決策重大、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、決策程序理性對惡性增資的影響

□王 平 唐 洋（博士） 李 松

（1天津商業(yè)大學(xué)商學(xué)院 天津 300134 2中建七局華北公司河北事業(yè)部 河北遷安 064400）

一、引言

目前，越來越多的國內(nèi)外學(xué)者開始研究惡性增資行為。惡性增資是指面對前期已投入很多資源的項目，盡管有明確且客觀的信息表明其前景已很不樂觀，但決策者仍傾向于對其分配更多資源的行為。惡性增資是一種隨處可見的投資陷阱，它會給企業(yè)乃至整個國家?guī)砭薮蟮馁Y源浪費，因此，對惡性增資進(jìn)行有效治理就極為必要。從惡性增資的已有研究成果看，雖然有文獻(xiàn)關(guān)注過惡性增資與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的問題，但尚未形成一致的結(jié)論。究其原因主要是未考慮影響惡性增資的另一個重要原因：決策程序理性與否。根據(jù)西蒙的“有限理性”理論，理性可以分為程序理性和結(jié)果理性。據(jù)此，在投資決策領(lǐng)域，可以分為決策程序理性和決策結(jié)果理性，從這個意義上講，惡性增資行為屬于決策結(jié)果非理性。現(xiàn)有的關(guān)于決策程序理性與決策結(jié)果理性關(guān)系的研究成果之間存在很大的模糊性。深究其因，可能在于忽略了對決策程序理性到?jīng)Q策結(jié)果理性實施過程中的更深層次的因素的審視和考慮，因為產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是影響決策程序理性到?jīng)Q策結(jié)果理性的一個重要因素。在管理學(xué)領(lǐng)域來看，越來越多的國內(nèi)外學(xué)者開始研究決策程序理性問題。其中，多數(shù)研究將視野集中于決策程序理性的影響因素上，極少有文獻(xiàn)研究決策程序理性的經(jīng)濟(jì)后果。本文首先探討了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是決策程序理性的影響因素之一；然后將決策重大、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對決策程序理性的影響效應(yīng)進(jìn)行了拓展，即從惡性增資的角度研究決策程序理性的經(jīng)濟(jì)后果。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）決策重大、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策程序理性。決策重大程度是指此項決策對于企業(yè)的生存和發(fā)展產(chǎn)生重要影響的程度。如果該決策的成敗會給企業(yè)帶來非常重大的利益或損失，甚至影響到企業(yè)的生存，那么決策團(tuán)隊必然會高度集中注意力，盡量做出最高質(zhì)量的決策。因此，他們在決策過程中必然會顯著的加強(qiáng)對信息的收集和分析。Papadakis、Lioukas 和 Chambers（1998）的研究發(fā)現(xiàn)決策重大程度與決策理性成正相關(guān)的關(guān)系。趙淑敬和張偉（2003）、侯中生（2004）提出，國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)不清晰，所有者缺位，國家授權(quán)的國有資產(chǎn)管理機(jī)構(gòu)不是國有資產(chǎn)的真正所有者，其自身又缺乏根本的利益動力機(jī)制，加上不能干預(yù)企業(yè)的經(jīng)營權(quán)，對企業(yè)的監(jiān)督十分低效，而在非國有企業(yè)中，這種現(xiàn)象體現(xiàn)的并不是很明顯。可見，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)也是影響決策程序理性的一個重要因素。根據(jù)以上分析，提出如下假設(shè)：

H1：決策的重大程度越高，決策的程序理性程度越大；

H2：與非國有公司相比，國有公司的決策程序理性程度更小；

H3：與非國有公司相比，在國有公司中，決策重大與決策程序理性的正相關(guān)關(guān)系表現(xiàn)得更為顯著。

（二）決策程序理性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與惡性增資。目前國內(nèi)外對決策程序理性與決策結(jié)果理性之間的關(guān)系研究主要形成了三種結(jié)論：決策程序理性是決策結(jié)果理性的保證；決策程序理性會帶來決策結(jié)果的理性；決策程序理性不會帶來決策結(jié)果的理性。出現(xiàn)上述不同結(jié)論的原因可能在于忽略了對決策程序理性到?jīng)Q策結(jié)果理性實施過程中的更深層次因素的審視和考慮。根據(jù)決策者理性、經(jīng)濟(jì)人和代理理論，在國有公司中，即使決策程序理性，但是決策者為了個人聲譽(yù)或利益等，也可能導(dǎo)致決策結(jié)果不一定理性，然而在非國有公司中，卻未必會這樣。基于此，我們認(rèn)為，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是影響決策程序理性到?jīng)Q策結(jié)果理性的一個重要因素，可以據(jù)此制定相應(yīng)的治理措施，從而抑制決策結(jié)果的非理性。另一方面，國內(nèi)對惡性增資和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之間關(guān)系的研究主要形成了以下幾種不同的結(jié)論，即惡性增資現(xiàn)象普遍存在于國有企業(yè)和非國有企業(yè)；與其他企業(yè)相比，國有企業(yè)的惡性增資現(xiàn)象更加嚴(yán)重；沒有發(fā)現(xiàn)惡性增資在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中存在顯著差異。國內(nèi)對惡性增資和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之間關(guān)系的研究并未得出一致的結(jié)論，深究其因，我們認(rèn)為，決策程序理性也是影響惡性增資的一個重要原因，決策程序理性不一定能夠帶來決策結(jié)果的理性 （即非惡性增資），決策程序理性可能會和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)一起對惡性增資行為產(chǎn)生影響。根據(jù)以上分析，我們提出如下假設(shè)：

H4a：決策程序理性程度越大，越容易發(fā)生惡性增資。

H4b：決策程序理性程度越大，越不容易發(fā)生惡性增資。

H5a：與非國有公司相比，國有公司越不容易發(fā)生惡性增資。

H5b：與非國有公司相比，國有公司越容易發(fā)生惡性增資。

H6：與非國有公司相比，在國有公司中，決策程序理性與惡性增資的關(guān)系表現(xiàn)得更不顯著。

三、研究方法

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)是于2011年7-9月通過現(xiàn)場、電子郵件對一些公司的決策者進(jìn)行問卷調(diào)查的方式取得的，共收回102份調(diào)查問卷。將收回的全部問卷按研究要求進(jìn)行篩選，剔除信息不完整和信息不合理的問卷31份，最后得到有效問卷71份，有效率為69.61％。

（二）研究變量的測量。戰(zhàn)略決策重大程度的測量在 Papadakis、Lioukas、Chambers（1998）的問卷基礎(chǔ)上編制，由3個條目組成。決策程序理性的測量工具來自 Dean 和 Sharfman（1993），是比較成熟的測量工具，本文翻譯后根據(jù)中文的語言習(xí)慣并考慮到我國企業(yè)的具體情況進(jìn)行了調(diào)整，由8個條目組成。惡性增資的測量包括2個定量條目和1個定性條目。決策重大、決策程序理性以及惡性增資研究變量的測量均采用9分制里克特量表，1表示 “程度非常小”，9表示“程度非常大”。此外，我們將產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有公司和非國有公司（分別用1和0表示）。為確保問卷的質(zhì)量，我們對量表不斷進(jìn)行修正，并通過了小范圍預(yù)測試。

本文使用SPSS16.0軟件對決策重大、決策程序理性以及惡性增資量表的信度與效度進(jìn)行分析，結(jié)果如表1所示。三個量表的Cronbach α值均在0.8以上，這表明三個量表具有很好的內(nèi)部一致性信度。此外，三個量表的KMO值都在0.7以上，符合要求；Bartlett球形檢驗均顯著；方差解釋率都高于50％；因子載荷除個別在0.7以下外，大多數(shù)都在0.7以上。因此，測量問卷的效度是比較好的。

（三）控制變量。本研究選取決策的創(chuàng)新程度作為控制變量。決策創(chuàng)新程度是指此項決策與之前的決策相比在決策所涉及問題的領(lǐng)域、結(jié)構(gòu)和復(fù)雜程度等方面存在顯著性差異的程度，通常被認(rèn)為是公司決策情境的重要因素之一。Saunders和Miranda（1998）研究了群決策過程中的信息獲取問題，發(fā)現(xiàn)不同的任務(wù)類型需要決策者采用不同的信息獲取模式。創(chuàng)新程度越高就意味著決策信息需求與之前的決策差異越大，已有信息來源就越無法滿足現(xiàn)在的需要，于是需要更大程度的更改信息獲取模式或者付出更多努力以便獲取信息。同時，信息獲取之后，由于新決策中需要解決沒有經(jīng)驗的問題，決策者之前所掌握的分析工具可能也需要較大幅度的更改。因此，在決策可能付出的金錢、人力和時間等等成本有限的情形下，決策的創(chuàng)新程度越高，決策者便需要面對越大的信息收集及分析并做出有效決策的困難，所以，決策者的決策程序理性水平會降低。

表1 研究變量量表的因子結(jié)構(gòu)

決策創(chuàng)新程度的測量在Papadakis、Lioukas、Chambers（1998）的問卷基礎(chǔ)上編制，由5個條目組成。其測量采用9分制里克特量表，1表示“程度非常小”，9表示“程度非常大”。該變量的信度與效度進(jìn)行分析結(jié)果如表2所示。其Cronbach α為0.738，這表明該量表具有較好的內(nèi)部一致性信度。此外，KMO值在0.7以上，符合要求；Bartlett球形檢驗顯著；方差解釋率為49.003％，接近50％；因子載荷都在0.7左右，這些均說明該量表的效度是比較好的。

表2 控制變量量表的因子結(jié)構(gòu)

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計與簡單相關(guān)系數(shù)矩陣。由表3可知，決策重大與決策程序理性在1％的水平上顯著正相關(guān)，即決策的重大程度越高，決策的程序理性程度越大，H1得到初步驗證；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策程序理性在5％的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即與非國有公司相比，國有公司的決策程序理性程度更小，H2得到初步驗證；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策重大在1％的水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明與非國有公司相比，國有公司的決策重大程度更小。

由表4可知，決策程序理性與惡性增資在1％的水平上顯著正相關(guān)，即決策程序理性程度越大，越容易發(fā)生惡性增資，H4a得到初步驗證；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與惡性增資負(fù)相關(guān)，但不顯著，H5a未能得到初步驗證；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策程序理性在5％的水平上顯著負(fù)相關(guān)，即與非國有公司相比，國有公司的決策程序理性程度更小，H2再次得到初步驗證。以上假設(shè)能否通過檢驗還需進(jìn)一步驗證。

表3 描述性統(tǒng)計與簡單相關(guān)系數(shù)矩陣一

表4 描述性統(tǒng)計與簡單相關(guān)系數(shù)矩陣二

（二）回歸分析結(jié)果。表5M1顯示，決策重大與決策程序理性在1％的水平上顯著正相關(guān)，支持了H1；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策程序理性負(fù)相關(guān)，但不顯著，說明H2未能得到支持；決策創(chuàng)新與決策程序理性正相關(guān)，但不顯著。表5M2顯示，將決策重大與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交叉項放入回歸方程后，該交叉項在10％的水平上顯著正相關(guān)，即與非國有公司相比，在國有公司中，決策重大與決策程序理性的正相關(guān)關(guān)系表現(xiàn)得更為顯著，支持了H3；決策重大和決策創(chuàng)新與決策程序理性正相關(guān)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策程序理性負(fù)相關(guān)，但均不顯著。

表5 決策重大、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策程序理性的多元回歸結(jié)果

表6M3顯示，決策程序理性與惡性增資在5％的水平上顯著正相關(guān)，支持了H4a；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與惡性增資負(fù)相關(guān)，但不顯著，說明H5a未能得到支持。表6M4顯示，將決策程序理性與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交叉項放入回歸方程后，該交叉項的符號為負(fù)，決策程序理性與惡性增資正相關(guān)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與惡性增資正相關(guān)，但均不顯著，說明H6、H4a和H5b均未能得到支持。

表6 決策程序理性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與惡性增資的多元回歸結(jié)果

本文研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是決策程序理性的影響因素之一，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策重大共同作用而影響決策程序理性；決策程序理性不一定能夠帶來決策結(jié)果的理性（非惡性增資），而產(chǎn)權(quán)性質(zhì)并不是二者關(guān)系的影響因素，那么，究竟是什么原因?qū)е铝硕咧g的關(guān)系呢，這是未來研究的一個方向。