董 禮 陳金龍 郭惠玲

(華僑大學(xué) 工商管理學(xué)院，福建 泉州 362021)

一、引言

長期以來，中國經(jīng)濟(jì)的高速增長很大程度上依賴于大規(guī)模的政府投資拉動(dòng)和廉價(jià)勞動(dòng)力投入。盡管改革開放以來中國GDP年均增速超過9%，但這種建立在要素過度投入之上的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式存在高投入、低產(chǎn)出的問題，過度負(fù)債投資也造成了嚴(yán)重的債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)。國際經(jīng)驗(yàn)表明，當(dāng)人均收入達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家水平后，如果不能實(shí)現(xiàn)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，就會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)長期停滯不前。隨著中國人口紅利的逐漸消失、債務(wù)規(guī)模居高不下，國民經(jīng)濟(jì)從高速增長階段邁入高質(zhì)量發(fā)展階段，單純依靠要素投入的增長方式已經(jīng)不可持續(xù)，提高全要素生產(chǎn)率成為中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的關(guān)鍵。實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)增長向全要素生產(chǎn)率支撐型模式的轉(zhuǎn)變，是中國跨越“中等收入陷阱”的關(guān)鍵[1]。

資本市場對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著舉足輕重的作用，有著“經(jīng)濟(jì)晴雨表”之稱。當(dāng)前，中國正把資本市場改革和建設(shè)作為發(fā)展金融事業(yè)的關(guān)鍵一環(huán)。國家“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要提出，要提高直接融資尤其是股權(quán)融資比重。2020年4月，國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于構(gòu)建更加完善的要素市場化配置體制機(jī)制的意見》，明確指出要“促進(jìn)技術(shù)要素與資本要素融合發(fā)展”。這意味著資本市場在提高中國全要素生產(chǎn)率、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)過程中發(fā)揮的作用將越來越大。然而，由于中國股市長期以來“重融資、輕回報(bào)”、制度建設(shè)滯后、機(jī)構(gòu)投資者占比較低，導(dǎo)致投資風(fēng)險(xiǎn)高，投資者情緒普遍低落，呈現(xiàn)出“牛短熊長”的狀態(tài)，與西方發(fā)達(dá)國家的資本市場相比還有很大差距。以美國股市為例，自20世紀(jì)80年代以來，共出現(xiàn)了五次平均持續(xù)時(shí)間高達(dá)70個(gè)月的“牛市”，而這期間只發(fā)生了四次平均持續(xù)時(shí)間不到15個(gè)月的“熊市”。2010年以后，中美兩國股市在估值水平方面的差距也越來越大，盡管中國股市一度出現(xiàn)了因政策利好和杠桿配資助推的短期“牛市”，但中國股市的平均估值水平仍低于美國股市，根本原因在于中國經(jīng)濟(jì)告別了以往高速增長的態(tài)勢，投資者對(duì)中國股市的投資前景產(chǎn)生了悲觀情緒[2]。

企業(yè)是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的微觀主體，如何實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展事關(guān)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的成敗，研究其實(shí)現(xiàn)路徑具有迫切性。第三次科技革命以來，世界上許多偉大企業(yè)的誕生與成長都離不開良好的資本市場環(huán)境，因?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新需要持續(xù)的研發(fā)投入，而具有剛性兌付特征的借貸資本無法滿足高風(fēng)險(xiǎn)技術(shù)創(chuàng)新的融資需求。成熟活躍的資本市場可以為企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)注入持久動(dòng)力，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率，這是高質(zhì)量發(fā)展的本質(zhì)要求。在當(dāng)前我國投資者情緒較為悲觀的現(xiàn)實(shí)背景下，能否通過提振投資者情緒來為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供動(dòng)力呢？一個(gè)不可忽視的問題是，作為一個(gè)正處于轉(zhuǎn)軌過程的新興經(jīng)濟(jì)體，中國資本市場的投機(jī)氛圍依然濃厚，投資者熱衷于概念炒作，許多上市公司盲目迎合投資者情緒進(jìn)行資本配置[3]。因此，研究中國的投資者情緒問題有很好的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)和實(shí)際意義，而投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也有待檢驗(yàn)。本文首先結(jié)合已有文獻(xiàn)進(jìn)行理論分析，然后以A股上市公司為樣本，對(duì)投資者情緒如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展視角拓展對(duì)投資者情緒的認(rèn)識(shí)，以期為投資者情緒管理提供理論依據(jù)，也為促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供政策參考。

二、文獻(xiàn)綜述

投資者情緒在行為金融理論中被定義為“投資者對(duì)公司未來表現(xiàn)的主觀預(yù)期與公司基本價(jià)值之間存在的系統(tǒng)性偏差”，這是股票非理性定價(jià)的關(guān)鍵原因[4][5]。關(guān)于投資者情緒的影響因素，已有文獻(xiàn)分別從不同角度進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)其影響因素包括市場收益[6]、市場波動(dòng)[7]、媒體關(guān)注度[8]，還有研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者信心、互聯(lián)網(wǎng)信息、羊群行為均能顯著影響投資者情緒[9]。當(dāng)投資者情緒形成時(shí)，不可避免地會(huì)對(duì)上市公司的行為決策及其經(jīng)濟(jì)后果產(chǎn)生影響。高漲的投資者情緒會(huì)提高公司股價(jià)，推高資產(chǎn)價(jià)格[10][11]，這增強(qiáng)了上市公司的外部融資能力，進(jìn)而影響企業(yè)投資行為，即投資者情緒通過“股權(quán)融資依賴渠道”影響企業(yè)投資[12]。Polk和Sapienza的實(shí)證研究則表明，當(dāng)投資者情緒發(fā)生變化時(shí)，理性的企業(yè)管理者會(huì)調(diào)整投資安排以迎合投資者情緒，從而發(fā)現(xiàn)了投資者情緒影響企業(yè)投資的另一重要機(jī)制——“理性迎合渠道”[13]?；ㄙF如等認(rèn)為，現(xiàn)實(shí)中企業(yè)管理者的有限理性通常與投資者的有限理性是共同存在的，遂將管理者有限理性與投資者有限理性納入同一研究框架，提出了投資者情緒影響企業(yè)投資的另一機(jī)制——“管理者樂觀主義渠道”，并得到中國上市公司數(shù)據(jù)的證實(shí)[14]。在這三種作用機(jī)制下，宏觀政策沖擊會(huì)通過影響投資者情緒來影響企業(yè)投資行為?；ㄙF如等研究發(fā)現(xiàn)，中國政府頒布的產(chǎn)業(yè)政策顯著影響了企業(yè)的資本配置效率，而投資者情緒在其中起到了部分中介效應(yīng)，當(dāng)投資者情緒降低了企業(yè)融資成本，管理者利用融資成本優(yōu)勢進(jìn)行資本配置時(shí)，企業(yè)價(jià)值會(huì)得到提升；反之，若管理者為了迎合投資者情緒進(jìn)行資本配置，則企業(yè)價(jià)值會(huì)受到減損[3]。黃虹等研究發(fā)現(xiàn)，投資者情緒在經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)投資之間起到了部分中介效應(yīng)，在經(jīng)濟(jì)下行周期，經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著抑制了企業(yè)投資，且投資者情緒帶來的效用高達(dá)31%[15]。還有學(xué)者研究了投資者情緒對(duì)盈余管理、股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)的影響[16][17]。

全要素生產(chǎn)率(TFP)是指在既定的要素投入水平下額外增加的生產(chǎn)效率[18]，既可以用于衡量宏觀經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和可持續(xù)性，也可以用于衡量企業(yè)的經(jīng)營效率和發(fā)展質(zhì)量，目前已有較多文獻(xiàn)從微觀層面研究各類因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。這些因素主要包括融資約束、研發(fā)投入、公司治理等。Caggese和Cuat發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的技術(shù)改進(jìn)及市場進(jìn)入決策受到了融資約束的扭曲，這導(dǎo)致了全要素生產(chǎn)率的損失[19]。李思飛和靳來群研究了中國工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，發(fā)現(xiàn)外源性融資約束的下降可以顯著提高非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，而內(nèi)源性融資約束的下降對(duì)不同所有制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率都有提升效果[20]。宋敏等發(fā)現(xiàn)，金融科技的發(fā)展能夠提高信貸資源配置效率，緩解企業(yè)融資約束，從而顯著提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率[21]。關(guān)書和成力為指出，企業(yè)研發(fā)與能力積累均能顯著提高全要素生產(chǎn)率[22]。劉曄等研究了中國的研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)該政策提高了企業(yè)的研發(fā)投入水平，進(jìn)而對(duì)全要素生產(chǎn)率起到了促進(jìn)效果[23]。還有研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力成本[24]、公司治理水平[25]、環(huán)保投入[26]也會(huì)顯著影響到企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，其中勞動(dòng)力成本、公司治理水平與全要素生產(chǎn)率正相關(guān)，而企業(yè)環(huán)保投入與全要素生產(chǎn)率呈“U”型關(guān)系。企業(yè)全要素生產(chǎn)率還與資本市場的制度建設(shè)密切相關(guān)。劉新恒等借助中國A股實(shí)施“陸港通”的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，研究了資本市場開放與上市公司全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)資本市場開放能夠顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，且提高企業(yè)產(chǎn)出水平是主要渠道[27]。李春霞等研究發(fā)現(xiàn)，資本市場的賣空機(jī)制提高了公司的信息透明度和治理水平、優(yōu)化了市場資源配置，進(jìn)而提高了全要素生產(chǎn)率[28]。

從已有文獻(xiàn)看，大多數(shù)研究聚焦在客觀因素對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，鮮有文獻(xiàn)從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)角度探究全要素生產(chǎn)率的影響因素。在傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)中，決策主體是“理性人”，然而現(xiàn)實(shí)世界中幾乎不存在完全理性的自然人，因此行為經(jīng)濟(jì)學(xué)提出了“有限理性”概念。投資者情緒是投資者有限理性的產(chǎn)物，也是資本市場的常態(tài)，尤其是在以個(gè)人投資者為主體的中國資本市場，研究投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可以將非理性因素納入全要素生產(chǎn)率的研究框架，具有一定的理論和實(shí)際意義。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文可能具有以下幾點(diǎn)創(chuàng)新：第一，投資者情緒作為投資者有限理性的具體表現(xiàn)形式，以往文獻(xiàn)大多發(fā)現(xiàn)了其負(fù)面效果，而本文基于中國存在金融抑制、資本市場制度不健全以及上市公司治理薄弱這一情境，從企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的視角探討了投資者情緒的經(jīng)濟(jì)后果，最終實(shí)證發(fā)現(xiàn)高漲的投資者情緒可以提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而拓展了投資者情緒的經(jīng)濟(jì)后果研究。一方面，肯定了投資者情緒的積極作用，為辯證地看待投資者情緒提供了理論支撐；另一方面，為管理部門充分重視和積極管理投資者情緒提供了直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二，不同于以往研究，本文結(jié)合了行為金融學(xué)理論，通過考察企業(yè)外部因素和內(nèi)部因素隨投資者情緒產(chǎn)生的變化，把投資者有限理性納入企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究框架，拓展了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素研究，從微觀視角為深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了有益參考。第三，分別從融資約束渠道和代理成本渠道考察了投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)投資者情緒通過緩解企業(yè)融資約束提高了全要素生產(chǎn)率，但同時(shí)也通過增加代理成本抑制了全要素生產(chǎn)率的提升，這有助于理解投資者情緒影響全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)理，把握投資者情緒之所以能夠?qū)θ厣a(chǎn)率產(chǎn)生積極影響的關(guān)鍵因素及其不足，為科學(xué)合理利用投資者情緒提供參考。第四，通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，完善的企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制有助于強(qiáng)化投資者情緒對(duì)全要素生產(chǎn)率的積極影響，說明在提高投資者情緒的同時(shí)還需要進(jìn)一步加強(qiáng)上市公司的內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制建設(shè)，這與中國當(dāng)前正在進(jìn)行的注冊制改革具有內(nèi)在一致性，也為防范投資者情緒的負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果提供了直接的證據(jù)和啟示。

三、理論分析與研究假設(shè)

有研究表明，中國企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展在很大程度上受到了融資約束的制約，而增強(qiáng)企業(yè)融資能力、緩解企業(yè)融資約束是促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的重要途徑[29]。在金融體系尚不完善的情況下，一旦企業(yè)的內(nèi)源性融資不足且外部融資困難或成本過高時(shí)，企業(yè)就會(huì)被迫放棄良好的投資機(jī)會(huì)，降低投資決策的及時(shí)性和有效性，削弱資源配置效率，不利于全要素生產(chǎn)率的提高。當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時(shí)，技術(shù)改進(jìn)決策及市場進(jìn)入決策的效率都會(huì)降低，造成了全要素生產(chǎn)率的損失[19]。隨著融資約束程度的下降，企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模會(huì)向合理范圍收斂，而全要素生產(chǎn)率與生產(chǎn)規(guī)模的合理程度正相關(guān)[30]。融資約束還抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入，對(duì)生產(chǎn)效率的改善起到了阻礙作用[31]。因此，緩解企業(yè)面臨的融資約束是提高全要素生產(chǎn)率的重要途徑，而投資者情緒會(huì)對(duì)企業(yè)外部融資產(chǎn)生顯著影響。實(shí)證研究表明，高漲的投資者情緒可以降低股權(quán)融資成本、擴(kuò)大融資規(guī)模，進(jìn)而緩解企業(yè)的融資約束程度[12][32]。因此，從投資者情緒對(duì)企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)來看，高漲的投資者情緒應(yīng)當(dāng)可以提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

然而，投資者情緒又可能會(huì)加劇企業(yè)的代理沖突，進(jìn)而抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。在現(xiàn)代公司制度下，所有者委托管理者對(duì)企業(yè)進(jìn)行經(jīng)營管理，管理者比外部股東掌握了更多的企業(yè)信息，造成管理者與所有者之間的信息不對(duì)稱，形成第一類企業(yè)代理問題。受高漲的投資者情緒影響，公司股價(jià)與實(shí)際經(jīng)營業(yè)績的偏離度會(huì)增大，此時(shí)管理者薪酬契約的有效性會(huì)被削弱[11]。因此，股東通常難以在投資者情緒高漲時(shí)期對(duì)企業(yè)管理者進(jìn)行有效監(jiān)督和激勵(lì)，在自利動(dòng)機(jī)的驅(qū)動(dòng)下，管理者很可能利用信息不對(duì)稱優(yōu)勢進(jìn)行機(jī)會(huì)主義投機(jī)。此外，在市場情緒高漲時(shí)期，管理者會(huì)盡力維持公司股價(jià)，否則管理者可能面臨股價(jià)下跌帶來的薪酬損失，更重要的是，一旦公司股價(jià)與其他公司股價(jià)相比處于較低水平，則面臨被惡意收購的風(fēng)險(xiǎn)。因此，高漲的投資者情緒可能給企業(yè)管理者帶來較大的壓力，導(dǎo)致管理者過度關(guān)注公司股價(jià)而放松日常經(jīng)營管理[33]。當(dāng)投資者情緒高漲時(shí)，股東對(duì)企業(yè)管理者的監(jiān)督意愿降低，監(jiān)督能力也變?nèi)?，從而加劇了管理者的自利行為，增加了代理成本[34]。行為金融學(xué)中的迎合理論認(rèn)為，為了迎合投資者情緒以維持和提高公司股價(jià)、增加私人收益，受到股權(quán)激勵(lì)的企業(yè)管理者可能會(huì)將公司資本投向市場青睞的熱點(diǎn)項(xiàng)目或行業(yè)，但企業(yè)資本配置效率在管理者盲目迎合市場情緒的情況下會(huì)受到減損，企業(yè)內(nèi)部的資源錯(cuò)配也會(huì)加劇[13]。當(dāng)投資者情緒高漲時(shí)，企業(yè)管理者出于迎合動(dòng)機(jī)，會(huì)進(jìn)行計(jì)劃之外的創(chuàng)新投資，但這種創(chuàng)新投資通常是低效率的，創(chuàng)新效率的增速對(duì)投資者情緒的敏感度在市場情緒高漲時(shí)會(huì)降低[35]。管理者短視理論認(rèn)為，由于投資者與管理者之間存在信息不對(duì)稱，在投資者過度樂觀時(shí)期，企業(yè)管理者會(huì)為了實(shí)現(xiàn)短期收益最大化而放棄部分對(duì)企業(yè)長期發(fā)展有利的高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目，同時(shí)選擇風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小但無助于提升企業(yè)長期發(fā)展?jié)摿Φ耐顿Y項(xiàng)目，這會(huì)導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)在效率的損失[33]?？傊髽I(yè)代理問題的存在影響了企業(yè)經(jīng)營管理效率，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率、技術(shù)使用及資源配置效率等產(chǎn)生影響，是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要內(nèi)部因素[36]，而股東監(jiān)督意愿的降低和監(jiān)督能力的變?nèi)?、管理者短視和迎合?dòng)機(jī)的存在使得投資者情緒提高了企業(yè)代理成本，進(jìn)而抑制了全要素生產(chǎn)率的提高。綜上所述，本文提出如下兩個(gè)競爭性假設(shè)：

假設(shè)H1a：高漲的投資者情緒會(huì)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率；

假設(shè)H1b：高漲的投資者情緒會(huì)抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文構(gòu)建基于面板數(shù)據(jù)的雙向固定效應(yīng)回歸模型：

TFPi,t=α0+α1STMi,t-1+∑Controli,t-1+γ+θ+ε

(1)

式(1)中，TFP為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，STM為投資者情緒，Control為一組公司層面的控制變量；γ為年份固定效應(yīng)，用以控制時(shí)間趨勢和宏觀因素；θ為公司固定效應(yīng)，用以控制不隨時(shí)間變化但尚未觀察到的公司遺漏特征；穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面聚類。為緩解反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，所有自變量滯后一期。若α1的回歸系數(shù)顯著為正，則說明高漲的投資者情緒會(huì)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，反之，則說明高漲的投資者情緒會(huì)降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

(二)變量說明

1.全要素生產(chǎn)率。全要素生產(chǎn)率有多種計(jì)算方法，相對(duì)于通過常規(guī)OLS法測算的TFP來說，LP法可以較好地解決內(nèi)生性和樣本選擇偏誤問題。近年來，Ackerberg等也提出了改進(jìn)的ACF法[37]。文本在基準(zhǔn)回歸中采用LP法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中則采用ACF法測算的全要素生產(chǎn)率。參考已有文獻(xiàn)，本文在測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時(shí)以營業(yè)收入衡量企業(yè)產(chǎn)出，以員工總數(shù)衡量勞動(dòng)投入，以固定資產(chǎn)凈額衡量資本投入，以購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金衡量中間投入[26][38]。

2.投資者情緒。關(guān)于投資者情緒的衡量，目前沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，已有文獻(xiàn)分別從市場層面和個(gè)股層面進(jìn)行度量。Baker和Wurgler采用封閉式基金折價(jià)、IPO數(shù)量、股票發(fā)行比例、上市首日收益、股利溢價(jià)、換手率等6個(gè)指標(biāo)，運(yùn)用主成分分析法對(duì)這些指標(biāo)進(jìn)行降維處理，計(jì)算出市場層面的投資者情緒指標(biāo)[39]。易志高等借鑒該做法，構(gòu)建出了中國資本市場情緒測度指標(biāo)CICSI指數(shù)，該指數(shù)把基金折價(jià)率、每月首次公開上市的企業(yè)數(shù)及IPO當(dāng)日收益率、消費(fèi)者信心指數(shù)、每月券商開戶數(shù)等指標(biāo)納入計(jì)算范圍[40]。但以上指標(biāo)僅能測算市場層面的投資者情緒，忽視了投資者情緒的截面差異。雖然市場整體情緒對(duì)個(gè)股情緒有很大影響，但二者仍存在一定差異，當(dāng)市場情緒高漲時(shí)，部分個(gè)股情緒可能反而低落，當(dāng)市場情緒低落時(shí)，部分個(gè)股情緒可能反而高漲。為此，一些學(xué)者通過分解托賓Q的方法來獲得個(gè)股層面的投資者情緒代理變量[3][41]，本文參考該方法，將托賓Q對(duì)凈資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率進(jìn)行分季度分行業(yè)回歸，擬合值反映了托賓Q中包含的基本面因素，殘差則反映了投資者情緒，然后取該公司當(dāng)年的季度回歸殘差均值，作為個(gè)股年度投資者情緒的代理變量。該方法的理論基礎(chǔ)在于，托賓Q既反映了未來的投資機(jī)會(huì)，也包含由投資者情緒造成的非理性定價(jià)。

3.控制變量。參考已有文獻(xiàn)，本文選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)成長性(Growth)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、現(xiàn)金流水平(CFO)、盈利能力(ROA)、企業(yè)年齡(Age)、股權(quán)集中度(Top)、獨(dú)立董事比例(ID)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)(見表1)。

表1 變量定義

(三)數(shù)據(jù)來源

本文以2007～2019年A股上市公司為樣本。之所以選取2007年以后樣本，是因?yàn)榭紤]到2007年上市公司股權(quán)分置改革基本完成，資本市場環(huán)境發(fā)生了重大改變，且2007年開始按照新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則編制財(cái)務(wù)報(bào)告。按照通行做法，剔除了金融行業(yè)公司、被ST處理的公司、IPO當(dāng)年的公司及相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到一個(gè)由23449個(gè)觀測值組成的非平衡面板數(shù)據(jù)。為了減輕異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響，對(duì)公司層面的連續(xù)型變量進(jìn)行上下1%位置上的縮尾處理，數(shù)據(jù)全部來自國泰安數(shù)據(jù)庫。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2?？梢钥吹剑厣a(chǎn)率TFP的均值為14.81，最小值為12.5，最大值為17.44，標(biāo)準(zhǔn)差為1.018，說明不同企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率有較大差異。投資者情緒指標(biāo)STM的均值為0.006，標(biāo)準(zhǔn)差為1.295，說明投資者情緒在不同企業(yè)、不同年份之間有很大差異。SOE的均值為0.45，表明國有企業(yè)占全部樣本的45%，其余55%的樣本為非國有企業(yè)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報(bào)告了投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果。第(1)～(4)列均控制了公司固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤在公司層面聚類。其中，第(1)列中的自變量僅包含投資者情緒STM，此時(shí)STM的系數(shù)為負(fù)但不顯著；第(2)列控制了公司財(cái)務(wù)特征變量，此時(shí)STM的系數(shù)在1%水平上顯著為正；在第(3)列中，進(jìn)一步控制了公司治理特征變量，此時(shí)STM的系數(shù)仍在1%水平上顯著為正；在第(4)列中，還控制了公司年齡和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，STM的系數(shù)仍在1%水平上顯著為正?；貧w結(jié)果表明，高漲的投資者情緒提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而假設(shè)H1a得到驗(yàn)證。

其他特征變量的顯著性和符號(hào)與已有文獻(xiàn)基本一致。其中，Size的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)規(guī)模越大，全要素生產(chǎn)率就越高，因?yàn)榇笃髽I(yè)在融資能力、規(guī)模效應(yīng)、勞動(dòng)力質(zhì)量等方面具有相對(duì)優(yōu)勢；CFO和ROA的系數(shù)均顯著為正，說明現(xiàn)金流越充足、盈利能力越強(qiáng)的企業(yè)就有越高的全要素生產(chǎn)率，因?yàn)檫@些企業(yè)有能力在研發(fā)創(chuàng)新或其他高效率的生產(chǎn)活動(dòng)領(lǐng)域投入更多的資金；Growth的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)成長性越高，全要素生產(chǎn)率就越高，因?yàn)檩^高的成長性意味著企業(yè)在應(yīng)對(duì)外部環(huán)境變化和持續(xù)經(jīng)營方面的能力也較強(qiáng)，資源配置效率會(huì)得到提高[21]。

表3 投資者情緒與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性處理。本文的回歸模型中，自變量全部滯后一期，因此反向因果關(guān)系較弱。然而遺漏變量也會(huì)引發(fā)內(nèi)生性問題，由于潛在的影響因素過多，在實(shí)證研究中較難避免遺漏變量的影響，雖然本文在回歸模型中盡量控制了影響全要素生產(chǎn)率的主要因素，并且使用了雙向固定效應(yīng)模型，但仍可能存在遺漏變量造成的內(nèi)生性問題。為此，本文在控制年份固定效應(yīng)和公司固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上也控制了年份和行業(yè)的聯(lián)合固定效應(yīng)，從而控制了行業(yè)層面隨時(shí)間變化的遺漏因素(如產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整、行業(yè)自身發(fā)展趨勢等)，結(jié)論仍保持一致。

尋找合適的工具變量進(jìn)行回歸可以有效解決內(nèi)生性問題。本文首先借鑒了花貴如等的做法，選取投資者情緒的一階滯后項(xiàng)作為工具變量[3]，并采用面板工具變量回歸法進(jìn)行估計(jì)。其次，借鑒公司金融領(lǐng)域文獻(xiàn)的普遍做法[42][43][44]，以內(nèi)生解釋變量的同行業(yè)均值作為工具變量，即選取企業(yè)所在“年度—行業(yè)”的投資情緒均值作為工具變量，為了更好地滿足工具變量的外生性要求，本文在計(jì)算投資者情緒的“年度—行業(yè)”均值時(shí)剔除了企業(yè)本身，對(duì)于同一“年度—行業(yè)”內(nèi)僅有一家企業(yè)的樣本，也予以剔除。選取企業(yè)所處行業(yè)其他企業(yè)投資者情緒的均值作為工具變量的依據(jù)在于：第一，同行業(yè)的公司面臨相似的外部經(jīng)營環(huán)境和行業(yè)特征，投資者很可能對(duì)這些企業(yè)具有類似的預(yù)期，從而產(chǎn)生相近的投資者情緒，即該企業(yè)與同行業(yè)其他企業(yè)的投資者情緒應(yīng)當(dāng)有較高的相關(guān)性，滿足工具變量的相關(guān)性要求；第二，同行業(yè)其他企業(yè)的投資者情緒不大可能會(huì)直接影響到該企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，從而滿足工具變量的外生性要求。本文對(duì)這兩個(gè)工具變量的合理性分別進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量均在1%水平上顯著，即拒絕了“工具變量識(shí)別不足”的假設(shè)，說明工具變量不存在不可識(shí)別問題；Kleibergen-Paap rk Wald F均遠(yuǎn)大于Stock-Yogo 檢驗(yàn)10%水平上的臨界值，說明工具變量與內(nèi)生解釋變量具有較強(qiáng)的相關(guān)性。表4的第(1)列和第(2)列匯報(bào)了工具變量回歸的結(jié)果。第(1)列的工具變量為投資者情緒的一階滯后項(xiàng)，第(2)列的工具變量為投資者情緒的同行業(yè)均值。二者均通過了工具變量的不可識(shí)別檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)，說明工具變量的選取是合適的。第(1)列和第(2)列中STM的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明在緩解了潛在的內(nèi)生性問題后，投資者情緒仍然對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著提升效應(yīng)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.替換核心變量。采用LP法測算全要素生產(chǎn)率的前提假設(shè)在于，當(dāng)企業(yè)面臨生產(chǎn)率沖擊時(shí)，對(duì)要素投入的及時(shí)調(diào)整沒有成本，而Ackerberg等則認(rèn)為勞動(dòng)的系數(shù)只有在代理變量和自由變量相互獨(dú)立時(shí)才能得到一致估計(jì)，否則就無法避免第一步估計(jì)系數(shù)之間存在的共線性[37]。有鑒于此，他們對(duì)LP法進(jìn)行了修正，提出了ACF法。本文將LP法測算的全要素生產(chǎn)率替換為ACF法測算的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4第(3)列匯報(bào)了替換全要素生產(chǎn)率指標(biāo)后的回歸結(jié)果，STM的系數(shù)仍在1%水平上顯著為正。其次，采用易志高等構(gòu)建的CICSI指數(shù)作為投資者情緒的替代變量[40]，該指數(shù)在國泰安數(shù)據(jù)庫更新至今。雖然該指數(shù)只能反映市場層面的投資者情緒，但仍具有一定的穩(wěn)健性檢驗(yàn)作用。表4第(4)列匯報(bào)了替換投資者情緒代理變量后的回歸結(jié)果，此時(shí)STM的系數(shù)仍顯著為正。

3.非線性關(guān)系檢驗(yàn)。本文的回歸結(jié)果表明投資者情緒能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，然而從理論上看，投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可能是非線性的。當(dāng)投資者情緒低于某一閾值時(shí)，此時(shí)融資約束機(jī)制處于主導(dǎo)地位，投資者情緒高漲有利于緩解企業(yè)融資約束，從而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，而當(dāng)投資者情緒超過這一閾值時(shí)，繼續(xù)高漲就會(huì)使得代理成本機(jī)制居于主導(dǎo)地位，導(dǎo)致企業(yè)資本配置效率降低，從而抑制了全要素生產(chǎn)率。投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用是否存在“過猶不及”的現(xiàn)象呢？本文在模型(1)的基礎(chǔ)上加入投資者情緒的二次項(xiàng)，考察二者的非線性關(guān)系。結(jié)果如表4第(5)列所示，投資者情緒的二次項(xiàng)(STM_STM)系數(shù)值很小，且不顯著，從而排除了投資者情緒與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間可能存在的“過猶不及”現(xiàn)象，進(jìn)一步保證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

(三)影響機(jī)制檢驗(yàn)

理論分析部分指出，高漲的投資者情緒既可能通過緩解企業(yè)融資約束來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，又可能通過加劇代理沖突來抑制全要素生產(chǎn)率的提升。因此，本文按照溫忠麟和葉寶娟提出的機(jī)制檢驗(yàn)步驟，分別從融資約束和代理成本等方面來分析投資者情緒影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制[45]。中介效應(yīng)檢驗(yàn)包括以下三個(gè)步驟：第一步，檢驗(yàn)投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；第二步，檢驗(yàn)投資者情緒對(duì)中介變量的影響；第三步，在第一步回歸模型的自變量中加入中介變量，檢驗(yàn)中介變量和投資者情緒的系數(shù)顯著性及符號(hào)，據(jù)此判斷中介效應(yīng)或遮掩效應(yīng)是否成立。

關(guān)于融資約束的度量，Hardlock和Pierce對(duì)流行的幾種融資約束指標(biāo)進(jìn)行了比較，認(rèn)為WW指數(shù)在識(shí)別企業(yè)融資約束程度方面的效力優(yōu)于其他指標(biāo)，是公認(rèn)比較可靠的度量指標(biāo)。許曉芳等基于歐拉投資模型的GMM估計(jì)構(gòu)建了中國上市公司的WW指數(shù)[46][47]。本文借鑒許曉芳等的做法，以WW指數(shù)衡量企業(yè)融資約束程度。參考陳茹等研究，采用經(jīng)營費(fèi)用率衡量企業(yè)代理成本，即代理成本等于管理費(fèi)用與銷售費(fèi)用之和占營業(yè)收入的比例[38]。

機(jī)制檢驗(yàn)的回歸結(jié)果見表5。其中，第(1)列和第(4)列反映了投資者情緒對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，STM的系數(shù)均顯著為正，即投資者情緒總體上提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。第(2)列中的因變量為融資約束程度(FC)，STM的系數(shù)顯著為負(fù)，說明高漲的投資者情緒可以緩解企業(yè)融資約束。第(3)列中的因變量為全要素生產(chǎn)率(TFP)，解釋變量包括投資者情緒(STM)和企業(yè)融資約束程度(FC)，此時(shí)STM的系數(shù)顯著為正，而FC的系數(shù)顯著為負(fù)，根據(jù)系數(shù)的符號(hào)和顯著性可以判定，企業(yè)融資約束的緩解在投資者情緒與全要素生產(chǎn)率之間起到了部分中介效應(yīng)。第(5)列中的因變量為企業(yè)代理成本(AC)，STM的系數(shù)顯著為正，說明高漲的投資者情緒會(huì)提高企業(yè)代理成本。第(6)列中的被解釋變量為全要素生產(chǎn)率(TFP)，解釋變量包括投資者情緒(STM)和代理成本(AC)，此時(shí)STM的系數(shù)顯著為正，而AC的系數(shù)顯著為負(fù)，根據(jù)系數(shù)的符號(hào)和顯著性可知，代理成本在投資者情緒與全要素生產(chǎn)率之間產(chǎn)生了抑制效應(yīng)，即投資者情緒通過提高企業(yè)代理成本抑制了全要素生產(chǎn)率的提升。投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的總效用中約有45%(0.004×3.500/0.031)來自融資約束緩解渠道，這表明緩解企業(yè)融資約束程度是投資者情緒提高全要素生產(chǎn)率的重要渠道，驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)。

表5 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

六、異質(zhì)性分析

(一)企業(yè)所有制

在中國特殊的經(jīng)濟(jì)制度下，所有制差異是上市公司的典型特征之一。一方面，由于金融抑制較為嚴(yán)重，國有企業(yè)在信貸市場享有得天獨(dú)厚的優(yōu)勢，而非國有企業(yè)卻在融資過程中面臨“所有制歧視”，得不到充足的信貸支持[48]，這嚴(yán)重抑制了非國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，而能夠緩解企業(yè)融資約束的外部因素通常對(duì)非國有企業(yè)的影響更大。因此，如果緩解融資約束是投資者情緒影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的主導(dǎo)機(jī)制，那么投資者情緒對(duì)非國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效果應(yīng)當(dāng)更加顯著。本文根據(jù)企業(yè)所有制將全部樣本劃分為國有企業(yè)子樣本與非國有企業(yè)子樣本，并進(jìn)行分組回歸。結(jié)果如表6第(1)列和第(2)列所示。國有企業(yè)組的STM系數(shù)值為0.01且不顯著，而非國有企業(yè)組的STM系數(shù)值為0.039，在1%水平上顯著，組間系數(shù)差異在1%水平上顯著。這表明，與國有企業(yè)相比，高漲的投資者情緒更能提高非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。造成這種差異的原因在于，非國有企業(yè)較國有企業(yè)面臨更大的融資約束，因此投資者情緒在非國有企業(yè)中的融資約束緩解效應(yīng)更加明顯，而國有企業(yè)的融資優(yōu)勢使得投資者情緒的融資約束緩解效應(yīng)并不明顯。

表6 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)企業(yè)規(guī)模

與非國有企業(yè)在融資時(shí)面臨的“所有制歧視”類似，中小企業(yè)在融資時(shí)也會(huì)面臨“規(guī)模歧視”，這使得中小企業(yè)與大企業(yè)相比而言更難獲得融資支持[48]。因此，當(dāng)融資約束機(jī)制占主導(dǎo)地位時(shí)，投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用應(yīng)當(dāng)在規(guī)模較小的企業(yè)中更加明顯。為進(jìn)一步考察投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否具有規(guī)模異質(zhì)性，本文將全部樣本按照企業(yè)規(guī)模的年度中位數(shù)劃分為規(guī)模較大組和規(guī)模較小組?；貧w結(jié)果如表6的第(3)列和第(4)列所示，規(guī)模較大組中的STM系數(shù)為0.019，規(guī)模較小組中的STM系數(shù)為0.034，組間系數(shù)差異在5%水平上顯著。這表明投資者情緒對(duì)規(guī)模較小企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升作用更加明顯。

(三)企業(yè)內(nèi)部控制

內(nèi)部控制通過契約形式優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部流程，合理分配利益各方權(quán)責(zé)，保證權(quán)力的有效監(jiān)督和制衡，是緩解企業(yè)內(nèi)部代理問題的一種制度安排，能夠有效改善公司治理[49]，從而糾正管理者做出滿足個(gè)人偏好或私人利益但不符合股東利益的決策。高質(zhì)量的內(nèi)部控制還可以改善信息溝通效率，緩解內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度，這也有助于提高資本配置效率[50]。內(nèi)部控制還通過提高業(yè)績指標(biāo)的信息含量，使其更好地反映管理者的努力程度[51]，從而激勵(lì)經(jīng)理人將股東利益最大化作為決策目標(biāo)。激勵(lì)機(jī)制錯(cuò)位導(dǎo)致了更高的代理成本，進(jìn)而抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但內(nèi)部控制質(zhì)量的提高可以削弱激勵(lì)機(jī)制錯(cuò)位對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面影響[52]。因此，代理沖突在投資者情緒與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間起到的抑制效應(yīng)應(yīng)當(dāng)在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)中更弱，從而有利于投資者情緒“趨利避害”，使得投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)中更加明顯。為了檢驗(yàn)投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否在不同內(nèi)部控制質(zhì)量的企業(yè)中具有異質(zhì)性表現(xiàn)，本文參照李小榮等的做法[53]，采用“迪博內(nèi)部控制指數(shù)”衡量企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，并將全部樣本分為內(nèi)部控制質(zhì)量較高組和內(nèi)部控制質(zhì)量較低組。回歸結(jié)果見表6第(5)列和第(6)列，STM的系數(shù)在內(nèi)部控制質(zhì)量較高組中為0.032，在內(nèi)部控制質(zhì)量較低組中為0.022，組間系數(shù)差異在1%水平上顯著。這表明投資者情緒對(duì)內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更大。

七、結(jié)論與啟示

資本市場對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到至關(guān)重要的作用，在當(dāng)前中國進(jìn)入經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段和擴(kuò)大直接融資占比的背景下，有必要結(jié)合行為金融理論，深入考察投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文在理論分析的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國上市公司的面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，高漲的投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，這種正向影響主要源于投資者情緒對(duì)企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)。本文還發(fā)現(xiàn)企業(yè)代理成本在投資者情緒與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在抑制效應(yīng)，高漲的投資者情緒提高了企業(yè)代理成本，進(jìn)而抑制了全要素生產(chǎn)率的提高。但總體上看，高漲的投資者情緒提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。區(qū)分企業(yè)所有制、規(guī)模和內(nèi)部控制質(zhì)量后發(fā)現(xiàn)，投資者情緒對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升作用在非國有企業(yè)、規(guī)模較小的企業(yè)、內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)中更加明顯。

本文的研究結(jié)論具有如下政策啟示：(1)要辯證地看待投資者情緒的作用。以往文獻(xiàn)普遍認(rèn)為投資者情緒作為投資者非理性行為的表現(xiàn)形式之一，無論是對(duì)投資者還是對(duì)企業(yè)而言都具有不利的影響，如提升股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)、加劇代理問題等，這使得大多數(shù)人對(duì)投資者情緒存在偏見。事實(shí)上，由于高漲的投資者情緒能夠緩解企業(yè)面臨的融資約束，這對(duì)于處于金融抑制環(huán)境的企業(yè)具有積極作用，可以通過緩解融資約束來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，助力高質(zhì)量發(fā)展。在中國，即使經(jīng)過多年的信貸市場市場化改革，仍存在較為嚴(yán)重的金融抑制，對(duì)于部分民營企業(yè)尤其是中小企業(yè)來說，融資難、融資貴的問題沒有得到很好解決。民營企業(yè)通常具有較高的生產(chǎn)效率，也是創(chuàng)新變革的中堅(jiān)力量，但長期以來的融資約束抑制了民營企業(yè)生產(chǎn)率的進(jìn)一步提高，如果能夠利用好投資者情緒，那么這些企業(yè)的融資約束應(yīng)該能夠得到一定緩解，從而有利于全要素生產(chǎn)率的進(jìn)一步提高，符合經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的要求。利用好投資者情緒的關(guān)鍵在于審時(shí)度勢，權(quán)衡利弊，使投資者情緒保持在合理范圍，這樣既能最大限度地遏制其負(fù)面效果和防范潛在風(fēng)險(xiǎn)，又能促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。(2)優(yōu)化融資環(huán)境，提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量。投資者情緒對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向作用主要來源于對(duì)企業(yè)融資約束的緩解，良好的融資環(huán)境與投資者情緒之間應(yīng)當(dāng)存在替代效應(yīng)。如果能夠進(jìn)一步深化金融市場改革，營造公平、高效的金融市場環(huán)境，那么上市公司調(diào)動(dòng)投資者情緒以緩解融資約束的動(dòng)力就會(huì)減小，投資者情緒帶來的負(fù)面作用也會(huì)隨之減少。此外，要加強(qiáng)建設(shè)和完善企業(yè)內(nèi)部控制體系，以便更好地發(fā)揮投資者情緒的積極作用，削弱投資者情緒的負(fù)面影響，實(shí)現(xiàn)“趨利避害”。(3)推動(dòng)資本市場健康發(fā)展。隨著注冊制有序試點(diǎn)與推行，未來會(huì)有更多的企業(yè)上市，這給上市公司帶來了更大的融資壓力，而當(dāng)前我國投資者情緒還有較大的上漲空間，適當(dāng)推動(dòng)投資者情緒上漲有利于降低上市公司融資壓力。既要防止資本市場大起大落，又要防止投資者情緒低迷，這對(duì)于實(shí)現(xiàn)中國企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有重要意義。