企業(yè)戰(zhàn)略差異、績(jī)效波動(dòng)與投資者信心

桂林電子科技大學(xué)商學(xué)院 李晉杰 曾繁榮

企業(yè)戰(zhàn)略差異、績(jī)效波動(dòng)與投資者信心

桂林電子科技大學(xué)商學(xué)院 李晉杰 曾繁榮

本文借鑒逐步回歸的方法，利用我國(guó)上市制造業(yè)企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)研究了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略、績(jī)效波動(dòng)和投資者信心三者之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所選擇的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略偏離同行業(yè)內(nèi)的常規(guī)戰(zhàn)略越大，則企業(yè)績(jī)效的縱向波動(dòng)和橫向波動(dòng)也會(huì)更大，與此同時(shí)，投資者信心會(huì)受到更大的負(fù)面影響。另外，績(jī)效的縱向和橫向波動(dòng)性在企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略選擇對(duì)投資者信心的影響中都起到了部分中介作用。

競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略 績(jī)效波動(dòng) 投資者信心

一、引言

投資者信心的提升和保持是維持資本市場(chǎng)發(fā)展與繁榮的必要前提。那么，究竟哪些因素會(huì)對(duì)投資者信心產(chǎn)生影響呢？Mckinsey&Company（2002）在研究中指出：投資者信心很大程度上受到公司治理信息的影響。陳新英和文炳洲（2006）在探究了公司治理、價(jià)值創(chuàng)造和投資者信心三者關(guān)系后得出結(jié)論：投資者信心逐漸下降源于我國(guó)上市公司規(guī)范化治理結(jié)構(gòu)的缺失，這導(dǎo)致違法違規(guī)現(xiàn)象頻發(fā)，投資者的回報(bào)得不到合理保證。Kim和Purnanandar（2010）在隨后的探索中發(fā)現(xiàn)：治理質(zhì)量在公司尋求融資時(shí)會(huì)對(duì)投資者信心產(chǎn)生影響，在此基礎(chǔ)上又研究了公司治理的價(jià)值相關(guān)性。雷光勇等（2012）指出，公司內(nèi)部因素和外部市場(chǎng)因素會(huì)對(duì)投資者信心產(chǎn)生影響，投資者信心會(huì)隨著公司治理質(zhì)量的提升而提升，進(jìn)而通過(guò)一系列的投資行為影響股票收益。

二、理論分析與研究假設(shè)

Dimaggio和Powell（1983）指出，每個(gè)行業(yè)都有一套常規(guī)的戰(zhàn)略模式，主要原因有以下三點(diǎn)：其一，監(jiān)管部門制定的行業(yè)準(zhǔn)則會(huì)迫使企業(yè)選擇趨于一致的戰(zhàn)略；其二，專家知識(shí)的傳播可能使同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)聽取了類似的戰(zhàn)略建議；其三，同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)很大程度上面對(duì)著相似的不確定性，互相模仿的行為有利于降低此類不確定性。據(jù)此不難得出，企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略相對(duì)于同行業(yè)內(nèi)常規(guī)戰(zhàn)略的偏離程度可以從以下方面影響企業(yè)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)：其一，戰(zhàn)略差異度較小的企業(yè)更加符合行業(yè)法規(guī)的要求，更容易適應(yīng)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，進(jìn)而避免訴訟風(fēng)險(xiǎn)，與此同時(shí)，也更有利于獲得政府的支持，從而降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)；其二，戰(zhàn)略差異度較小的企業(yè)采取了同行業(yè)內(nèi)的專家普遍認(rèn)可的建議和意見，導(dǎo)致其績(jī)效表現(xiàn)趨向于行業(yè)平均水平；其三，行業(yè)內(nèi)常規(guī)戰(zhàn)略往往已被證實(shí)可以獲得穩(wěn)定的利潤(rùn)，但這也意味著采取極端戰(zhàn)略的企業(yè)可能取得超常利潤(rùn)或者一敗涂地。綜上所述，企業(yè)選擇的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略偏離行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略的程度越大，則在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中所面臨的風(fēng)險(xiǎn)也就越大——財(cái)務(wù)表現(xiàn)即為企業(yè)績(jī)效的波動(dòng)性較大。由此提出假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)戰(zhàn)略差異度與績(jī)效的橫向波動(dòng)性之間呈現(xiàn)正相關(guān)假設(shè)2：企業(yè)戰(zhàn)略差異度與績(jī)效的縱向波動(dòng)性之間呈

現(xiàn)正相關(guān)

Bharath等（2006）指出，企業(yè)的績(jī)效波動(dòng)是一個(gè)綜合性很強(qiáng)的指標(biāo)，它能夠反映企業(yè)的代理問(wèn)題、公司治理狀況和信息風(fēng)險(xiǎn)。簡(jiǎn)言之，績(jī)效波動(dòng)性越大的企業(yè)越容易發(fā)生違約的情況，同時(shí)，信用風(fēng)險(xiǎn)增高，這無(wú)疑會(huì)對(duì)投資者信心造成不小的負(fù)面影響。由此提出假設(shè)：

假設(shè)3：企業(yè)績(jī)效的橫向和縱向波動(dòng)性與投資者信心之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)假設(shè)4：企業(yè)績(jī)效的橫向和縱向波動(dòng)性在戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心的影響中起到了中介作用

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源本文利用Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，選取了電氣機(jī)械和器材制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)以及計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)三個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)上市公司作為研究樣本，并對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除數(shù)據(jù)值有缺失的樣本企業(yè)；（2）剔除上市時(shí)間不足三年的樣本企業(yè)；（3）剔除被ST、ST*的上市公司；（4）剔除其中的B股上市公司；（5）為了消除樣本中異常值對(duì)于研究結(jié)果的影響，將所有變量通過(guò)Stata軟件進(jìn)行1%分位數(shù)的Winsorize處理。最終得到254家上市公司數(shù)據(jù)樣本。本文之所以選取以上行業(yè)作為研究對(duì)象，理由如下：（1）這三類行業(yè)所擁有的上市公司數(shù)量比較多；（2）以上行業(yè)屬于競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度較大的行業(yè)，其業(yè)績(jī)數(shù)據(jù)更多依賴于公司內(nèi)部運(yùn)營(yíng)狀況和戰(zhàn)略傾向，在一定程度上剔除了國(guó)家政策導(dǎo)向的影響。

（二）變量設(shè)計(jì)（1）被解釋變量：投資者信心指數(shù)（IC）。有效市場(chǎng)理論指出，股價(jià)中包含了一切有價(jià)值的信息，現(xiàn)實(shí)的市場(chǎng)價(jià)格與投資者對(duì)于今后股票價(jià)格的預(yù)測(cè)幾乎一致。但是，由于噪聲交易者主觀信念的偏差或與股票價(jià)值偏離的信息而導(dǎo)致其對(duì)股票價(jià)格做出錯(cuò)誤的預(yù)期。市場(chǎng)的樂(lè)觀程度其實(shí)能夠在投資者信心的大小上得到很好的體現(xiàn)。本文借鑒雷光勇等（2012）的研究方法，綜合考慮市場(chǎng)因素和公司特質(zhì)，在主成分分析的基礎(chǔ)上計(jì)算上市公司個(gè)股的投資者信心指數(shù)。本文選取市凈率、機(jī)構(gòu)持股比例和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率作為投資者信心的代理變量，具體說(shuō)明如下：市凈率在股利固定增長(zhǎng)折現(xiàn)模型中主要受到增長(zhǎng)率和凈資產(chǎn)收益率的影響，企業(yè)的市凈率高體現(xiàn)出的是高盈利能力和高成長(zhǎng)性，因此，此類股票會(huì)吸引更多的理性投資者，投資者對(duì)于此類股票的信心也更高。機(jī)構(gòu)投資者的數(shù)量隨著近年來(lái)我國(guó)資本市場(chǎng)的日臻成熟，被認(rèn)為是穩(wěn)定資本市場(chǎng)信心的主力軍。因?yàn)闄C(jī)構(gòu)投資者通常具備較好的市場(chǎng)引導(dǎo)作用和市場(chǎng)理性，這部分投資者的持股比例真實(shí)地反映了投資者對(duì)于公司個(gè)股的信心。機(jī)構(gòu)持股比例的升高說(shuō)明投資者信心的增強(qiáng)，由于信息的不對(duì)稱性和獲取信息的成本、渠道受限等一系列原因，其他投資者在權(quán)衡利弊后很容易受到機(jī)構(gòu)持股比例這一信號(hào)的影響，因此，它就成為一個(gè)較好的量化投資者信心的代理變量。營(yíng)業(yè)收入增產(chǎn)率在公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)中的重要程度不言而喻，因?yàn)樗褪袃袈室粯臃从沉似髽I(yè)的盈利和成長(zhǎng)能力，是體現(xiàn)企業(yè)運(yùn)營(yíng)狀況的重要財(cái)務(wù)指標(biāo)。投資者的收益來(lái)自于企業(yè)的股票價(jià)值上漲和股息紅利分配，而企業(yè)的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率越高，則意味著企業(yè)有能力制定更好的股息紅利分配計(jì)劃，投資者也能從股票價(jià)值的上漲中獲得更高的收益，進(jìn)而促進(jìn)投資者信心的增強(qiáng)。本文選取我國(guó)制造業(yè)上市公司2012～2014年的市凈率（YRPB）、機(jī)構(gòu)持股比例（INST）和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）數(shù)據(jù)，剔除市凈率小于零的樣本后分年度進(jìn)行主成分分析，然后選取累計(jì)方差貢獻(xiàn)率超過(guò)80%的前兩個(gè)主成分變量，權(quán)重設(shè)置為每個(gè)主成分變量方差貢獻(xiàn)率占總方差貢獻(xiàn)率的比值，據(jù)此構(gòu)建三年的投資者信心指數(shù)，最后分別求每家公司三年數(shù)據(jù)的平均數(shù)得出表征企業(yè)這三年間的投資者信心的指標(biāo)。

（2）解釋變量：戰(zhàn)略差異度（DS）。借鑒Hambrick和Geletkanycz（1997）以及Tang等（2011）的研究方法，運(yùn)用戰(zhàn)略差異度DS衡量企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略偏離行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略的程度，計(jì)算方法如下。首先，分別從下列六個(gè)戰(zhàn)略維度計(jì)算反映企業(yè)對(duì)應(yīng)資源分配情況的指標(biāo)：廣告投入（銷售費(fèi)用除以營(yíng)業(yè)收入）、資本密集程度（固定資產(chǎn)除以員工人數(shù)）、研發(fā)投入（無(wú)形資產(chǎn)凈值除以營(yíng)業(yè)收入）、固定資產(chǎn)更新程度（固定資產(chǎn)凈值除以固定資產(chǎn)原值）、財(cái)務(wù)杠桿（短、長(zhǎng)期借款與應(yīng)付債券之和除以權(quán)益賬面價(jià)值）和管理費(fèi)用投入（管理費(fèi)用除以營(yíng)業(yè)收入）。其中前四個(gè)指標(biāo)反映了企業(yè)在創(chuàng)新、擴(kuò)張和營(yíng)銷方面的行為，財(cái)務(wù)杠桿反映企業(yè)的資本運(yùn)作狀況，管理費(fèi)用投入是企業(yè)費(fèi)用結(jié)構(gòu)的反映。綜上所述，這六個(gè)指標(biāo)從整體上表征了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略選擇傾向。然后分別以行業(yè)為單元將六個(gè)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化并取絕對(duì)值，得到每個(gè)企業(yè)在各個(gè)戰(zhàn)略維度上的差異狀況。其次，計(jì)算各個(gè)公司六個(gè)變量的平均值，得到2011～2013年三期的表征企業(yè)整體戰(zhàn)略偏離同行業(yè)常規(guī)戰(zhàn)略的程度，最后，分別將每家公司三年的戰(zhàn)略差異度求算術(shù)平均數(shù)，即得到三年間的平均戰(zhàn)略差異度指標(biāo)DS。

（3）中介變量：企業(yè)績(jī)效的橫向波動(dòng)（PF1）和縱向波動(dòng)（PF2）。在以往研究中學(xué)者大多采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）和TobinQ值來(lái)衡量企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。ROE作為衡量投資者收益效率的財(cái)務(wù)指標(biāo)具有一定的穩(wěn)定性，不易受管理者短視行為和外部環(huán)境的影響，是戰(zhàn)略管理會(huì)計(jì)相關(guān)文獻(xiàn)中經(jīng)常采用的績(jī)效衡量指標(biāo)。為了檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選用TobinQ值代替ROE重復(fù)完全相同的研究過(guò)程，并將兩組結(jié)果進(jìn)行對(duì)比分析，從而增強(qiáng)結(jié)果的說(shuō)服力。在以往的研究中，TobinQ值主要用來(lái)衡量在企業(yè)改善了資本結(jié)構(gòu)和治理結(jié)構(gòu)等方面后價(jià)值的增加情況，是企業(yè)績(jī)效的良好表征變量。在此需要強(qiáng)調(diào)，之前的大量文獻(xiàn)都是以各個(gè)年度最后一個(gè)交易日的市值為基礎(chǔ)計(jì)算TobinQ值，沒(méi)有考慮到市場(chǎng)的投機(jī)行為，因此，本文吸取教訓(xùn)，采用當(dāng)年度的日平均收盤價(jià)來(lái)衡量企業(yè)的股票市值，所以本文的TobinQ值=（凈債務(wù)市值+股票市值）/總資產(chǎn)。另外，考慮到雷輝、王亞男等（2015）的研究結(jié)論，企業(yè)績(jī)效的變化狀況滯后于競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略的實(shí)施，所以本文ROE和TobinQ值的選取是基于各企業(yè)2012～2014年間的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。本文借鑒Adams等（2005）、Cheng（2008）、權(quán)小鋒和吳世農(nóng)（2010）等文獻(xiàn)，將績(jī)效波動(dòng)分為以下兩種進(jìn)行后續(xù)研究：其一，績(jī)效的橫向波動(dòng)性主要用來(lái)衡量某公司的績(jī)效偏離同行業(yè)內(nèi)常規(guī)績(jī)效的程度，本文首先分行業(yè)對(duì)績(jī)效指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后取絕對(duì)值得到變量PF1。其二，績(jī)效的縱向波動(dòng)性主要用來(lái)衡量同一公司的績(jī)效在不同年度區(qū)間內(nèi)的起伏漲跌，本文以各個(gè)企業(yè)2012-2014年間的績(jī)效指標(biāo)為基礎(chǔ)求其標(biāo)準(zhǔn)偏差得到變量PF2。

（三）模型構(gòu)建本文研究企業(yè)戰(zhàn)略差異度(DS)對(duì)投資者信心指數(shù)（IC）的影響，主要考察企業(yè)績(jī)效的橫向波動(dòng)（PF1）和縱向波動(dòng)（PF2）是否在其中存在中介效應(yīng)。參照Baron和Kenny（1986）、溫忠麟和張雷等（2004）提到的逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法初步構(gòu)建以下三個(gè)回歸模型：

其中IC表示投資者信心指數(shù)，DS表示企業(yè)的戰(zhàn)略差異度，PF1和PF2分別表示企業(yè)績(jī)效的橫向和縱向波動(dòng)性；系數(shù)c反映了企業(yè)的戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心的總效應(yīng)，系數(shù)a反映了企業(yè)戰(zhàn)略差異度對(duì)績(jī)效波動(dòng)性的效應(yīng)，系數(shù)b是在控制了戰(zhàn)略差異度的影響后中介變量對(duì)投資者信心的效應(yīng)，系數(shù)c’是控制了中介變量的影響后，戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心的直接效應(yīng)；e1、e2和e3分別是三個(gè)方程的殘差項(xiàng)。針對(duì)以往逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法的若干缺陷，溫忠麟和葉寶娟對(duì)此方法進(jìn)行了優(yōu)化和改進(jìn)（2014），用Bootstrap法代替了原來(lái)的Sobel法，本文采用此種優(yōu)化后的檢驗(yàn)方法，具體操作步驟如下。（1）檢驗(yàn)系數(shù)c，結(jié)果不顯著則按遮掩效應(yīng)立論，否則按中介效應(yīng)立論；（2）依次檢驗(yàn)a和b，若其中至少一個(gè)不顯著，進(jìn)行（3），否則，表明間接效應(yīng)顯著，進(jìn)行（4）；（3）通過(guò)Bootstrap檢驗(yàn)法對(duì)H0:ab=0進(jìn)行檢驗(yàn)。若結(jié)果顯著，則轉(zhuǎn)（4），否則停止分析；（4）檢驗(yàn)c’，若不顯著，說(shuō)明僅存在中介效應(yīng)而直接效應(yīng)不顯著，否則，進(jìn)行（5）；（5）比較ab和c’的符號(hào)，若同號(hào)，則為部分中介效應(yīng)，否則屬于遮掩效應(yīng)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)由表1的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可知，253個(gè)研究樣本均為有效樣本，樣本企業(yè)在戰(zhàn)略差異度DS、績(jī)效波動(dòng)性PF1（PF2）和投資者信心指數(shù)（IC）三方面的最大、最小值分別為2.8047和0.1850、3.8364和3.5727（3.5727和0.0253）、6.9795和0.1203，說(shuō)明樣本企業(yè)在這些方面的狀況差別都比較大，也表明本文所選擇的行業(yè)比較合理，具有研究意義。

（二）中介效應(yīng)分析在本次檢驗(yàn)中我們選用PF1來(lái)衡量企業(yè)的績(jī)效波動(dòng)性，模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果分別為表2和表3，限于篇幅原因，本文只給出回歸模型系數(shù)及檢驗(yàn)表。模型（1）和模型（2）的方差分析表中擬合的回歸模型F值分別為42.270和26.927，p值均為0.000，因此兩方程擬合的模型均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。由表2和表3可見，系數(shù)c和a都是顯著的。

表2 模型（1）回歸結(jié)果

表3 模型（2）回歸結(jié)果

然后檢驗(yàn)系數(shù)b與c’的顯著性，模型（3）的回歸模型系數(shù)及檢驗(yàn)表如表4所示，可見系數(shù)b和c’都通過(guò)了各自T檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)p值分別為0.002和0.000均小于0.05，所以系數(shù)b與c’均顯著，說(shuō)明模型中企業(yè)戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心影響的直接效應(yīng)和由于企業(yè)績(jī)效波動(dòng)造成的中介效應(yīng)同時(shí)存在。

表4 模型（3）回歸結(jié)果

最后，需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械淖兞块g是遮掩效應(yīng)還是部分中介效應(yīng)。由表3和表4可知c’=-0.061，a=11.617，b=-0.022，發(fā)現(xiàn)ab與c’同為負(fù)數(shù)，遂得出結(jié)論：企業(yè)績(jī)效的橫向波動(dòng)在戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心的影響中起到部分中介效應(yīng)，即DS對(duì)IC的影響并不是完全通過(guò)PF1的中介達(dá)到的，DS對(duì)IC有一定的直接效應(yīng)，或者還可能有其他中介變量存在。此模型中PF1的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為：ab/c=0.819。然后，將變量PF1替換為變量PF2，發(fā)現(xiàn)模型（1）-模型（3）的回歸結(jié)果與上述結(jié)果相似，所有系數(shù)均通過(guò)了各自的T檢驗(yàn)，PF2的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為0.583，限于篇幅有限，此處省略了相關(guān)表格和數(shù)據(jù)。將PF1和PF2的結(jié)果求算術(shù)平均數(shù)大致得到企業(yè)績(jī)效波動(dòng)性在戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心影響中的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為0.701。綜上所述，由于兩組回歸檢驗(yàn)中系數(shù)a均顯著為正，系數(shù)b均顯著為負(fù)，系數(shù)c均顯著為負(fù)，所以假設(shè)1、2和3均得到了驗(yàn)證；并且通過(guò)以上分析可知，績(jī)效的橫向和縱向波動(dòng)性在戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心的影響中的確起到了中介作用，所以假設(shè)4也得以驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)以上實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，將變量ROE替換為變量TobinQ來(lái)衡量企業(yè)績(jī)效，進(jìn)而求出相應(yīng)的績(jī)效橫向和縱向波動(dòng)性，重復(fù)回歸操作，發(fā)現(xiàn)模型（1）-模型（3）的回歸結(jié)果與上述結(jié)果相似，所有系數(shù)均通過(guò)了各自的T檢驗(yàn)，說(shuō)明本文的結(jié)論具有穩(wěn)健性。限于篇幅有限，此處省略了相關(guān)表格和數(shù)據(jù)。

五、結(jié)論

本文研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)如果選擇了較為極端的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略，則后果往往是使其績(jī)效的波動(dòng)性隨之增大；（2）在競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中，企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略偏離同行業(yè)的常規(guī)戰(zhàn)略越遠(yuǎn)，則其績(jī)效表現(xiàn)也與同行業(yè)的平均水平相距更遠(yuǎn)；（3）企業(yè)績(jī)效的波動(dòng)性與投資者信心呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；（4）在同一競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中，企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略差異度對(duì)投資者信心有直接影響作用，同時(shí)，企業(yè)的績(jī)效波動(dòng)性在上述雙變量關(guān)系中起到了部分中介效應(yīng)。

［1］蔣玉梅、王明照：《投資者情緒與股票收益：總體效應(yīng)與橫截面效應(yīng)的實(shí)證研究》，《南開管理評(píng)論》2010年第3期。

［2］陳新英、文炳洲：《公司治理、價(jià)值創(chuàng)造與投資者信心》，《寧夏社會(huì)科學(xué)》2006年第5期。

［3］雷光勇、王文、金鑫：《公司治理質(zhì)量、投資者信心與股票收益》，《會(huì)計(jì)研究》2012年第2期。

［4］雷輝、王亞男、聶珊珊、歐陽(yáng)麗萍：《基于財(cái)務(wù)績(jī)效綜合指數(shù)的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略績(jī)效時(shí)滯效應(yīng)研究》，《會(huì)計(jì)研究》2015年第5期。

［5］溫忠麟、葉寶娟：《中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展》，《心理科學(xué)進(jìn)展》2014年第5期。

（編輯 文博）