化投資降低自己的風險，而管理者的人力資本都專用性地投資在一個公司，轉移成本很高(Fama & Jensen， 1983a)。如果沒有一個積極有效的監督係統，管理者很容易將公司的資源配置在低風險、低收益的項目上以減少自己的風險。高水平的控製職能是由董事會來實施的，董事會往往是公司的決策控製核心，盡管董事會的監督功能有限，但是董事會的監督通常可以提高公司戰略決策質量(Fama & Jensen， 1983b)。
公司的戰略決策過程決定了公司未來資源的配置，它是一個複雜動態的過程，對管理者而言是一個非常大的挑戰。正是由於戰略決策製定任務的重要性和多麵性，戰略管理理論已經發現對信息和數據的處理能力在戰略製定的過程中是非常重要的。董事會的建議在一定程度上提高了公司在戰略決策製定過程中的信息處理能力，所以也會提高公司的戰略決策質量(Mintzberg， 1976)。董事會對中層經理的建議可以減少董事和高層經理之間的信息不對稱，同時可以減輕高層管理者和中層經理之間的認知衝突(Dooley & Fryxell， 1999)。另外，外部董事通過公開的討論、質詢和辯論，能促進擁有多元信息的董事會在戰略決策製定過程中的參與度。Westphal(1999)等也發現戰略規劃中的衝突通過討論和質詢等過程，可以產生明顯高質量的決策。Pearce & Zahra(1991)的研究表明，在公司戰略決策製定過程中，董事會的積極參與和公司的良好財務業績的表現是密切相關的。
2. 董事會職能與決策承諾
在不同類型的企業中，高層管理者對公司戰略選擇的承諾特點是不同的。在股東自己管理的企業中，高層管理者和股東之間的利益聯盟取決於管理者的持股比例(Fama & Jensen， 1983b)。Forbes & Milliken(1999)甚至認為在該類企業中，董事會基本上沒有監督功能，因為在該類公司中，管理者和股東的目標是完全一致的。這就意味著在該類公司中，管理者的決策承諾程度是非常高的，而且幾乎和董事會的監督活動無關。另一方麵，如果企業的股東和管理者是完全分開的，那麼董事會的監督職能將發揮得更完善。因為管理者的報酬一般是和公司的業績表現聯係在一起的，所以董事會的監督應該推動管理者對戰略決策實施的承諾。同時，董事會可以在每一年的年報中公布公司的新的戰略選擇，這將使得公司的股東和外部公眾對未來的業績產生一定的期望。董事會關於戰略選擇的直接承諾和社會公眾的期望將對管理者對戰略決策的實施產生額外的激勵(Zajac & Westphal， 1994)。
董事會的建議職能可以改善決定質量，董事會實施建議的程序本身也可以增加高層管理者對決策實施的承諾。董事會在戰略製定上給高層管理者的建議增加了中層管理者在戰略實施中的參與，也可以增加他們對不同戰略選擇和他們對公司競爭地位的貢獻的評價，中層經理在戰略決策製定過程中的介入也可以提高他們對最終的戰略選擇的接受程度，有利於戰略的實施(Priem， 1995b； Wooldridge & Floyd， 1990)。關於承諾的研究已經說明，當有較多的戰略選擇時，從心理學的角度被看成是賭博式的策略被選擇的可能性很小，也就是說，公司的中層經理會選擇他們願意做出承諾的項目來支持(Eisenhardt， 1989b； Staw， 1981)。
3. 決策承諾與戰略決策質量
承諾在心理學中是“一種個人對與其有聯係的組織的態度或定位”，交易理論認為承諾是與某種行為相聯係的一種語言形式(Stevens & Beyer， 1978)。休謨強調承諾是“借以束縛自己去實踐任何某種行為”的語言形式，所承諾的行為都是將來時的行為，決策者的“決策承諾”是指決策小組成員接受並同意戰略決策的實施。企業戰略決策的成功與否的最終評判標準應該是企業的生存績效。但是考慮到戰略決策實施效果的長期性，及企業業績影響因素的複雜性，我們認為評價戰略決策成功還可以通過決策的製定質量和決策者對決策執行的努力程度來測量。如果決策製定過程合理，但決策者在執行過程中偷懶或不合作，總的決策結果也會不理想。所以，考慮到決策製定環境的不確定性，所有影響戰略決策質量的因素都應該盡可能考慮，包括決策信息的獲取，決策者的個人特征及偏好，決策的被接受程度，等等。
社會資本治理機製對戰略決策的影響
較早的文獻研究表明，社會資本因素在交易關係中通常發揮自我約束機製的作用，社會資本的一些方麵，比如信賴、組織的名譽和分享組織願景等，都可以發揮治理機製的作用。
社會資本的結構維度主要包含社會交往。社會交往主要指企業股東之間的個人關係和社會關係。社會資本的關係維度主要是指企業股東和管理者之間的信任問題。近期的研究表明，信任實際上也是存在多維度的，比如信任可以被分為認知的、情感的和行為的三維結構(Cummings & Bromiley， 1996)。
社會資本的認識維度主要是指企業管理者和股東之間的願景分享的問題。一個共同願景是否嵌入企業目標當中，關係到企業的發展。共同願景可以包含多個方麵，如公司未來的發展方向，公司預期的增長率和財務業績表現，等等。總之，一個共同願景就是公司股東對公司未來發展進行的綜合描述，明確的願景可以幫助股東理解公司的發展目標，並指導股東在公司運作中發揮適當的作用。
1. 共同願景對戰略決策的影響
在一個複雜且業績不理想的企業中，共同願景的存在對企業的決策製定有積極的影響，因為共享的願景可以促進股東之間的信息共享，並且有助於在戰略決策過程中所需要的高質量和專業化信息的產生。戰略決策的過程非常複雜，通常需要處理大量的信息和數據。如果所有的分析在一個願景的指導下，決策者的機會主義傾向可以得到控製，企業內部可以提高對信息的共享。在戰略決策中通過信息共享豐富決策需要的信息，進而提高戰略決策質量。另外，企業成員之間的願景共享和信息共享有助於成員之間任務的分配和專業化人力資本的投資，這同樣可以促進股東在決策過程中信息交換的質量(Ring & van de Ven， 1994)。專業化程度越高，企業監督和學習的能力越強，就越能促進企業戰略決策的質量，共享願景為企業提供了一個信息處理和解決相關問題的框架和規範，對企業願景和戰略決策質量的關係研究，早期文獻的研究結果呈現正相關關係。
社會資本機製模型關注的是股東和管理者對企業戰略決定質量的影響，所以股東和管理者對企業戰略決策的認識和看法對戰略決策質量非常重要，因為股東和管理者的共同願景影響他們對決策的承諾，進而影響決策的質量。
在戰略製定過程中，由於決策小組成員信息的不對稱和目標的不一致，獲得對決策的一致承諾是非常困難的。共同願景與組織成員的合作密切相關，因為成功的戰略實施需要決策製定小組成員之間的密切合作，而合作水平又受到小組成員對戰略決策實施預期結果的承諾。決策承諾意味著決策小組成員對決策的認可，並在決策執行中與其他小組成員合作並成功實施戰略(Dooley & Fryxell， 1999)。
共同願景可以增強一個組織的凝聚力，組織成員在共同願景的引導下能夠加強將個人目標與組織目標相協調的能力和意願。根據Leana & Van Buren(1999)的觀點，共同願景可能促使組織成員成為一個理性的、好的代理人，他將對為實現組織目標的行為作出承諾，而不僅僅考慮他個人的目標。Korsgaard (1995)指出，決策過程中的討論和協商可以增加管理者對決策過程的公平感，從而可以提高管理者對已經選擇的戰略的承諾程度。
共同願景可以促進公司股東的個人目標和公司整體目標的協調，對戰略決策的認同可以促進股東對實現企業目標的承諾，共同願景同樣可以促進股東之間的合作行為(Ring & van de Ven， 1994)。基於此，我們認為共同願景的建立有利於企業戰略決策質量的提升。
2. 信任對戰略決策的影響
目前的研究結論已經證實信任對決策有積極的作用。如果相互間的信任能夠被建立而且維護，那麼決策小組成員之間可以進行有效的合作，對獲得高質量的決策非常有意義。高度信任也可能促進決策小組成員之間的認知衝突，減少情感上的衝突，進而改善企業戰略決策的質量。Leifer & Mills(1996)認為，高質量的決策需要大量的信息，信息的質量和數量需求和問題的複雜性相關，如果一個戰略決策非常複雜，那麼就需要大量的信息。從信息獲取和傳遞的角度看，
信任程度
和管理者解決問題的效率是密切相關的。Zaheer(1998)提出，高度信任能增加決策小組成員的合作，使得決策小組成員對交換信息充滿信心，為整個決策帶來豐富、及時和正確的信息。
低水平的信任會減少決策製定過程中的信息分享，因為信任的缺乏將導致
決策小組內部出現政治團體，從而阻礙信息的流通(Dooley & Fryxell， 1999)。
低水平的信任下，
連貫的決策團體可能為了決策的延續性而尋求團隊成員的支持，減少了他們尋求新的解決方法的努力，這將降低戰略決策的質量。
信任往往發生在長期交易關係當中，信任與合作是密切相關的，許多研究都認為彼此之間的信任可以促進個體或群體間的合作。Dooley & Fryxell(1999)認為，高質量的決策是在決策小組成員認知衝突中產生的，認知衝突需要決策者的大量多元化的信息，在信任缺乏而阻礙信息溝通的情況下，決策承諾是難以獲得的。但是，高度的信任可以在小組成員之間建立誠實、公開的討論環境，這將有助於決策小組成員更多討論與決策製定有關的問題，減少彼此之間的爭辯，因為信任可以促進對決策有益的認知衝突，減少對決策有害的情感衝突。
Amason (1996)在一項經驗研究中也發現，信任和認知衝突是正相關關係，和情感衝突是負相關關係。所以，信任應該通過促進認知衝突，減少情感衝突而影響決策承諾。在上述研究的基礎上，我們認為成員間的信任水平有利於決策者決策承諾水平的提升。
3. 聲譽對戰略決策的影響
公司治理的目的就是決定和控製一個組織的戰略方向和業績表現的各利益相關者之間的關係。“董事會對管理者的激勵和懲罰機製主要是將管理者的報酬和企業的業績聯係在一起，但美國大公司的醜聞、許多公司的業績低迷和高層管理者的高報酬之間的強烈對比，引起了人們對高層管理者激勵機製的思考”。
Kreps等人在有關序貫均衡(sequential equilibrium)的著作中將經濟主體的聲譽描述為一種“認知”(perception)，即在信息不對稱條件下，一方參與人對於另一方參與人是某種類型(偏好或者可行性行為)的概率的一種認知，且這種認知不斷地被更新，以包含兩者間的重複博弈所傳遞的信息。
經濟學從理性人的角度出發，研究了聲譽的價值，認為經營者追求良好的聲譽是為了獲取長期利益的最大化，是長期動態重複博弈的結果。因為市場信息不完全，聲譽的形成需要一個長期過程，聲譽以信任為前提，而信任需要通過多次的交往才能發生，聲譽也就是由在這種長期交往過程中表現出的彼此誠信所決定的。沒有長期化行為，也就沒有經營者的職業聲譽(黃群慧、李春琦，2001)。
Mailathand & Samuelson(2001)研究企業聲譽時指出，企業聲譽是顧客對企業是“有能力企業”的事先預期，有能力的企業通過選擇高的努力程度來將自己區別於低能企業。本書認為，這種對企業聲譽的分析邏輯也完全適用於屬於個人聲譽的管理者聲譽。管理者的聲譽是外界(特別是股東)對管理者能力的預期，有能力的管理者通過選擇高水平的努力將自己區別於低能的管理者。
霍姆斯特姆(Holmstrom)考察了經營者對聲譽的關心對其決策行為的影響機製，研究結果表明，聲譽具有一定的激勵作用，為了獲得好的聲譽，經營者會努力工作。法瑪(Fama)
的研究也支持在競爭的經理市場上，經營者必須對自己的行為負完全的責任，即使沒有顯性激勵的合同，經營者也會努力工作，因為這樣做可以改進自己在經理市場上的聲譽。Holmstrom(1982)的代理人市場聲譽機製理論是對Fama(1980)思想的模型化表述，用以說明市場上的聲譽可以作為顯性激勵契約的替代物。代理人現期的努力通過對產出的影響改進了市場對代理人管理能力的判斷，因此越是年輕的經理，工作可能越賣力，而越是接近退休年齡，聲譽對努力工作的激勵效應也越弱。
本書中社會資本的三個維度主要包括共同願景、信任和聲譽，並將社會交往對其他相關變量的影響考慮進來，得到如圖8.1的社會資本治理機製對戰略決策影響的綜合模型。
圖8.1社會資本治理機製對戰略決策影響的綜合模型
董事會與社會資本的協同機製
關係契約理論強調契約的社會嵌入性質，認為任何契約都是以社會交往為基礎的。所以，從關係契約的視角研究公司治理對戰略決策的影響必然要關注社會交往對各種治理機製的影響。
1. 社會交往和共同願景
企業的共同願景是指企業成員對企業未來的一種描述，股東主要關注在當前的控製結構下企業的持續發展的問題。這個願景通常包含多方麵的內容，比如企業未來的發展方向、企業財務業績等。按照自利原則，任何企業的股東都希望企業資源能夠被有效地配置(Harvey， 1999b)，為此，企業股東會積極建立股東與管理者之間的良好關係，使其有利於企業長期的價值創造和共同願景。積極的成員關係可以被有效地傳遞並形成企業的基本願景，這種願景將被成功地延續下去。
中國企業內部成員之間關係的最大特點是管理者和股東之間的關係複雜、不明確，這主要是由國有企業的所有者缺位問題導致的。在大多數中國企業中，由於股權集中，作為企業股東的代表，最高管理者的集權現象非常明顯。但是，在股權日益分散的中國企業中，越來越多的管理者和股東可以參與到企業決策中，大量信息的交換有利於企業形成共享的願景。
社會心理學研究表明，人們之間交往的增加將導致他們態度和觀點一致性提高。在不確定和複雜的經濟環境下，通過社會交往形成可以分享的語言和描述是進一步形成統一認知的基礎，而共同認知是形成企業戰略願景的基本條件。企業成員間通過不斷交往和學習可以使企業的願景得到進一步發展。
2. 社會交往和信任
企業成員之間的社會交往會受到企業經營領域的
影響，經營領域越大，成員之間的社會交往越強
，而信任的形成在大規模的企業中是非常重要的。它既是企業成員成功行動的原因，也是一種結果(Leana & Van Buren， 1999)。實際上，企業成員之間信任的形成是和企業過去成功的運作密切相關的，因為通過不斷的社會交往，交往的雙方會在公平原則的條件下不斷了解對方並增加信任。
社會交往使得雙方可以不斷地交換信息，並通過對交換信息的評價來增加與對方的交往經驗，而以前的交往經驗會影響到信任的形成。社會交往同樣可以增加交流的機會以解決分歧，在此過程中同樣可以加強參與主體的認識。企業成員之間需要相互交流以避免衝突的發生，隻有在維護規則並不斷溝通的基礎上才可能有信任產生。所以，社會交往將有利於信任水平的提升。
3. 社會交往與聲譽
聲譽作為一個社會關係網絡中的無形資產，對個人的收益和社會價值有很大影響，聲譽主要是通過個體之間的交流、溝通而傳遞的。所以個體社會交往的程度應該與其聲譽密切相關，但社會交往對聲譽的作用方向是不確定的，因為其取決於個體的曆史聲譽積累及其後來的行為。在本書的理論模型中，也將探討社會交往對聲譽的影響。
4. 社會交往與董事會職能
在公司治理的研究中，Westphal(1999)認為董事會和高層管理者之間的社會交往可以在不損害董事會獨立性的情況下提高董事會的效率。但更多的研究認為，董事會和高層管理者之間的關係更多地被認為是個人層麵和正式的關係，而不是社會嵌入的，兩者關係的低社會性被認為對保持董事會的獨立性是非常重要的。所以本書在分析社會交往和董事會職能之間的關係時推測，社會交往對董事會兩個維度職能的影響存在差異，有利於建議職能的發揮，但不利於其監督職能的發揮。
董事會機製和社會資本機製的關係
Klein & Alchian(1978)提出，契約在資產專用性投資的交易中扮演著重要的角色。契約規定了交易過程中可以接受和實施的行動，同時明確了契約各方的收益和懲罰規則，通過對契約各方行動的限製，減少了各方的尋租能力。通過契約對交易進行治理的機製通常是一種正式的治理機製，這種契約可以被法庭強製執行，簡單交易都可以通過這種方式來治理。但當資產專用性增加帶來更大的交易風險時，就需要更複雜的契約來治理，而契約的內容可能很難被法庭證實並強製執行。
社會資本機製是一個廣泛的概念，考慮交易雙方契約關係都是關係契約的情況下，社會資本機製也就涉及所有和社會關係相關的範疇。社會資本機製主要包括信任機製、關係紐帶產生的環境機製和聲譽機製等方麵的內容。相對於董事會機製而言，社會資本機製是非常寬泛的。
交易成本經濟學認為，交易風險越高，對董事會機製的需求越大。但契約方的機會主義行為很難完全通過典型契約進行控製和監督，所以以信任為基礎的社會資本理論認為在交易風險增加時，對社會資本機製的需求越高。
Thomas & Mellewigt從資產專用性的角度討論的社會資本機製和董事會機製的關係，認為如果將資產劃分為物資資產和知識資產，那麼對不同類型資產交易的治理機製的選擇是不同的，見表8.1。
表8.1董事會機製和社會資本機製的聯係
知識資本專用性
物質資本
專用性
低高
低董事會機製和社會資本機製的需求都很低社會資本機製的需求高
高董事會機製的需求高董事會機製和社會資本機製的需求都很高
當物質資產和知識資產的專用性很低時，董事會機製和社會資本機製的需求都很低；當物質資產的專用性高，而知識資產的專用性低時，對董事會機製的需求更高；當物資資產的專用性低，而知識資產的專用性高時，社會資本機製的需求更高；當物資資產和知識資產的專用性都很高，同時需要董事會機製和社會資本機製。
在考慮企業的管理者和股東之間的交易時，股東的資本投資帶來的是專用性強的物質資本，而管理者投入的是專用性很強的知識資本，所以對股東和管理者之間關係的治理應該同時使用董事會機製和社會資本機製。
圖8.2協同機製對戰略決策質量的作用
這個一般的理論模型是在關係契約的視角下構架的，與前人研究不同的是，本書除了將信任、聲譽和共同願景等社會資本因素對戰略決策的影響作用構建成一個社會資本機製模型以外，關鍵是將以董事會為核心的董事會機製納入社會交往的作用範圍之中。目前的研究認為，董事會的獨立性是保障其行使監督職能的重要條件，過多的社會交往因為破壞董事會的獨立性而影響其職能的發揮，將董事會和管理者之間的關係看成是個人的、正式的關係。但本書在關係契約理論的支持下，認為董事會和管理者之間的關係是社會性的，是以社會交往為基礎的，所以
本書的理論分析框架納入社會交往對董事會機製的影響並構建了一個協同機製
。理論結構模式如圖8.2，但是社會交往對董事會職能的作用是積極的還是消極的，有待本書後續的實證檢驗。
第九篇協同治理機製的實證檢驗
第九篇協同治理機製的實證檢驗
人與人之間最大的信任就是關於進言的信任。
——[英]培根
研究變量的界定
根據董事會功能將董事會分成四種類型：① 底限董事會：僅僅為了滿足法律上的程序要求而存在。② 形式董事會：僅具有象征性或名義上的作用，是比較典型的橡皮圖章機構。③ 監督董事會：檢查計劃、政策、戰略的製訂、執行情況，評價經理人員的業績。④ 決策董事會：參與公司戰略目標、計劃的製訂，並在授權經理人員實施公司戰略的時候按照自身的偏好進行幹預。
根據這樣一個分類，董事會的職能主要體現在兩個方麵：監督和決策。但實際上，從公司發展的角度看，還有一類谘詢董事會。隨著公司規模的擴大和經營複雜程度的提高，CEO需要更多的專業人員幫助，他需要技術專家、財務顧問、法律顧問等。通過招募這些人進入董事會，CEO將得到他們的專業幫助。所以，本書的董事會職能主要是指董事會對決策的監督和建議職能。本書主要借鑒Hitt(1996)，Pearce & Zahra(1991)和Westphal(1999)對董事會職能的研究和測量量表，對董事會的職能——監督和建議兩個方麵，設計了總共11個條目的測量量表，測量條目采用李克特7級量表來衡量。其中，測量“董事會監督”職能的有5個條目，測量“董事會建議”職能的有6個條目。
本書采用Korsgaard(1995)對戰略決策質量的定義，對戰略決策質量的描述是：一個決策對達成組織目標的貢獻。決策者能否積極實施決策又依賴於決策製定者對執行決策的承諾程度高低。戰略決策質量本身可以用決策帶來的直接結果來簡單衡量，但在決策製定和執行的過程中，有多種因素影響決策的結果。本書戰略決策質量的量表主要借鑒Dooley & Fryell對戰略決策質量的討論和Mustakallio對戰略決策質量的測量量表，測量條目采用李克特7級量表來衡量。測量戰略決策質量的量表主要包括環境因素和過程因素這兩方麵，量表包括7個條目，其中反映“環境因素”的有2個條目，反映“過程因素”的有5個條目。
在企業戰略決策製定過程中，決策者的“決策承諾”就是指決策小組成員接受並同意戰略決策的實施(Korsgaard， 1995)，交易理論認為承諾是與某種行為相聯係的一種語言形式(Stevens & Beyer， 1976)。本書采用上述對承諾的定義，借鑒Dooley & Fryell(1999)，Wooldridge & Floyd(1990)對決策承諾的討論和Sapienza & Korsgaard(1996)關於決策承諾的測量量表，本書決策承諾的量表有7個條目，測量條目采用李克特7級量表來衡量。
Tadelis(1998)認為聲譽是長期生存的無形資本，Mailath & Samuelson(1998)認為，聲譽是一種與物質資產和金融資產相類似的資產，聲譽是逐步建立和逐漸消失的，也需要投資和維持。Kreps(1990)研究了“聲譽怎樣才能夠成為一種可交易的資產”。本書借鑒上訴對聲譽的描述構造對聲譽的測量量表，量表共包含6個條目，測量條目采用李克特7級量表來衡量。
Cummings & Bromiley(1996)認為，信任是存在於一個群體中的個人的信仰或普遍的信仰，他們相信其他個人或群體將按如下方式行動：① 盡力完成任何明示或暗示的承諾；② 在承諾之前的任何談判中都是誠實的；③ 即使存在機會，也不會獲取超額收益。本書采用上述對信任的定義及Korsgaard對信任的討論對信任進行測量。
企業實際上也是企業成員之間關係的集合，這些關係包括企業內部成員之間的工作關係和成員之間個人的和社會的關係。成員之間很強的社會關係可能有助於企業困境的解決。如果同一個群體通過不同的多層次的關係聯係在一起，那麼他們之間的關係強度會進一步加強，國有企業中的股東和管理者通常都涉及多層次的關係，所以國有企業實際上是一個複雜的關係網絡，簡單的董事會機製通常表現失靈。Westphal(1999)認為，董事會和高層管理者之間的社會交往可以在不損害董事會獨立性的情況下提高董事會的效率。
數據的收集與處理
根據本書的研究框架和理論分析，以及問卷回收數據的特點，本書主要采用SPSS和LISREL等統計軟件作為數據分析和實證研究的分析工具，文章中對數據進行統計並畫圖的工具主要是Excel。分析方法包括被調查企業的基本資料問題、問卷回收情況分析、問卷的信度和效度分析，每個變量的探測性因子分析和驗證性因子分析及結構方程模型。
本書的調查問卷是以公司治理機製對企業戰略決策的影響關係為研究對象，對企業的規模和所在行業沒有特別的要求。但要求企業必須要有董事會這一機構，並有過戰略決策行為。問卷的主要問題是圍繞企業的股東、董事會和高層管理者展開的，所以要求答題者最好是高層管理者，有機會參與戰略決策的中層管理者也可以。研究樣本的采集是采用直接發放問卷、郵寄問卷和傳真問卷相結合的方式。
我們的研究對象的行業分布涵蓋了製造業、電信\/信息業、房地產\/建築業、能源\/化工業等行業，其中在製造業、房地產\/建築業、能源\/化工業和電信\/信息業的企業所占的比重相對稍高。
問卷的信度和效度是實證分析結果準確性的基本保障，因此在進行結構方程的實證分析之前，先對問卷的信度和效度進行檢驗，保證後續實證結果的真實和可靠。
信度是指測量工具的可靠性或穩定性，反映問卷結果的內部一致性，是反映問卷結構質量的基本指標之一。一個具有良好信度的檢驗，在對不同的調查對象、不同的時間進行調查所得到的分數應該具有一致性。
在用SPSS的量表分析工具進行信度分析時，用Cronbach α係數檢查多因子變量中條目之間的信度。Cronbach α係數值越高，反映問卷的信度越高。一般認為，Cronbach α係數的值在0.6以上可以接受，高於0.7則為高信度(Wortzel， 1965)。
本書對調查問卷信度的分析表明，各變量的總體信度值都比較高。其中對戰略決策質量的Cronbach α為0.844，決策承諾的Cronbach α為0.893，董事會監督的Cronbach α為0.769，董事會協商的Cronbach α為0.861，社會資本機製層麵聲譽的Cronbach α為0.823，共同願景的Cronbach α為0.840，信任的Cronbach α為0.749，社會交往的Cronbach α為0.702。從本書研究的總體信度分析結果來看，各層麵變量的總體信度值都很高。戰略決策質量和決策承諾的Cronbach α值都超過了0.8，董事會職能的總體Cronbach α值在0.75以上，社會資本機製的相關變量的總體Cronbach α值大於0.7。
問卷的效度包含內容效度、結構效度和準則效度三種不同的類型(風笑天，2001)。內容效度又稱邏輯效度，是指測量內容或測量指標與測量目標之間的合適性和邏輯相符性；評價內容效度，關鍵是看問卷收集的信息是否與所測概念的內涵相符，如果兩者的內容相符，則問卷的內容效度較高，否則說明問卷的內容效度較低。結構效度主要是指，測量工具是否反映了所測量的概念及變量的內部結構。
采用的方法是因子分析法。準則效度又稱預測效度，結合某個理論選擇一種指標作為準則，分析問題條目與準則的聯係。
本書的問卷開發的過程是以成熟量表為基礎，在相關理論研究的基礎上修訂而來，問卷在設計過程中經過了兩次的雙盲翻譯和修改過程，基本可以保證調查問卷的內容效度。
研究變量的因子分析
我們把182個樣本企業數據隨機地均分成兩部分。第一半的91個樣本數據用於各概念的探索性因子分析，第二半的91個樣本數據用於各概念的驗證性因子分析，總體182個樣本用於研究假設的驗證。在本研究中，問卷中各概念的測量均為1—7的7點評價刻度，1表示“完全不同意”，7表示“完全同意”。
本書采用SPSS13.0中因子分析法(Factor Analysis)對問卷的信度和效度進行了分析。探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis)主要是對調整之後的測量量表進行因子分析，測量問卷的結構效度。對結構效度采用主成分分析法並經過方差最大旋轉後得到分類因子，將因子負荷值低於0.5的測量條目全部刪去。
董事會的職能包含監督和建議兩個方麵，本書主要借鑒Hitt(1996)，Pearce & Zahra(1991)和Westphal(1999)的測量量表。通過對該量表11個條目的相關係數矩陣的初步分析，各條目的MSA (Measures of Sampling Adequacy，取樣合適性測度)均大於0.65，總體的MSA為0.83，總體的Bartlett球形檢驗χ2值為575.83 (df=55，p<.001)，並且11個條目間均在0.001上顯著相關，因此滿足因子分析的條件。兩因子模型解釋總方差的63.41%。
戰略決策質量
戰略決策質量的量表主要借鑒Dooley & Fryell(1999)的測量量表，決定戰略決策質量的因素主要包括環境因素和過程因素兩方麵。根據對該量表7個條目的相關係數矩陣的初步分析，各條目的MSA(取樣合適性測度)均大於0.70，總體的MSA為0.78，總體的Bartlett球形檢驗χ2值為250.92(df=21，p<.001)，並且7個條目間均在0.001上顯著相關，因此滿足因子分析的條件。兩因子模型解釋總方差的65.80%。
決策承諾
決策承諾的量表主要借鑒Dooley & Fryell(1999)，Wooldridge & Floyd(1990)和Sapienza & Korsgaard(1996)關於決策承諾的測量量表。對該量表7個條目的相關係數矩陣的初步分析，各條目的MSA(取樣合適性測度)均大於0.75，總體的MSA為0.84，總體的Bartlett球形檢驗χ2值為362.86(df=21，p<.001)，並且8個條目間均在0.001上顯著相關，因此滿足因子分析的條件。單因子模型解釋總方差的59.93%。
聲譽
借鑒Mustakallio對聲譽的測量量表，根據對該量表6個條目的相關係數矩陣的初步分析，各條目的MSA(取樣合適性測度)均大於0.80，總體的MSA為0.835，總體的Bartlett球形檢驗χ2值為425.884(df=15，p<.001)，並且6個條目間均在0.001上顯著相關，因此滿足因子分析的條件。單因子模型解釋總方差的57.283%。
本書采用彼得·聖吉對共同願景的定義和討論，本書對共同願景的測量量表包含5個條目。根據對該量表5個條目的相關係數矩陣的初步分析，各條目的MSA(取樣合適性測度)均大於0.79，總體的MSA為0.830，總體的Bartlett球形檢驗χ2值為390.672(df=10，p<.001)，並且7個條目間均在0.001上顯著相關，因此滿足因子分析的條件。兩因子模型解釋總方差的62.781%。
信任
本書對信任的測量量表包含6個條目，測量條目采用李克特7級量表來衡量。本書的量表主要包括的6個條目，分解出兩個因子。其中反映“單向信任關係的”的有4個條目，反映“相互信任關係”的有2個條目。根據對該量表6個條目的相關係數矩陣的初步分析，各條目的MSA(取樣合適性測度)均大於0.600，總體的MSA為0.738，總體的Bartlett球形檢驗χ2值為344.750(df=15，p<.001)，並且7個條目間均在0.001上顯著相關，因此滿足因子分析的條件。兩因子模型解釋總方差的67.211%。
社會交往
本書的社會交往測量量表包含3個條目，測量條目采用李克特7級量表來衡量。根據對該量表3個條目的相關係數矩陣的初步分析，各條目的MSA(取樣合適性測度)均大於0.60，總體的MSA為0.647，總體的Bartlett球形檢驗χ2值為105.787(df=3，p<.001)，並且3個條目間均在0.001上顯著相關，因此滿足因子分析的條件。兩因子模型解釋總方差的63.365%。
在探測性因子分析的基礎上，本書用另外一半數據對各變量進行驗證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis)，目標是對各變量的結構效度和問卷的信度進行檢驗，同時為後麵的結構方程模型檢驗作可行性分析。
在驗證性因子分析中，主要關注以下評價指數。近似誤差指數RMSEA，近似誤差指數越小越好，一般要小於0.1，低於0.05表示非常好的擬合。擬合優度指數GFI，指數值越高，模型擬合越好，一般最好大於0.90。擬合指數CFI和NNFI，一般最好大於0.90。本書按照上述指標對第二份數據的驗證性因子分析進行評價。
數據分析結果顯示，董事會職能的兩個因子結構能較好地擬合樣本數據(χ2=55.71，df=41，GFI=0.90，RMSEA=0.063，CFI=0.95，NNFI=0.93)，“監督”和“建議”這兩個因子的信度(Cronbach α係數)分別為：0.733，0.847。
數據分析結果顯示，戰略決策質量的兩因子結構對數據的擬合程度較好(χ2=14.48，df=11，GFI=0.96，RMSEA=0.059，CFI=0.98，NNFI=0.97)，“環境”和“過程”這兩個因子的信度(Cronbach α係數)分別為：0.718，0.878。
數據分析結果顯示，決策承諾的一個因子結構能較好地擬合程度數據(χ2=19.84，df=11，GFI=0.94，RMSEA=0.084，CFI=0.98，NNFI=0.96)，決策承諾的信度(Cronbach α係數)為0.889。
聲譽的一個因子結構能較好地擬合樣本數據(χ2=3.79，df=3，GFI=0.98，RMSEA=0.054，CFI=0.98，NNFI=0.99)，因子的信度(Cronbach α係數)分別為：0.825。
共同願景的單因子結構能較好地擬合樣本數據(χ2=4.03，df=4，GFI=0.98，RMSEA=0.01，CFI=0.99，NNFI=0.99)，因子的信度(Cronbach α係數)分別為：0.840。
信任的第一個因子結構能較好地擬合樣本數據(χ2=11.66，df=8，GFI=0.96，RMSEA=0.071，CFI=0.98，NNFI=0.95)，單向“信任關係”因子的信度(Cronbach α係數為：0.795)。“互相信任”兩個因子的信度Cronbach α係數隻有0.522。所以，本書將關於信任的量表調整為4個條目，去掉探索性因子析出的本書命名為雙向信任的因子條目。
上述指標值表明，各概念的驗證性因子分析的各項指標均符合最基本的要求(Hair，et al. 1998； Kelloway， 1998)。這說明進行下一步的各概念間的關係分析是可行的，各變量的驗證性因子分析的相關擬合指數見表9.1。
表9.1驗證性因子分析指標彙總表
變量因子χ2dfGFIRMSEACFINNFIα
戰略決
策質量
1
2
14.481
10.960.0590.980.97
0.718
0.878
(續表)
變量因子χ2dfGFIRMSEACFINNFIα
決策承諾
119.841
10.940.0840.980.960.889
董事會
職能
1
255.714
10.900.0630.950.93
0.733
0.847
信任111.6680.960.0710.980.950.795
聲譽13.7930.980.0540.980.990.825
共同願景14.0340.980.010.990.990.840
實證結果和分析
本篇的主要內容是利用結構方程模型對前文提出的理論模型中的各變量進行因果關係分析，並畫出路徑圖。分析步驟主要是先對各相關變量進行區分效度的驗證性檢驗，然後分析相關變量的因果關係。主要分析三個模型，董事會機製模型、社會資本機製模型和協同機製模型，協同機製模型是以董事會機製模型和社會資本機製模型的分析為基礎，不再進行變量的區分效度的驗證性檢驗。
基礎模型
基礎模型是完全不考慮決策承諾的作用，僅考慮董事會職能和戰略決策質量的關係，兩者關係係數是0.53(t=5.63，p<.001)，見圖9.1。
圖9.1董事會職能對戰略決策質量的直接作用模型
在基礎模型中，增加考慮決策承諾對董事會職能和決策質量關係的中介作用。實證結果發現，董事會職能與戰略決策質量的關係係數減小為0.11(t=1.48，p<0.1)，見圖9.2。比較兩模型，董事會職能與戰略決策質量的關係係數減小了0.42，但T值變化了4.15，從原來的顯著，變為了不顯著(t<2)。 因此，決策承諾對董事會職能和戰略決策質量關係的中介作用是非常顯著的，基本可以認為是完全中介作用。
圖9.2董事會機製實證結構模型
社會資本機製模型
本文利用LISREL8.2結構方程的分析軟件對社會資本機製模型進行估計，模型中參數估計采用極大似然估計法進行估計，模型估計的各變量之間的關係係數和t值見圖9.3。
圖9.3社會資本機製的實證模型結果
從結構圖中的係數來看，聲譽、共同願景和信任對決策承諾的正向促進作用非常明顯。聲譽和信任對戰略決策質量的直接關係不顯著或有待討論，而共同願景對戰略決策質量的正向促進作用是顯著的。
協同機製模型
協同模型中參數估計采用了極大似然估計法進行估計，模型估計的各變量之間的關係係數和t值，見圖9.4。
圖9.4協同機製的實證模型結果
從結果方差的擬合優度指標來看，各項指標都符合統計檢驗的要求，說明方程的擬合效果較好。簡約模型是指，在沒有考慮社會交往對董事會承諾的影響的模型。從簡化模型的擬合指標和最後綜合模型的擬合指標的比較可以看出，簡化模型不能通過檢驗假設。因為根據侯傑泰等(2002)所提出的評價方法，當模型自由度增加1個時，如果Δχ2<6.63，應該選擇擬合更好的簡化模型。因此，在Δχ2=60.05時，我們應該拒絕接受簡約模型。
本書提出的關於董事會機製和社會資本機製是補充關係。通過董事會機製模型和協同治理綜合模型中，決策承諾對戰略決策質量的關係係數的數值變化上可以得到證實。在隻考慮董事會監督和建議的公司治理機製中，決策承諾對戰略決策質量的方差的解釋力為0.58，但加入了社會資本機製對決策承諾的影響之後，決策承諾在公司治理機製和社會資本機製的共同作用下，對戰略決策質量的方差的解釋力變為了0.68，解釋效果明顯加強，這一實證結果對完善我國公司的治理機製有很大的啟示作用。
對社會資本機製實證分析中，先分別考慮了共同願景、信任、聲譽對戰略決策質量和決策承諾的作用機製，然後分析了共同願景、信任、聲譽對戰略決策質量和決策承諾關係中的中介作用，分析結果表明共同願景、信任、聲譽對戰略決策質量和決策承諾的正相關關係成立，但決策承諾在信任、共同願景與戰略決策質量的相關關係中起完全中介作用，決策承諾在聲譽和戰略決策質量的關係中起部分中介作用。
基於上述研究，我們證實了董事會和管理者之間的契約是社會嵌入的，不能僅僅從典型契約或新典型契約的角度分析董事會對管理者的約束和製衡，社會資本的相關因素：聲譽、信任和共同願景等都對管理者的決策行為發揮激勵和約束作用。
公司治理機製的研究可以從關係契約的視角進行分解，分為以董事會為核心的董事會機製和以社會資本因素為核心的社會資本機製。在關係契約理論框架下，社會交往因素對董事會機製也發揮積極作用，所以關係契約視角下的協同公司治理機製是建立在社會交往之上的。
董事會作為企業戰略決策的主要製定者或參與者，必須樹立團隊意識。增強董事會成員之間的信任和董事會成員對整個團隊的依附感，提高董事會成員對公司戰略決策的承諾。團隊的基礎是信任，信任來自溝通，董事會成員之間的正式與非正式溝通非常重要。
董事會成員應該向職業化方向發展，通過職業化市場對董事會成員的行為進行約束，通過職業化市場的競爭強化董事會成員的素質與能力。
第十篇公司治理與技術創新
第十篇公司治理與技術創新
創新就是創造性地破壞。
——[奧]熊彼特
董事會特征與技術創新
自熊彼特提出創新理論以來，創新一直被視為是經濟增長和社會進步的重要動力。在傳統創新理論的範式中，學者更多地關注競爭、市場結構、高管團隊特征等因素與創新的關係，但是得出了很多相互矛盾的結論。為了解釋為什麼在同樣或相似外部環境下的企業會顯示出不同的創新活動，學者們不再將公司視為一個在市場上競爭的黑箱，而是從公司治理層麵分析公司的創新行為。與之前將公司內部視為相同整體，忽視公司內部結構的研究不同，公司治理的多個方麵都與技術創新密切相關。但至今沒有一個統一的、被普遍接受的理論框架可以從公司層麵解釋公司治理與技術創新的關係，導致對該領域的文獻仍然分散且內容涉及多個方麵。
董事會是現代公司治理的核心，而公司治理的主要目標是進行科學決策，提高決策質量。技術創新作為重要決策之一，打開董事會決策過程黑箱，探究其對技術創新決策的影響非常必要。考慮到董事之間知識的差異性和互補性，董事會規模和結構特征是最多被提及的兩個影響因素。
董事會規模指董事會成員數量。隨著董事會規模的擴大，董事的多樣性也隨之增加，能夠為技術創新決策提供各種互補性知識的概率也會增加。這就保證有足夠多的觀點進行碰撞，提高決策的準確性，從而提高技術創新效率、降低創新風險，顯著提高技術創新水平。但是，規模擴大所帶來的成本也將超過由其帶來的利益，而這些成本的來源一般為決策的低效率、對風險分擔的偏離以及搭便車效應等。而規模較小的董事會擁有更靈活的決策機製，對環境的應變能力也更強，因此對企業的技術創新具有更明顯的促進作用（Martin, et al.，1992）。越來越多的學者認為，董事會規模與技術創新之間的關係是倒U型的非線性關係。
較高的獨立董事比例有助於改善公司治理。在技術創新決策中，獨立董事可以提供專業化的谘詢服務，有利於企業提高創新效率。獨立董事在董事會人數中占比越大，那麼該企業有關研發投資的決策就更可能容易得到高級管理層的支持和認可。管理層通過提高創新決策的決策承諾，進而提高企業的創新水平，所以，提升董事會獨立性能更好地促進企業創新。但是，獨立董事的任期越長，他們與其他董事會成員共享的團隊特定經驗水平越高，其功能異質性的水平就越低，對公司技術創新的促進作用將有可能越弱。
董事會的部分職能對創新具有顯著影響。董事會成員職能背景和任期等認知層麵的異質性更有助於激發建設性辯論和創新決策。董事長與總經理兩職合一有利於提高決策效率，但不利於權力監督和製約；兩職分離有利於職責分工，但是還會產生信息不對稱和道德風險。董事會直接參與風險監控對整合風險管理與技術產品創新的關係起著正向調節作用，而董事會利用外部審計進行風險監督會削弱整合風險管理對技術產品創新的正向關係（吳澤福等，2016）。Yasemin（2006）指出，對外部董事的監控不能作為研發投入戰略方麵普遍有效的治理機製。Sapra等（2014）則提出，管理者受到的監管水平的提高將有助於創新水平的提高。
資源基礎觀視角下，董事任期的異質性能促成更多的產品創新（Sylvie & Anne，2016）。董事性別差異對企業技術創新也有影響，研究發現女性高管參與對企業技術創新具有顯著的促進作用。基於關鍵多數理論（Critical Mass Theory），Torchia等(2011)發現當女性董事在董事會中達到關鍵人數時，她們便會對董事會會議的過程、動態性與信息交互產生顯著影響，當董事會內有至少3名女性時，董事會對企業創新的貢獻更高。
風險投資與技術創新
Lacetera（2001）、Aghionet等（2013）認為公司治理對企業創新的影響表現為：公司控製權和剩餘索取權的分配，本質上即公司的所有權結構。這些權利的分配決定了企業決策者對資源分配的控製權，以及這些資源決策者在創新過程中的投資動機。股權集中度的提高，能夠減少代理成本，約束管理者行為，從而影響企業創新。但是，當股權過於集中時，大股東的獨斷專行以及可能的“隧道行為”將不利於創新活動的開展，適度集中的股權結構更有利於企業技術創新。對股權結構與創新的研究，主要圍繞股權集中度與投資者類型尤其是外部投資者兩個方麵。從資源依賴角度，將外部投資者看作擁有豐富資源的利益相關者，從而對公司戰略施加重大影響；長期戰略投資者往往傾向於促進公司創新。
技術創新具有投入大、周期長、風險高等明顯特征，需要長期性地投入大量的人、財、物資源來支撐。與成熟企業不同，新創企業的天生劣勢和外部環境的約束使其在技術創新過程中承擔很大的風險(Audretsch, 1988)。新創企業純粹依靠自身的知識和技術積累進行技術研發的模式根本無法適應當前動蕩的環境，因此企業必須充分利用內部和外部的有利資源以提升自身的技術創新能力和核心競爭力(陳闖、劉天宇，2012)。
風險投資為新創企業帶來財務資源的同時，也為其帶了各種不同的非財務資源，如渠道、知識、信息、經驗等(Dushnitsky， 2009)。獨立風險投資更多地提供資金上的支持，雖然某種程度上有效地緩解了新創企業的融資困境，對其技術創新有一定的推動作用(沈麗萍，2015；Colombo & Murtinu, 2016)，但是新創企業的技術創新不僅需要財務上的支持，技術、知識、經驗等非財務資源的支持也非常重要，近年來新創企業開始意識到公司風險投資的重要性(Katila & Rosenberger， 2008)。因為風險投資不僅提供資金上的支持，更能為技術基礎薄弱的新創企業提供技術創新所需的非財務資源支持，如專業知識、技術開發經驗、用於產品開發的物理設施等(Dushnitsky & Lenox 2005；Wan，2015)，從而更有助於促進其技術創新，提升整體競爭優勢。
以往關於風險投資的研究，主要關注於風險投資的目標導向性及專業背景特征對被投資企業績效的影響。卻忽視了不同類型風險投資對被投資企業不同決策影響的差異性。事實上不同類型的風險投資擁有的互補性資產存在較大差異，投資企業的目的也差異顯著，所以可能會對新創企業的決策及長短期績效產生不同的影響。
現有關於公司風險投資的研究，主要側重於投資企業角度，即大公司視角，分析大公司參與公司風險投資活動對其自身創新績效(Gaba，et al.，2012；傅嘉成，宋硯秋，2016)以及大公司參與公司風險投資的投資動機(Siegel，et al.，1988)等，而忽略了從被投資企業視角的研究。在研究影響企業技術創新的因素時，學者們大多從企業的內部視角出發，如組織學習、公司治理先天能力等(謝洪明，劉常勇，2006；馮根福，溫軍，2008)，忽視了從企業的外部視角進行相應的理論研究。風險投資者在為企業帶來資源的同時也在企業內部擁有一定的決策話語權，進而影響企業決策，特別是高風險性的創新決策(Anokhin，et al.， 2016；Wadhwa，et al.，2016)。
創新是關乎企業存亡和持續發展的重要問題，純粹依賴內部創新已無法適應外部環境的變化，自主創新投入大、周期長、風險高，很少有企業可以維持持續且高強度的創新能力。在天生資源約束的情形下，越來越多的新創企業把目光聚焦於外部創新的源泉，如引入公司風險投資。與處於初創期的企業建立新商業關係或加強現有關係而進行的權益投資，如技術交換協定、客戶\/供應關係等，其目的在於尋找與母公司戰略技術相匹配或降低成本的投資機會，或尋求自身與初創企業之間的協同性(Chesbrough，2002)。
由於市場競爭的加劇以及限製因素的存在，大公司參與風險投資常常是為了促進技術更新、提高市場地位、尋找潛在的收購機會和實現與公司核心業務的戰略協同(Tykvov，2000； Barretto，2011)。對大公司來說，開展公司風險投資活動可以重新注入企業家精神和創新意識，而且通過向新創企業分配研究項目，可以提高自身的研發效率，增加大公司的無形資產價值(Sahaym，et al.，2016)，提高核心競爭力(Sahaym，et al.，2010;Matusik，et al.，2012)。
對於被投資企業而言，公司風險投資相較於一般的風險投資具有顯著優勢，不僅能使新創企業獲得資金支持，而且大公司能夠促進必要的知識向新創企業轉移(Maula，2001)，從而使新創企業表現出更高的創新績效(Chemmanur，et al.，2011； Dushnitsky，et al.，2016)。
技術創新已然成為企業獲得持久競爭優勢的關鍵驅動力，越來越多的企業重視技術創新決策的戰略地位，尤其是新創企業。但是與成熟企業相比，新創企業規模小、資金匱乏、技術基礎薄弱以及知識和社會關係積累少，具有天生資源稟賦劣勢。資源短缺成為新創企業技術創新的重要障礙，其必須在匹配內部、外部能力的基礎上，通過資源利用形成競爭對手難以模仿的技術創新。通過外部融資獲取技術創新所需要的資源，成為新創企業維持持續創新能力的主要選擇。
公司風險投資相較於獨立風險投資，壽命不受限製，對失敗容忍度高，具有較長的投資視野，能夠為新創企業提供長期穩定的投資。實力雄厚的大公司為新創企業提供互補性資源，如研發實驗室、生產設備、技術支持、與行業內的技術專家進行經常性的互動等(Acs，et al.，1997)，這些對新創企業來說都是非常寶貴的資源。因為技術創新需要高昂的成本和知識、經驗等互補性資產的積累，然而新創企業由於內外部因素的製約，無法在短時間內低成本地擁有這些互補性資產，但是成功地進行技術創新的重要因素是以有效而及時的方式獲得這些互補性資產。大公司擁有許多這些互補性資產，從而幫助新創企業開發和測試有前途的新技術。相對於獨立風險投資，公司風險投資在擁有新創企業技術創新所需的互補性資產上具備天然優勢，而在提供資金方麵的支持與獨立風險投資之間是可替代的(Dushnitsky，2009)。所以相對於獨立風險投資，公司風險投資能更好地滿足新創企業的資金和互補性資產需求，進而提升新創企業的創新績效。
環境的不確定性本質上增加了企業決策的風險。環境的不確定性使得技術創新成為一項高度複雜的活動，可能需要跨越多個領域，組合各種資源。而處於不確定環境中的企業更傾向於創新以維持甚至提升市場地位(Miller & Friesen, 1982；Bonetto & Ozsomer, 1997)，但是企業無法擁有持續創新所需的全部知識、技術和資源等要素，所以必須從外界尋求幫助。擁有公司風險投資的新創企業，由於與大公司之間存在股權關聯，大公司出於戰略意圖，有能力而且願意幫助新創企業。新創企業可以及時且低成本地利用大公司擁有或控製的關鍵性互補資產，降低環境不確定性對創新產生的不利影響。
高管激勵與技術創新
所有權和經營權分離的世界裏，公司治理研究的初始目的就是如何激勵和約束管理者的行為，使其能夠按照委托人利益最大化的目標進行決策。但是管理者的短期主義行為或短視，或者管理者可能存在的其他的道德風險，可能促使事情向反方向發展。
作為擁有最後剩餘索取權的股東，為了激勵管理者製定高質量的決策，作為全體股東代表的董事會通常將管理者的報酬和企業的業績聯係在一起。公司的技術創新和不同期限的業績表現的影響是不一樣的，技術創新可能更有利於長期績效提升，而不利於短期業績表現。許多公司的業績低迷和高層管理者的高報酬之間的強烈對比引起了人們對高層管理者激勵機製的思考。
公司對高層管理者的激勵方式多種多樣，但可大致分為顯性激勵和隱性激勵兩大類。顯性激勵主要包括現金激勵和股權激勵，一些特殊類型的企業還有政治激勵；而隱性激勵主要是對管理者的聲譽激勵。不同類型激勵對企業不同類型決策的影響是存在差異的。
Jensen & Meckling指出，管理者股權激勵有利於其製定與委托人利益一致的決策，促使代理人更關注公司的長期利益，尤其是技術創新投資，一係列實證研究證實，高管長期股權激勵合約與技術創新之間存在顯著的正向關係。但考慮到利益趨同效應與塹壕效應，高管長期股權激勵與技術創新之間不一定是簡單的線性關係；控製權激勵加大到一定限度時，企業的技術創新能力趨向於遞減。
所以，不能按照直接相關的簡單邏輯來考察高管激勵和企業技術創新水平的關係。基於權變理論，在考察高管激勵與技術創新關係時，有必要將動態的情境因素納入分析框架。相關研究顯示，行業的研發密集度顯著約束了高管激勵研發投入的影響。
基於契約理論的視角，高管激勵是通過訂立契約來完成的。不管是顯性激勵的完全契約，還是隱性激勵的關係契約，高管激勵對技術創新的影響是多種不同激勵契約協同發揮作用的結果。但是，基於理性經濟人的假設，長期重複博弈可以幫助管理者獲得更大的長期利益，而長期合作是以雙方不斷修正的行為認知為基礎的。最有利於技術創新的高管激勵方案必須能夠容忍短期失敗，所以，長期激勵契約的產生必須建立在信任的基礎上。隻有在信任的基礎上長期合作，才有可能讓合作雙方逐漸建立自己的良好聲譽，隻有擁有良好聲譽才可能激發或維持長期合作。企業高管是否願意進行高風險的技術創新投資，還取決於其聲譽激勵的多少，因為管理者出於職業生涯或企業話語權的考慮，會非常看重自己的聲譽。
另一方麵，布倫特認為，聲譽本質上是某一社會群體內其他成員主觀信念的集合，也就是指別人對你如何評價。管理者關注個人聲譽主要是關注企業其他相關者對其能力的現實評價和預期。有能力的管理者通過特定的行為方式（如選擇高水平的努力）以提升或保持自己的聲譽，這樣可以將自己區別於低能力的管理者。
通過多期互動才可能讓群體內的其他人了解並信任自己，所以，本質上講管理者聲譽是建立在重複博弈的基礎上的，是動態的。聲譽會因重複博弈中不同的行為選擇而有波動，所以管理者建立聲譽需要時間，需要不斷長期努力才能維持或提升聲譽。
霍姆斯特姆證實了聲譽具有一定的激勵作用，能夠使經營者努力工作。管理者聲譽對技術創新的影響可能是一把雙刃劍。基於Moreland等人於1982年提出的組織社會化的一般模型，組織任期是影響成員組織社會化過程中的行為選擇的重要因素。在任職初期個體為了證明自己被選任的合理性，一般都積極地進行探索性的試錯為導向的學習行為。其間，管理者可能表現出對技術創新投入的積極性。隨著組織任職時間的增長，在組織社會化過程的後期，個體的組織承諾逐漸下降。組織成員對曾經獲得高回報的行為變得保守，失去了大量技術創新投入的積極性。所以，管理者聲譽對技術創新上的影響可能隨著管理者任期的變化而變化。任職後期的管理者可能存有不做不錯、多做多錯的保守或懶政心理，導致企業技術創新水平的下降。
以委托代理理論和權力理論為基礎，相關研究無法比較和解釋在不同組織或國家情境下的多樣化公司治理安排對企業創新績效的影響。動態權變觀考察了不同情境下高管激勵與技術創新關係，但更多關注股權結構、公司業績和行業特征等因素（Balkin，2012）。而在外部經理人市場及決策團隊互動等社會資本治理機製方麵鮮有研究，係統整合觀研究大多關注現金薪酬、股權等顯性激勵手段的配置問題，忽略了權力激勵、聲譽激勵等隱性激勵舉措的作用。如何合理配置晉升激勵與薪酬激勵、顯性激勵與隱性激勵才能有效推動企業創新實踐，是公司治理與技術創新關係研究的關鍵。
董事會職能與管理者短期主義傾向
技術創新的周期長、風險大及投入成本高等特征，使得很多管理者可能迫於當期業績考核的壓力而退縮。決策學派代表人物西蒙認為，管理就是決策，而隻要涉及管理決策，跨期選擇問題是避不開的。
管理實踐中，企業管理者能夠實現在公司長期價值和短期業績之間的合理平衡，是非常重要的。管理者在采取措施最大化公司長期價值的同時，也必須為了確保公司生存而實現短期業績，否則公司可能被接管或者管理者自身利益最大化目標可能受到影響。但是，在現實決策環境下，有些關鍵決策對長期價值創造有利，但不利於短期業績的實現。管理者可能為了取得短期業績而“選擇”做出損害企業長期價值的決策，這就是“管理短期主義”（managerial shorttermism）(Laverty，2004)。雖然短期主義的存在被廣泛接受，但關於短期主義的許多基本問題還未得到解決。如何采用有效的公司治理措施，使得管理者在公司長期價值和內外短期業績壓力這二者間作出最優的權衡，是一個很值得研究的理論問題。
針對管理短期主義問題，研究者提出的解決方案之一是提高董事會職能的有效性。監督和建議是董事會的兩個主要職能，監督職能可以幫助減少管理者的道德風險行為，建議職能可以幫助管理者在賣力工作的同時提高決策的科學性。國內學者針對董事會職能有效發揮的相關研究，主要有以下兩個特點：一是主要聚焦董事會的監督職能，研究如何提升董事會監督有效性的措施(王躍堂等，2006)，對董事會建議功能的探討相對較少；二是主要關注董事會結構特征等輸入變量對企業績效(輸出變量)的直接影響，忽略了過程、情境和行為因素的影響(茅寧，2010)。
管理短期主義行為不同於管理者短視行為。管理短期主義傾向和管理短視都可能表現為看重短期回報而低估長期結果，但二者的根本成因卻是不同的(Laverty，2004)。管理短視是由管理者錯誤決策造成的，強調管理者的有限理性和認知局限，即有限理性的管理者對未來預見的困難性。而短期主義卻產生於組織特征，如企業文化、進程、慣例等，強調管理者個人的主觀意願，即組織特征對管理者跨期決策的影響。換句話說，即使管理者知道什麼是最優的選擇，但由於一些組織或環境因素的影響，他也會主動選擇次優戰略。管理短視是可能導致最優長期結果的短期行為；短期主義是以犧牲長期價值最優為代價的短期行為(Marginson, et al.，2008)。
管理短期主義問題有多方麵的成因。短視製度理論認為，股票市場是由擁有高度多樣化的投資組合的機構投資者推動的，這些投資機構的管理者在基金持有人和工作晉升的壓力下不斷將資金投向看漲的股票，被拋售的股票可能處於暫時被低估而麵臨被兼並的威脅。企業管理者擔心外部投資者對企業短期業績下降表現出過度強烈的反應，為了避免這種情況發生，管理者通過減少有效研發投資達到短期業績目標，其結果則是以犧牲長期獲利能力為代價(Bushee，1998)。在股權分散的大公司中，管理者可能比所有者承擔更多的風險，管理者的人力資本都專用性地投資在一個公司，轉移成本很高，管理者很容易將公司的資源配置在低風險項目上，以降低自己的風險暴露(Fama, et al.，1983)。
但是，Merchant等(2007)提出現行的績效考核方式是管理短期主義產生的主要成因。管理者過度關注短期業績的行為是建立在當前會計係統基礎上的財務績效評價體係必然產生的結果。會計信息雖然使得績效可見，但會計信息卻嚐試在短期內考評績效，而此時戰略性決策的長期結果還沒有顯現。
不確定性使人們不能清晰地看到未來的結果和發展狀況，任何推遲的長期決策都是出於結果的不確定性。懶惰管理者假說（Hart,1983）認為，管理者是厭惡風險且樂於享受安逸生活的，有利於長期發展的創新則意味著冒險和挑戰，為管理者帶來了很大的不確定性，專業的投資管理者關注短期績效而不喜歡長期或風險更高的項目。但是由股東選出，代表股東利益的董事會擁有廣泛的權力，其主要職能之一是對高層管理者的監督和控製，獎懲高層管理者及保護股東利益。對管理者實施有效的監督是董事會的一項主要職能，但董事會監督作用究竟是消極的還是積極的，理論界一直處於爭論中。董事會處於公司層級製的頂點，履行監督與決策功能，在公司治理中起積極的作用，董事會的監督通常可以提高公司戰略決策質量(Fama, et al., 1983)。離職風險假說認為，管理者關注董事會對其能力的評價以及可能的辭退，如果沒有一個積極有效的監督係統，管理者很容易將公司的資源配置在低風險、低收益的項目上，以降低自己的風險暴露。
公司的戰略決策過程決定了公司未來資源的配置問題，它是一個複雜動態的過程，結果的不確定性對管理者而言是一個非常大的挑戰，信息和數據的處理能力是影響戰略決策選擇的重要因素。董事會擁有企業戰略製定和執行所必需的資源和專業知識庫，董事會的建議在一定程度上提高了公司在戰略決策製定過程中的信息處理能力(Golden, et al.，2001)，所以也會提高公司的決策質量。國內外學者有關董事會戰略參與程度與財務績效的實證研究也表明，董事會積極參與企業戰略管理將有助於改善公司財務狀況。董事會在戰略製定上對高層管理者的建議增加了管理者在戰略實施中的參與，也可以增加他們對不同戰略選擇和對公司競爭地位的貢獻的評價(Priem, et al.，1995；Wooldridge, et al.，1990)。另外，外部董事的職責通過公開的討論、質詢和辯論，能促進擁有多元信息的董事會在戰略決策製定過程中的參與度(Westphal，1999)，戰略規劃中的衝突通過討論和質詢等過程可以產生明顯高質量的戰略決策選擇。
注意力理論提出，管理者決定做什麼取決於他的注意力聚焦在什麼上麵，而管理者注意什麼問題取決於管理者所處的環境。管理者意識到自己處於什麼環境，取決於內部規則、資源和關係配置及管理者對特殊進程和溝通渠道的關注。企業財務績效(如利潤或投入資本回報率)的評估將影響管理者的決策行為(Ittner, et al.，2003；Merchant, et al.，2007)。如果董事會更多地關注企業的短期業績指標，則管理者傾向於製定有損於長期業績的決策，企業就更易出現短期主義問題。
一個有長期目標導向的企業，傾向於利用組織資源構建未來的競爭優勢，而不是追求短期內的投資回報(Brews, et al.，2007；Grant，2003)，這會鼓勵企業管理者發展長期戰略性資源，而不是實現的短期業績(Hamel et al，1989)。長期導向的企業，其管理者的戰略決策是建立在更大信息量基礎上的，這可以幫助管理者識別更多的潛在機會（Wang, et al.，2012）。擁有長期目標導向的企業通過協調不同股東對利益及目標的不一致，也可以減少管理者在急性戰略決策時的幹擾(Petts, et al.，1999)。
建立長期導向的企業文化對促進企業技術創新水平的提升意義重大。企業需要反思當前企業業績考核或激勵機製的設計，如何構建有利於企業長期發展的激勵機製。外部投資人也需要反思，對擁有長期導向文化的企業需要有耐心，允許他們犯錯，給管理者信心製定有利於長期價值創造的戰略決策。
第十一篇戰略決策中的企業風險承擔
第十一篇戰略決策中的企業風險承擔
承擔風險、無可指責，但同時記住千萬不能孤注一擲。
——[匈]索羅斯
企業風險承擔
企業風險承擔（firm risk taking）是指當某項風險無法避免或由於可能獲利而需要冒險時，必須承擔或保留的風險，與企業績效、管理者的激勵體係和企業的生存環境存在密切關係(Greve，2003)。風險承擔分為風險主動承擔和風險被動承擔，前者是事先知道某種風險的存在而選擇主動承擔風險及其後果；後者是事先並不知道風險的存在，或已知道，但由於預測不準確或忽視，自己不得不被動地承擔後果。風險承擔的概念，最早是由Cantillon等人（1734）在探討企業家精神時提出，他們認為企業家和員工的不同之處就是企業家要承擔雇傭風險。目前大多數研究認為，企業風險承擔是一種決策行為取向，主要表現為管理者在投資決策過程中，對那些既可以帶來預期收益或現金流，同時又充滿不確定性因素的投資項目進行分析和選擇，它是一項高風險行為（Wright & Ferris，1996）。Lumpkin & Dess（1996）指出，企業風險承擔代表了企業追逐市場高額利潤並願意為之付出代價的傾向，可看作衡量企業未來增長前景的綜合指標。企業在經營過程中不可避免地會麵臨各種風險，其中最大的風險來自投資。因為投資決策與當前資本投入以及未來現金流緊密相關，直接影響企業的長久發展甚至存亡。因此，學者多從投資決策的角度定義企業風險承擔（Wright，1996；John，2008；Faccio，2014）。企業在製定戰略決策時，兩類風險承擔都可能存在，但被動風險承擔可能發生得更多。
在全球競爭加劇，總體經濟可能下滑的大環境下，中國企業的生存環境正在發生顯著的變化：第一，當代中國企業可能麵臨少有的經濟增長長期放緩的趨勢；第二，中國企業的管理者在過去30年經濟牛市下慣有的決策思維方式可能受到考驗。在上述的變化中，企業管理者製定企業戰略決策的風險無疑將加劇，而企業風險承擔與企業績效密切相關。所以，在未來企業經營風險可能進一步加劇的環境下，企業風險承擔的影響機理對當今的企業決策者而言是一個非常值得思考的問題。
雖然經濟周期、產業政策等大環境是影響企業風險承擔和績效的重要因素，但企業決策者的特征及能力對企業風險承擔的影響也不可忽視（Hayward & Hambrick，1997）。如果說在奶粉中添加三聚氰胺對三鹿而言是違背企業社會倫理與責任的極度冒風險的決策，那麼該事件引發學者們對如下基本問題的關注：企業風險承擔的影響機製是什麼？三鹿集團的董事長在接受審判時表示，三鹿事件的根本原因是他們對歐洲檢測標準過於自信，那麼決策者過度自信與企業風險承擔的關係是什麼？高階理論（Upper Echelons Theory）提出，企業決策者的心理特征和人口統計學特征對企業的決策和績效有重要影響(Hambrick & Mason，1984)；行為決策理論（Behavior Corporate Finance）也提出，過度自信的決策者往往因為低估風險而導致企業過多的實際風險承擔(March & Shapira，1987)。Sanders & Hambrick(2007)提出，研究決策者的過度自信與企業風險承擔關係中的傳導機製和調節因素非常必要。聯想三鹿董事長田文華要在2010年實現功能性食品和酸牛奶產銷量全國第一的管理目標，以及湧金集團董事長離職時留下的解釋：“外部環境給了我巨大的壓力……”如果決策者感覺領導崗位需求很高，那麼對高度自信的決策者而言，其選擇高風險決策的可能性越大，從而導致企業承擔更高的風險。在企業內部的團隊決策過程中，團隊內部成員的權威分布也會影響決策的形成(Sah & Stiglitz，1986，1991)。管理者的決策權威可以幫助管理者更順利地製定符合自己意願的決策，但決策製定後的實施和執行依然是影響企業風險承擔水平的主要因素。在做出承諾時，除了“說出”或者“書麵寫出”這種行為之外，所承諾的行為都是將來時的行為（Korsgaard，Schweiger & Sapienza，1995）。決策者對已經製定的決策的承諾水平是影響企業風險承擔的重要機製。
決策者過度自信
風險承擔是企業出於獲利的目的而在決策過程中產生的必然結果，通過承擔風險來獲取收益是資本市場和實業運作的基本邏輯。風險承擔是企業生存、發展和進行決策製定的基礎，對企業績效有重要的影響，因此受到不同領域很多學者的關注(Bromiley，1991；Shapira，1995;Sanders & Hambrick，2007等)。行為決策理論(Hoskisson, et al.，1993；Wright，Kroll，Krug & Pettus，2007)從理論層麵探討了風險承擔的影響因素，認為企業風險承擔與企業績效、管理者的激勵體係和企業的生存環境存在密切關係(Wright, et al. ，2007)。
管理者作為企業的決策製定者，其特征和能力將影響企業決策行為與績效。Cyert & March（1963）認為管理者會根據自己的主觀願望對企業的業績進行預期，管理者強烈的主觀意願通常與比預期更差的實際業績表現相關。Hambrick & Mason提出的“高階理論”認為管理者在組織中扮演核心角色，管理者背景和特征會對組織行為產生重要影響。高階理論主要從認知和價值觀角度來考察高管人員的戰略選擇過程及其對組織績效的影響。Hiller & Hambrick(2005)提出，企業管理者的心理特征一定會影響到管理者的決策行為，進而影響企業的風險承擔，不過對於相關作用機理的研究還很少。Simon & Houghton(2003)的研究發現，過度自信的管理者與企業的風險承擔存在正相關關係。管理者的過度自信將導致管理者高估自己的判斷力，影響管理者對環境的判斷，進而影響企業的戰略選擇和決策風險(Hayward & Hambrick，1997)。
過度自信是指決策者對自己偏離於客觀標準的判斷有極大的自信(Hayward & Hambrick，1997)，心理學實驗和實證研究表明，人們往往過於相信自己的判斷能力，高估自己成功的概率，或把成功歸於自己的能力，而低估運氣、機遇和外部力量的作用。Hilary & Menzly(2006)發現管理者成功的曆史業績將導致其在以後在分析評價中的過度自信，而過度自信的評價將影響其對未來的正確預測。有的學者將決策者過度自信的心理偏差描述為自大（hubris），如Lys & Vincent（1995）探討了企業兼並決策中管理者自大與價值創造的關係，J. T. Li&Tang(2008)探討了管理者自主權在管理者自大和企業風險承擔關係中的調節作用，其研究發現管理者的自主權越高，管理者自大和企業風險承擔的正相關關係越顯著。過度自信或者自大都反映的是管理者相同的心理偏差特征，本書采用過度自信這個常用的描述方法。
過度自信對管理者製定決策的影響(Kahneman，Slovic & Tversky，1982)，是行為公司理財領域關注的熱點，其中管理者的過度自信對企業績效的影響被很多學者的相關研究提及(Hayward & Hambrick，1997；Hiller & Hambrick，2005；Malmendier & Tate，2005)。其中，Hayward & Hambrick(1997)探討CEO的過度自信與企業決策和績效關係時提出，在企業並購行為中CEO的過度自信將導致企業支付更高的收購溢價，更容易導致企業的投資扭曲現象。Malmendier & Tate(2006)認為管理者的過度自信將導致企業製定更多破壞價值的並購決策。Doukas & Petmezas(2007)則證明了在兼並活動中管理者的過度自信將導致更差的投資回報和更差的長期業績表現。Malmendier & Tate(2005)的研究發現，由於過度自信的管理者過高評價企業的內部能力、忽略企業的外部融資約束，將導致投資策略被扭曲。