卫生杀虫用品公司治理计划【参考】.docx
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1、泓域/卫生杀虫用品公司治理计划卫生杀虫用品公司治理计划目录一、 决策者过度自信3二、 决策权威6三、 研究变量的因子分析9四、 实证结果和分析14五、 公司治理中存在的团队问题17六、 从团队理论视角看决策团队结构21七、 产业环境分析23八、 家用卫生杀虫用品分为新型产品和传统产品,新型产品效果好、发展空间大24九、 必要性分析25十、 公司基本情况25十一、 SWOT分析说明27十二、 项目风险分析37十三、 项目风险对策39发展规划41(一)公司发展规划411、公司未来发展战略41公司秉承“不断超越、追求完美、诚信为本、创新为魂”的经营理念,贯彻“安全、现代、可靠、稳定”的核心价值观,为
2、客户提供高性能、高品质、高技术含量的产品和服务,致力于发展成为行业内领先的供应商。41一、 决策者过度自信风险承担是企业出于获利的目的而在决策过程中产生的必然结果,通过承担风险来获取收益是资本市场和实业运作的基本逻辑。风险承担是企业生存、发展和进行决策制定的基础,对企业绩效有重要的影响,因此受到不同领域很多学者的关注。行为决策理论从理论层面探讨了风险承担的影响因素,认为企业风险承担与企业绩效、管理者的激励体系和企业的生存环境存在密切关系。管理者作为企业的决策制定者,其特征和能力将影响企业决策行为与绩效。Cyert&March(1963)认为管理者会根据自己的主观愿望对企业的业绩进行预期,管理者
3、强烈的主观意愿通常与比预期更差的实际业绩表现相关。Hambrick&Mason提出的“高阶理论”认为管理者在组织中扮演核心角色,管理者背景和特征会对组织行为产生重要影响。高阶理论主要从认知和价值观角度来考察高管人员的战略选择过程及其对组织绩效的影响。Hiller&Hambrick(2005)提出,企业管理者的心理特征一定会影响到管理者的决策行为,进而影响企业的风险承担,不过对于相关作用机理的研究还很少。Simon&Houghton(2003)的研究发现,过度自信的管理者与企业的风险承担存在正相关关系。管理者的过度自信将导致管理者高估自己的判断力,影响管理者对环境的判断,进而影响企业的战略选择和
4、决策风险。过度自信是指决策者对自己偏离于客观标准的判断有极大的自信,心理学实验和实证研究表明人们往往过于相信自己的判断能力,高估自己成功的概率,或把成功归于自己的能力,而低估运气、机遇和外部力量的作用。Hilary&Menzly(2006)发现管理者成功的历史业绩将导致其在以后在分析评价中的过度自信,而过度自信的评价将影响其对未来的正确预测。有的学者将决策者过度自信的心理偏差描述为自大,如Lys&Vincent(1995)探讨了企业兼并决策中管理者自大与价值创造的关系,J.T.Li&Tang(2008)探讨了管理者自主权在管理者自大和企业风险承担关系中的调节作用,其研究发现管理者的自主权越高,
5、管理者自大和企业风险承担的正相关关系越显著。过度自信或者自大都反映的是管理者相同的心理偏差特征,本书采用过度自信这个常用的描述方法。过度自信对管理者制定决策的影响,是行为公司理财领域关注的热点,其中管理者的过度自信对企业绩效的影响被很多学者的相关研究提及其中,Hayward&Hambrick(1997)探讨CEO的过度自信与企业决策和绩效关系时提出,在企业并购行为中CEO的过度自信将导致企业支付更高的收购溢价,更容易导致企业的投资扭曲现象。Malmendier&Tate(2006)认为管理者的过度自信将导致企业制定更多破坏价值的并购决策。Doukas&Petmezas(2007)则证明了在兼并
6、活动中管理者的过度自信将导致更差的投资回报和更差的长期业绩表现。Malmendier&Tate(2005)的研究发现,由于过度自信的管理者过高评价企业的内部能力、忽略企业,的外部融资约束,将导致投资策略被扭曲。行为决策理论关注管理者的心理偏差,目前主要有三个视角在探讨管理者的过度自信和企业风险承担的关系:管理者过高估计自己解决问题的能力;过低估计资源需求和过高估计企业的资源禀赋;过低估计企业面临的环境的不确定性。具体相关研究如下:首先,如果管理者是过度自信的,那么他们将高估自己解决问题的能力,这样的认知偏差可能导致管理者高估企业战略决策收益的可能性,高估企业对决策的执行能力。其次,过度自信的管
7、理者低估为实施战略而产生的对企业外部资源的需求,同时高估了企业自身的资源禀赋Malmendier&Tate(2005)的研究发现,过度自信的管理者在融资的时候更倾向于内部融资而不是外部融资,因为他们相信企业的内部融资足够满足企业战略实施的资源需求。这种资源禀赋方面的认知偏差导致企业的管理者高估企业战略实施可能带来的收益。Chatterjee&Hambrick(2007)认为,上述的认知偏差将导致管理者乐观,从而倾向于选择高风险的战略决策。最后,过度自信会导致管理者低估企业运营环境的不确定性。过度自信的管理者通常认为他们掌握了更多的信息(实际上并不知道那么多),而且认为自己掌握的信息更有价值。在
8、信息上的认知偏差导致过度自信的管理者认为,他们对企业的行动和结果可以控制得很好。Durand(2003)认为,如果管理者认为自己的控制能力越高,那么他低估企业风险的可能性就愈大,同时企业的业绩将表现得越差。上述三种观点都认为,企业的管理者在环境评估时过低估计了风险,导致企业实际承担了更多的风险,说明管理者的过度自信对企业战略选择和风险承担有重要的影响。二、 决策权威从某种意义上讲,企业生存和发展的前提是适度承担风险。风险与收益的均衡原则决定了企业的风险行为选择,即风险承担程度的选择。以往学者们主要从外部环境、管理者薪酬激励以及企业股权结构等方面分析企业风险承担的影响因素。例如,Eisenman
9、n(2002)研究发现管理者股权以及业务多样化都与企业风险承担呈正相关关系;Simsek(2007)对管理者任期与企业绩效间关系的研究发现高管团队的风险承担在管理者任期与企业绩效间的关系中发挥中介作用。总之,以往对企业风险承担影响因素的研究都将管理者看作是理性的。学者们将管理者决策权与包括兼并、债务融资选择、企业绩效在内的多个重要企业结果联系起来,进行了大量的实证研究,验证了决策权威对企业的重要影响。例如,Bebchuk等(2011)研究发现管理者的决策权威与公司价值、盈利等企业结果负相关;Pornsit等(2011)也支持管理者权威与企业杠杆水平负相关,进而有损于企业的绩效;Adam(200
10、5)的研究支持管理者的决策权威与企业绩效变动正相关;Brown&Sarma(2006)研究发现管理者决策权威与兼并正相关。根据Haleblian&Finklstein(1993)的说法,决策权威是指将个人意志施加于他人的能力,是企业正式授予权威以及管理者自身拥有的非正式权威的整合。因此只有在社会和组织情景中,决策权威才有意义。Sah&Stiglitz(1986)认为群体决策中存在多样化意见效应,企业最终决策是群体内个人意见妥协的结果,团队内部的权威分布影响决策的形成。Hambrick&Finkelstein(1987)也认为管理者对组织成果的影响取决于其实际拥有的决策权威。Finkelstei
11、n将管理者的决策权威明确划分为结构权威、所有者权威、专家权威及声望权威。在此基础上,杨继东(2010)提出了在中国情境下管理者决策权威的分类:位置权威、所有者权威、声望权威和地位稳固权威。管理者位置权威以组织赋予管理者的权力为基础,是由其管理者的职位所决定的。位置权威是四种权威中被研究最多的,也是最明显的权威。Adams(2005)以位置权威为对象,发现管理者决策权威与绩效变动正相关。Boyd(1995)发现管理者两职合一与绩效变动负相关。人们对正式权威的更多顺从使得管理者控制了更多的资源,对他人的影响力得到增强。在这种环境下,过度自信的管理者“控制幻觉”更加明显,倾向于认为自己有能力处理好一
12、切问题,因而其冒险倾向得到强化。管理者所有者权威以管理者能以所有者的身份发挥作用为基础一般由管理者持有本公司股票的比例体现。以往研究承认代理人主导的企业可能比所有者主导的企业更保守,规避风险的倾向越明显。Eisenmann(2002)的研究表明,随着管理者持股比例的增多,企业风险承担倾向增强,原因在于股东从风险项目中获取的好处比作为代理人的管理者要多得多,而风险带来的损失对两者都有很大影响。因此,随着持股比例的增加,一方面,管理者愿意承担的风险越大;另一方面,管理者在股东大会及董事会中的发言权越大,从而增强了管理者在整个企业的影响力,同样的“控制错觉”得到强化,其冒风险倾向越明显。管理者声望权
13、威与管理者的个人魅力、专业知识以及资历相关。管理者凭借丰富的专业知识、多年的工作经验以及正直的行为等获得大家的认可与尊敬,从而获得并强化了声望权威。声望权威赋予管理者强大的无形影响力(有时可能比正式权威更有力),从而使得管理者意志通过对别人行为的控制在企业决策中得到更多体现。在这种环境下,过度自信的管理者的“控制错觉”同样得到强化,追逐风险倾向更加突出。管理者地位稳固权威,指的是管理者权威的稳固程度。权威的稳固意味着管理者可以在较长时间内保持对企业资源、信息的控制,可以影响其他管理者的长期行为,从而在企业中树立起“权威”的形象。在这种环境下,过度自信的管理者一方面对未来不确定性的估计更低,另一
14、方面久居高位,自我膨胀式的自满情绪增强。而这些都将导致管理者对企业风险的低估。三、 研究变量的因子分析我们把182个样本企业数据随机地均分成两部分。第一半的91个样本数据用于各概念的探索性因子分析,第二半的91个样本数据用于各概念的验证性因子分析,总体182个样本用于研究假设的验证。在本研究中,问卷中各概念的测量均为17的7点评价刻度,1表示“完全不同意”,7表示“完全同意”。本书采用SPSS13.0中因子分析法对问卷的信度和效度进行了分析。探索性因子分析主要是对调整之后的测量量表进行因子分析,测量问卷的结构效度。对结构效度采用主成分分析法并经过方差最大旋转后得到分类因子,将因子负荷值低于0.
15、5的测量条目全部删去。董事会的职能包含监督和建议两个方面,本书主要借鉴Hitt(1996),Pearce&Zahra(1991)和Westphal(1999)的测量量表。通过对该量表11个条目的相关系数矩阵的初步分析,各条目的MSA均大于0.65,总体的MSA为0.83,总体的Bartlett球形检验x2值为575.83,并且11个条目间均在0.001上显著相关,因此满足因子分析的条件。两因子模型解释总方差的63.41%。1、战略决策质量战略决策质量的量表主要借鉴Dooley&Fryell(1999)的测量量表,决定战略决策质量的因素主要包括环境因素和过程因素两方面。根据对该量表7个条目的相关
16、系数矩阵的初步分析,各条目的MSA(取样合适性测度)均大于0.70,总体的MSA为0.78,总体的Bartlett球形检验x2值为250.92,并且7个条目间均在0.001上显著相关,因此满足因子分析的条件。两因子模型解释总方差的65.80%。2、决策承诺决策承诺的量表主要借鉴Dooley&Fryell(1999),Wooldridge&Floyd(1990)和Sapienza&Korsgaard(1996)关于决策承诺的测量量表。对该量表7个条目的相关系数矩阵的初步分析,各条目的MSA(取样合适性测度)均大于0.75,总体的MSA为0.84,总体的Bartlett球形检验x2值为362.86
17、,并且8个条目间均在0.001上显著相关,因此满足因子分析的条件。单因子模型解释总方差的59.93%。3、声誉借鉴Mustakallio对声誉的测量量表,根据对该量表6个条目的相关系数矩阵的初步分析,各条目的MSA(取样合适性测度)均大于0.80,总体的MSA为0.835,总体的Bartlett球形检验x2值为425.884,并且6个条目间均在0.001上显著相关,因此满足因子分析的条件。单因子模型解释总方差的57.283%。根据彼得圣吉对共同愿景的定义和讨论,对共同愿景的测量量表包含5个条目。根据对该量表5个条目的相关系数矩阵的初步分析,各条目的MSA(取样合适性测度)均大于0.79,总体的
18、MSA为0.830,总体的Bartlett球形检验x2值为390.672,并且7个条目间均在0.001上显著相关,因此满足因子分析的条件。两因子模型解释总方差的62.781%。4、信任本书对信任的测量量表包含6个条目,测量条目采用李克特7级量表来衡量。本书的量表主要包括的6个条目,分解出两个因子。其中反映“单向信任关系的”的有4个条目,反映“相互信任关系”的有2个条目。根据对该量表6个条目的相关系数矩阵的初步分析,各条目的MSA(取样合适性测度)均大于0.600,总体的MSA为0.738,总体的Bartlett球形检验x2值为344.750,并且7个条目间均在0.001上显著相关,因此满足因子
19、分析的条件。两因子模型解释总方差的67.211%。社会交往5、本书的社会交往测量量表包含3个条目,测量条目采用李克特7级量表来衡量。根据对该量表3个条目的相关系数矩阵的初步分析,各条目的MSA(取样合适性测度)均大于0.60,总体的MSA为0.647,总体的Bartlett球形检验x2值为105.787,并且3个条目间均在0.001上显著相关,因此满足因子分析的条件。两因子模型解释总方差的63.365%在探测性因子分析的基础上,本书用另外一半数据对各变量进行验证性因子分析,目标是对各变量的结构效度和问卷的信度进行检验,同时为后面的结构方程模型检验作可行性分析。在验证性因子分析中,主要关注以下评
20、价指数。近似误差指数RMSEA,近似误差指数越小越好,一般要小于0.1,低于0.05表示非常好的拟合。拟合优度指数GFI,指数值越高,模型拟合越好,一般最好大于0.90。拟合指数CFI和NNFI,一般最好大于0.90。本书按照上述指标对第二份数据的验证性因子分析进行评价。数据分析结果显示,董事会职能的两个因子结构能较好地拟合样本数据,“监督”和“建议”这两个因子的信度分别为:0.733,0.847。数据分析结果显示,战略决策质量的两因子结构对数据的拟合程度较好,“环境”和“过程”这两个因子的信度分别为:0.718,0.878。数据分析结果显示,决策承诺的一个因子结构能较好地拟合程度数据,决策承
21、诺的信度为0.889。声誉的一个因子结构能较好地拟合样本数据,因子的信度分别为:0.825。共同愿景的单因子结构能较好地拟合样本数据,因子的信度分别为:0.840。信任的第一个因子结构能较好地拟合样本数据,单向“信任关系”因子的信度。“互相信任”两个因子的信度Cronbacha系数只有0.522。所以,本书将关于信任的量表调整为4个条目,去掉探索性因子析出的本书命名为双向信任的因子条目。上述指标值表明,各概念的验证性因子分析的各项指标均符合最基本的要求。这说明进行下一步的各概念间的关系分析是可行的。四、 实证结果和分析本次利用结构方程模型对理论模型中的各变量进行因果关系分析,并画出路径图。分析
22、步骤主要是先对各相关变量进行区分效度的验证性检验,然后分析相关变量的因果关系。主要分析三个模型,董事会机制模型、社会资本机制模型和协同机制模型,协同机制模型是以董事会机制模型和社会资本机制模型的分析为基础,不再进行变量的区分效度的验证性检验。1、基础模型基础模型是完全不考虑决策承诺的作用,仅考虑董事会职能和战略决策质量的关系,两者关系系数是0.53。在基础模型中,增加考虑决策承诺对董事会职能和决策质量关系的中介作用。实证结果发现,董事会职能与战略决策质量的关系系数减小为0.11(t=1.48,p0.1),见图9.2。比较两模型,董事会职能与战略决策质量的关系系数减小了0.42,但T值变化了4.
23、15,从原来的显著,变为了不显著(t2)。因此,决策承诺对董事会职能和战略决策质量关系的中介作用是非常显著的,基本可以认为是完全中介作用。2、社会资本机制模型本文利用LISREL8.2结构方程的分析软件对社会资本机制模型进行估计,模型中参数估计采用极大似然估计法进行估计,模型估计的各变量之间的关系系数和t值。从结构图中的系数来看,声誉、共同愿景和信任对决策承诺的正向促进作用非常明显。声誉和信任对战略决策质量的直接关系不显著或有待讨论,而共同愿景对战略决策质量的正向促进作用是显著的。3、协同机制模型协同模型中参数估计采用了极大似然估计法进行估计,模型估计的各变量之间的关系系数和t值。从结果方差的
24、拟合优度指标来看,各项指标都符合统计检验的要求,说明方程的拟合效果较好。简约模型是指,在没有考虑社会交往对董事会承诺的影响的模型。从简化模型的拟合指标和最后综合模型的拟合指标的比较可以看出,简化模型不能通过检验假设。因为根据侯杰泰等(2002)所提出的评价方法,当模型自由度增加1个时,如果x26.63,应该选择拟合更好的简化模型。因此,在x2=60.05时,我们应该拒绝接受简约模型。关于董事会机制和社会资本机制是补充关系。通过董事会机制模型和协同治理综合模型中,决策承诺对战略决策质量的关系系数的数值变化上可以得到证实。在只考虑董事会监督和建议的公司治理机制中,决策承诺对战略决策质量的方差的解释
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