杜嘯添

摘? ?要：本文從企業(yè)家信心的角度，利用中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響以及該影響與企業(yè)家信心的關(guān)系，研究結(jié)果表明：宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向作用，并且非國(guó)有企業(yè)績(jī)效對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)更為敏感;企業(yè)家信心在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中發(fā)揮了中介效應(yīng)，宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)通過(guò)增強(qiáng)企業(yè)家信心從而提高企業(yè)績(jī)效，宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)通過(guò)減弱企業(yè)家信心從而降低企業(yè)績(jī)效。

關(guān)鍵詞：宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng);企業(yè)績(jī)效;企業(yè)家信心;中介效應(yīng)

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2021.05.002

中圖分類(lèi)號(hào)：F015;F275;F272.91? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? 文章編號(hào)：1003-9031（2021）05-0010-11

一、引言

提高企業(yè)績(jī)效是政策制定者與企業(yè)經(jīng)營(yíng)者關(guān)注的焦點(diǎn)，也是學(xué)者研究的重要議題。許多學(xué)者主要從投融資行為、公司治理等因素出發(fā)對(duì)企業(yè)績(jī)效展開(kāi)研究，但這些研究較多從企業(yè)微觀層面出發(fā)，忽略了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。企業(yè)生產(chǎn)和發(fā)展依托于當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)必然會(huì)影響到企業(yè)績(jī)效。近年來(lái)，供給側(cè)改革、中美貿(mào)易戰(zhàn)和新冠疫情等都給我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)帶來(lái)較大的波動(dòng)，許多企業(yè)遭到嚴(yán)重影響，企業(yè)績(jī)效波動(dòng)較大。未來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)面臨的不確定性因素仍在增加，關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響以及如何采取有效對(duì)策對(duì)沖具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚缺乏深入研究。學(xué)者較少?gòu)膫鲗?dǎo)路徑出發(fā)，探究什么變量能夠在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中發(fā)揮中介作用。傳統(tǒng)理論中宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)主要通過(guò)信貸渠道和利率渠道影響企業(yè)投融資行為，最終影響企業(yè)績(jī)效。行為金融理論表明心理因素會(huì)顯著影響個(gè)人行為，故企業(yè)家的心理因素會(huì)影響企業(yè)家行為，最終影響企業(yè)績(jī)效。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編制企業(yè)家信心指數(shù)，表明了企業(yè)家信心在企業(yè)經(jīng)營(yíng)中的重要性。國(guó)家可以通過(guò)監(jiān)測(cè)企業(yè)家信心指數(shù)預(yù)測(cè)企業(yè)績(jī)效的變化，從而制定相應(yīng)的政策。因此，本文以企業(yè)家信心為視角，探究企業(yè)家信心在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)傳導(dǎo)至企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中所發(fā)揮的中介作用。

二、理論假設(shè)

（一）宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效

企業(yè)經(jīng)營(yíng)能否成功，不僅取決于企業(yè)家的經(jīng)營(yíng)管理能力，還取決于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。宏觀經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張狀態(tài)時(shí)，銀行等金融機(jī)構(gòu)樂(lè)意發(fā)放貸款，企業(yè)面臨較低程度的融資約束，再加上社會(huì)有效需求增加，企業(yè)會(huì)加大研發(fā)投入來(lái)提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，并擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，企業(yè)績(jī)效由此得到提高。宏觀經(jīng)濟(jì)處于緊縮狀態(tài)時(shí)，銀行等金融機(jī)構(gòu)為控制風(fēng)險(xiǎn)不愿意發(fā)放貸款，甚至強(qiáng)制收回貸款，企業(yè)面臨嚴(yán)重的融資約束，再加上社會(huì)整體需求下降，企業(yè)會(huì)減少投資，持有現(xiàn)金防止現(xiàn)金流危機(jī)，甚至為避免虧損縮小生產(chǎn)規(guī)模，企業(yè)績(jī)效降低。另外，國(guó)有企業(yè)具有特殊的背景，會(huì)受到政府和銀行等金融機(jī)構(gòu)的大力扶持，在宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮狀態(tài)時(shí)國(guó)有企業(yè)績(jī)效相較于非國(guó)有企業(yè)受到更小的沖擊。在宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張狀態(tài)時(shí)，由于國(guó)有企業(yè)存在效率低下問(wèn)題，企業(yè)績(jī)效不如非國(guó)有企業(yè)增長(zhǎng)得多。綜上所述，宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)，企業(yè)績(jī)效提高;宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)，企業(yè)績(jī)效降低，且非國(guó)有企業(yè)績(jī)效比國(guó)有企業(yè)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)更敏感。因此本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與企業(yè)績(jī)效是正相關(guān)關(guān)系，且非國(guó)有企業(yè)比國(guó)有企業(yè)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)更敏感。

（二）宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、企業(yè)家信心、企業(yè)績(jī)效

Harrison等（2005）、Taylor等（2007）均認(rèn)為企業(yè)家信心在宏觀經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮著重要的作用。企業(yè)家信心可以分解為基本面信心和動(dòng)物精神，其中基本面信心占據(jù)主要地位。耿中元等（2021）研究結(jié)果顯示企業(yè)家信心會(huì)受到政策不確定性的影響。同理，企業(yè)家信心也會(huì)受到宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)，社會(huì)需求增加和融資約束程度較低，企業(yè)家預(yù)期能夠憑借更多的可貸資金去投資凈現(xiàn)值為正的項(xiàng)目，信心增強(qiáng);宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)，社會(huì)需求減少和融資約束程度較高，企業(yè)家預(yù)期可貸資金的數(shù)量減少以及項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)增大，信心減弱。

企業(yè)家信心主要通過(guò)影響企業(yè)家行為進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效。信心增強(qiáng)時(shí)，企業(yè)家會(huì)對(duì)投資回報(bào)感到樂(lè)觀，往往采取激進(jìn)的投融資行為，勇于承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，大量借入外債，提高投資規(guī)模;信心減弱時(shí)，企業(yè)家預(yù)期投資風(fēng)險(xiǎn)過(guò)大，投資回報(bào)降低，會(huì)謹(jǐn)慎經(jīng)營(yíng)，盡量依賴自有現(xiàn)金維持企業(yè)現(xiàn)金流動(dòng)性，降低投資規(guī)模。而企業(yè)家信心與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，學(xué)者的結(jié)論不盡相同。目前被較多學(xué)者接受的觀點(diǎn)是企業(yè)家信心與企業(yè)績(jī)效是非線性關(guān)系，適度的自信程度有利于管理者提高企業(yè)績(jī)效，過(guò)度的自信程度將導(dǎo)致管理者降低企業(yè)績(jī)效。由于本文主要研究的是企業(yè)家信心中的基本面信心，排除了企業(yè)家過(guò)度自信的可能，所以企業(yè)家信心增強(qiáng)將提高企業(yè)績(jī)效，企業(yè)家信心減弱將降低企業(yè)績(jī)效。綜上所述，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)能夠通過(guò)影響企業(yè)家信心進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效。因此本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：企業(yè)家信心在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中發(fā)揮了中介效應(yīng)，擴(kuò)張狀態(tài)的宏觀經(jīng)濟(jì)會(huì)通過(guò)增強(qiáng)企業(yè)家信心從而提高企業(yè)績(jī)效;緊縮狀態(tài)的宏觀經(jīng)濟(jì)會(huì)通過(guò)減弱企業(yè)家信心從而降低企業(yè)績(jī)效。

三、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)選取與來(lái)源

本文選用A股2010年第1季度至2020年第3季度共43個(gè)季度的上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，將有退市風(fēng)險(xiǎn)的ST和ST*企業(yè)、金融業(yè)企業(yè)、數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)剔除，最后留下1404個(gè)企業(yè)、28537個(gè)觀察值，并對(duì)所有的連續(xù)變量均進(jìn)行1%和99%分位數(shù)的縮尾處理，消除異常值對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響。本文所用的上市企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，宏觀數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

（二）變量定義

1.被解釋變量

學(xué)者常用凈資產(chǎn)收益率（ROE）衡量企業(yè)績(jī)效，但ROE只是從股東權(quán)益的角度來(lái)衡量企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值的能力，并沒(méi)有把企業(yè)負(fù)債杠桿考慮進(jìn)去。投入資本回報(bào)率（ROIC）與ROE有所區(qū)別，評(píng)價(jià)了所有經(jīng)營(yíng)資本所創(chuàng)造的價(jià)值。本文以ROE作為企業(yè)績(jī)效的代理變量參與實(shí)證回歸，并利用ROIC進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量

有較多學(xué)者使用GDP同比增長(zhǎng)率作為宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的代理變量，但單獨(dú)用GDP同比增長(zhǎng)率無(wú)法全面地描述宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，本文參考王勁松等（2015）的研究，通過(guò)熵權(quán)法客觀賦予各指標(biāo)相應(yīng)的權(quán)重，利用政府財(cái)政收支差額占GDP的比重、GDP同比增長(zhǎng)率和通貨膨脹率三個(gè)指標(biāo)共同衡量宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。政府財(cái)政收支差額占GDP的比重上升，反映財(cái)政政策的連續(xù)性和穩(wěn)定性，能夠防范財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)，確保財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)的支撐。GDP同比增長(zhǎng)率上升，反映宏觀經(jīng)濟(jì)正在擴(kuò)張。通貨膨脹率常用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率來(lái)測(cè)量，它的波動(dòng)也會(huì)影響宏觀經(jīng)濟(jì)景氣水平。

首先對(duì)政府財(cái)政收支差額/GDP和GDP同比增長(zhǎng)率進(jìn)行正向標(biāo)準(zhǔn)化，對(duì)通貨膨脹率進(jìn)行負(fù)向標(biāo)準(zhǔn)化，再通過(guò)熵權(quán)法求出各指標(biāo)的權(quán)重（見(jiàn)表1），并利用權(quán)重求出三個(gè)指標(biāo)的綜合得分。綜合得分反映宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)情況，綜合得分越高，表明宏觀經(jīng)濟(jì)處于擴(kuò)張狀態(tài);綜合得分越低，表明宏觀經(jīng)濟(jì)處于緊縮狀態(tài)。

3.中介變量

企業(yè)家信心反映了企業(yè)家對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的感受與信心，本文用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局每季度發(fā)布的企業(yè)家信心指數(shù)來(lái)衡量，計(jì)算公式為：企業(yè)家信心指數(shù)=0.4*即期信心指數(shù)+0.6*預(yù)期信心指數(shù)，計(jì)算每一季度的企業(yè)家信心指數(shù)的同比增長(zhǎng)率。

4.控制變量

參考大多學(xué)者研究企業(yè)績(jī)效時(shí)所選取的控制變量，本文選取反映公司基本面的資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、賬面市值比、管理費(fèi)用率、上市年齡以及股權(quán)集中度作為控制變量，并引入行業(yè)虛擬變量和季度虛擬變量來(lái)控制行業(yè)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)（見(jiàn)表2）。

（三）模型構(gòu)建

為驗(yàn)證假設(shè)1（宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與企業(yè)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，且非國(guó)有企業(yè)比國(guó)有企業(yè)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)更敏感），構(gòu)建如下模型：

根據(jù)假設(shè)1，預(yù)計(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量的系數(shù)顯著為正，且非國(guó)有企業(yè)樣本中宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量的系數(shù)大于國(guó)有企業(yè)樣本中對(duì)應(yīng)的系數(shù)。

為驗(yàn)證假設(shè)2，本文根據(jù)溫忠麟等（2014）檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法，在模型（1）的基礎(chǔ)上，再構(gòu)建模型（2）和模型（3），依次進(jìn)行回歸。

檢驗(yàn)流程為：第一步，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）系數(shù)的顯著性，如果系數(shù)顯著，那么按照中介效應(yīng)理論（可能最后還是要按遮掩效應(yīng)理論），否則按照遮掩效應(yīng)理論。第二步，分別檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）系數(shù)？酌和模型（3）系數(shù)？準(zhǔn)的顯著性，如果二者都顯著，那么證明存在間接效應(yīng)。如果二者至少有一個(gè)系數(shù)不顯著，那么通過(guò)Bootstrap檢驗(yàn)二者乘積的顯著性。如果二者乘積顯著，那么存在間接效應(yīng)，否則不存在間接效應(yīng)。在存在間接效應(yīng)的基礎(chǔ)上進(jìn)行第三步檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）系數(shù)的顯著性。如果系數(shù)顯著，那么存在直接效應(yīng)，否則不存在直接效應(yīng)，屬于完全中介效應(yīng)。第四步，比較系數(shù)？酌與？準(zhǔn)的乘積與系數(shù)？棕是否正負(fù)性一致。如果正負(fù)性一致，那么屬于部分中介效應(yīng)，報(bào)告中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重？酌*？準(zhǔn)/？啄，否則屬于遮掩效應(yīng)，報(bào)告間接效應(yīng)與直接效應(yīng)比例的絕對(duì)值|？酌？準(zhǔn)/？棕|。

根據(jù)假設(shè)2，預(yù)計(jì)模型（2）系數(shù)？酌顯著為正，模型（3）系數(shù)？準(zhǔn)和？棕也顯著為正。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表3是各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)績(jī)效（ROE）的最大值是0.306，最小值是-0.219，平均值0.056，表明有不少企業(yè)的績(jī)效較差，亟待提高。宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)HG的標(biāo)準(zhǔn)差是0.121，表明宏觀經(jīng)濟(jì)在樣本期間內(nèi)波動(dòng)較大。企業(yè)家信心（ECI）的平均值是-0.00363，表明企業(yè)家信心在大部分時(shí)期內(nèi)是減弱的。

（二）相關(guān)性分析

表4是各變量之間相關(guān)性的檢驗(yàn)結(jié)果。宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與企業(yè)績(jī)效顯著正相關(guān)、與企業(yè)家信心顯著正相關(guān)，而企業(yè)家信心與企業(yè)績(jī)效也顯著正相關(guān)，初步表明宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)能夠促進(jìn)企業(yè)績(jī)效和企業(yè)家信心，企業(yè)家信心也能促進(jìn)企業(yè)績(jī)效，但企業(yè)家信心是否在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和企業(yè)績(jī)效之間發(fā)揮中介作用還有待進(jìn)一步證明。各變量之間相關(guān)性系數(shù)都沒(méi)有超過(guò)0.7的臨界值且方差膨脹因子VIF都不超過(guò)3，說(shuō)明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

（三）回歸結(jié)果及分析

為選擇適當(dāng)?shù)哪Ｐ凸烙?jì)方法，逐個(gè)對(duì)模型（1）（2）（3）做豪斯曼檢驗(yàn)，豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果都表明模型接受固定效應(yīng)的假設(shè)，拒絕隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)（見(jiàn)表5），模型（1）（2）（3）都采用個(gè)體固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)在企業(yè)層面做聚類(lèi)處理。

從表6可以看出，總樣本中宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張會(huì)提高企業(yè)績(jī)效，宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮會(huì)降低企業(yè)績(jī)效。從控制變量來(lái)看，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模有利于提高企業(yè)績(jī)效，規(guī)模大的企業(yè)更能充分發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)，降低成本，提高盈利能力。賬面市值比的系數(shù)顯著為負(fù)，表明賬面市值比高的企業(yè)，企業(yè)績(jī)效越低，因?yàn)橘~面市值比越高的企業(yè)，其風(fēng)險(xiǎn)也越大。管理費(fèi)用的系數(shù)顯著為負(fù)，因?yàn)楣芾碣M(fèi)用與代理問(wèn)題高度相關(guān)，管理費(fèi)用越高，企業(yè)代理問(wèn)題越嚴(yán)重，對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)作用越大。股權(quán)集中度的系數(shù)顯著為正，因?yàn)楣蓹?quán)集中有利于發(fā)揮大股東監(jiān)督、激勵(lì)管理者的作用，降低代理成本，從而提高企業(yè)績(jī)效。

為進(jìn)一步研究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)二者之間關(guān)系的影響，本文將總樣本劃分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)后進(jìn)行分組回歸。無(wú)論在國(guó)有企業(yè)樣本中還是在非國(guó)有企業(yè)樣本中，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的系數(shù)都顯著為正，且非國(guó)有企業(yè)樣本的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù)大于國(guó)有企業(yè)樣本的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù)，表明非國(guó)有企業(yè)的績(jī)效比國(guó)有企業(yè)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)更敏感，驗(yàn)證了假設(shè)1。

通過(guò)逐個(gè)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭邢嚓P(guān)變量系數(shù)的顯著性，可以判斷企業(yè)家信心是否在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中發(fā)揮中介效應(yīng)。按照上述的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，模型（1）宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù) ？啄顯著為正（？啄=0.0744，p<0.01），表明宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張能提高企業(yè)績(jī)效，系數(shù)？啄顯著符合按中介效應(yīng)立論的條件;模型（2）宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù)？酌顯著為正，表明宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張能增強(qiáng)企業(yè)家信心;模型（3）企業(yè)家信心系數(shù)？準(zhǔn)顯著為正，表明企業(yè)家信心增強(qiáng)有利于提高企業(yè)績(jī)效，系數(shù)？酌和？準(zhǔn)都顯著符合存在間接效應(yīng)的條件，不需要再進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn);模型（3）宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)系數(shù)？棕顯著為正，符合存在直接效應(yīng)的條件;系數(shù)？酌*？準(zhǔn)和系數(shù)？棕的符號(hào)相同，證實(shí)了企業(yè)家信心在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中存在中介效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)2，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為0.1869*0.1085/0.0744=27.26%。上述結(jié)果表明，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)能夠影響企業(yè)家信心，最終影響企業(yè)績(jī)效。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.ROIC代替ROE的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文利用ROIC代替被解釋變量ROE，重新對(duì)模型（1）（2）（3）進(jìn)行回歸。表8是ROIC代替ROE后的回歸結(jié)果。模型（1）（2）（3）中宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的系數(shù)與企業(yè)家信心的系數(shù)都顯著為正，間接效應(yīng)占直接效應(yīng)的比重為0.0577*0.1869/0.0818=13.18%，表明前文結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.滯后一期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為避免模型的內(nèi)生性對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響，本文對(duì)所有解釋變量進(jìn)行滯后一期處理，重新對(duì)模型（1）（2）（3）進(jìn)行回歸。表9是所有解釋變量滯后一期后的回歸結(jié)果。模型（1）（2）（3）中宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的系數(shù)與企業(yè)家信心的系數(shù)都顯著為正，間接效應(yīng)占直接效應(yīng)的比重為0.0227*0.1869/0.0498=8.52%，表明前文結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文利用2010年第一季度至2020年第三季度共43個(gè)季度的上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，研究了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，并檢驗(yàn)了企業(yè)家信心與這種影響的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張會(huì)提高企業(yè)績(jī)效，宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮會(huì)降低企業(yè)績(jī)效，且宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)非國(guó)有企業(yè)績(jī)效的影響更明顯;企業(yè)家信心在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中發(fā)揮了中介效應(yīng)，擴(kuò)張狀態(tài)的宏觀經(jīng)濟(jì)增強(qiáng)了企業(yè)家信心，企業(yè)家會(huì)采取激進(jìn)的投融資決策從而提高了企業(yè)績(jī)效，緊縮狀態(tài)的宏觀經(jīng)濟(jì)減弱了企業(yè)家信心，企業(yè)家會(huì)采取消極的投融資決策從而降低了企業(yè)績(jī)效。

（二）建議

一是政府要保持宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性，燙平宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)。二是政府要改善國(guó)有企業(yè)效率，提高國(guó)有企業(yè)在宏觀經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時(shí)的企業(yè)績(jī)效，同時(shí)加大對(duì)非國(guó)有企業(yè)的扶持力度，減弱宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)對(duì)非國(guó)有企業(yè)績(jī)效的抑制作用。三是政府要重視企業(yè)家信心在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響企業(yè)績(jī)效的過(guò)程中發(fā)揮的中介效應(yīng)，關(guān)注企業(yè)家信心的波動(dòng)，加強(qiáng)與企業(yè)家的溝通力度，要采取適當(dāng)?shù)恼咛嵴衿髽I(yè)家信心，減弱宏觀經(jīng)濟(jì)緊縮對(duì)企業(yè)績(jī)效的抑制作用?！?/p>

（責(zé)任編輯：孟潔）

參考文獻(xiàn)：

[1]彭璧玉，張慧.宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)生存績(jī)效的影響：順周期效應(yīng)考察[J].貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015（2）：41-51.

[2]鄭明波.經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響——來(lái)自中國(guó)上市公司的證據(jù)[J].江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2019（5）：104-117.

[3]鞏雪.政策不確定性、融資約束與企業(yè)績(jī)效：基于國(guó)有、民營(yíng)上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].預(yù)測(cè)，2021，40（1）：24-30.

[4]Sharon G Harrison，Mark Weder.Did sunspot forces cause the Great Depression？[J].Journal of Monetary Economics，2005，53（7）.

[5]Karl Taylor，Robert McNabb.Business Cycles and the Role of Confidence：Evidence for Europe[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2007，69（2）.

[6]陳彥斌，唐詩(shī)磊.信心、動(dòng)物精神與中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)[J].金融研究，2009（9）：89-109.

[7]耿中元，李統(tǒng)，何運(yùn)信.經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)企業(yè)投資的影響——企業(yè)家信心的中介效應(yīng)及代理成本的調(diào)節(jié)作用[J].復(fù)旦學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2021，63（1）：184-193.

[8]余明桂，李文貴，潘紅波.管理者過(guò)度自信與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[J].金融研究，2013（1）：149-163.

[9]ANAND M.GOEL，ANJAN V.THAKOR. Overconfidence，CEO Selection，and Corporate Governance[J].The Journal of Finance，2008，63（6）.

[10]林莞娟，王輝，韓濤.股權(quán)分置改革對(duì)國(guó)有控股比例以及企業(yè)績(jī)效影響的研究[J].金融研究，2016（1）：192-206.

[11]蘇冬蔚，曾海艦.宏觀經(jīng)濟(jì)因素、企業(yè)家信心與公司融資選擇[J].金融研究，2011（4）：129-142.

[12]王勁松，韓克勇.我國(guó)金融穩(wěn)定指標(biāo)體系構(gòu)建[J].中國(guó)流通經(jīng)濟(jì)，2015，29（3）：114-124.

[13]溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2014，22（5）：731-745.

[14]郝云宏，謝在陽(yáng)，郝潔，曲亮.代理成本異化與國(guó)有企業(yè)績(jī)效——基于中國(guó)上市公司的實(shí)證研究[J].浙江工商大學(xué)學(xué)報(bào)，2016（6）.

[15]顏愛(ài)民，馬箭.股權(quán)集中度、股權(quán)制衡對(duì)企業(yè)績(jī)效影響的實(shí)證研究——基于企業(yè)生命周期的視角[J].系統(tǒng)管理學(xué)報(bào)，2013，22（3）：385-393.