企業家信心與經濟增長相關性研究

何安妮，唐文琳

企業家信心與經濟增長相關性研究

何安妮，唐文琳

企業家信心會如何地影響經濟增長是一個值得研究和探索的行為金融學問題。通過對2004-2013年共10年40個季度期間我國的企業家信心指數和GDP增幅之間的相關關系進行研究，發現企業家信心對促進經濟增長有著顯著為正的影響，且企業家信心越高，對經濟增長的正向促進作用越大。同時，企業家信心與經濟增長之間的顯著正相關關系是單向的，即經濟增長對企業家信心的影響并不顯著。

企業家信心；經濟增長；行為金融學

一、引言

隨著知識經濟的到來和經濟全球化的發展，人才已成為企業競爭取勝的決定因素。企業家作為企業的核心人才，他們的表現和作為在市場競爭中往往起著至關重要的作用，顯著地影響和促進經濟增長。

現代行為金融學的研究成果表明，投資者的信心會顯著地影響他們的投資決策行為。過分自信的投資者會低估他們所承擔的風險的水平，因而作出相對于他們的回報率來說風險偏高的投資決策；相反，沒有自信的投資者則可能偏于保守，有可能錯過某些投資回報率較高的投資項目。那么，作為企業核心人才的企業家，他們的信心會不會在影響他們的投資決策行為后，從而進一步影響經濟增長呢？企業家信心越高，是否會越有利于經濟增長呢？反之，企業家信心過高，是否反而不利于經濟增長呢？

本文以我國經濟增長為研究對象，采用國家統計局每個季度發布的企業家信心指數作為企業家信心的衡量指標，通過分析和檢驗我國經濟增長與企業家信心之間的相關性，從而嘗試性地回答和解決上述問題，以期豐富我們對我國企業家經營行為及經濟增長規律的認識和了解，并為后續相關研究提供有意義的啟示。此外，本文還對如何完善我國現有的宏觀調控政策及機制提出了有針對性的意見和建議。

二、文獻回顧

自20世紀80年代西方行為金融學（Behavioral Finance）產生以來，國外的學者已經對投資者的心理如何影響他們的投資決策行為進行了廣泛的研究，取得了四大研究成果，即“視野理論”（Prospect Theory）、“后悔理論”（Regret Theory）、“過度反應理論”（Overreaction Theory）及“過度自信理論”（Overconfidence Theory）。

Kahnemn和Tversky（1979）指出投資者在風險偏好方面，更愿意冒風險去避免虧損，而不是實現利潤最大化［1］。部分投資者自身具有優柔寡斷的性格特點，導致在投資過程中常出現后悔的心理狀態。Rabin和Whaler（2001）認為投資者的從眾行為（Herding Behavior）和追隨常識，是為了避免作出錯誤投資決定而后悔，害怕后悔也反映了投資者對自我的一種期望［2］。Hersh Shefrin和Meir Statman （1984）在研究中發現，投資者在投資過程中除了避免后悔以外，還有一種追求自豪的動機在起作用［3］。

Robert Shifter（1990）認為，人的非理性因素是人根深蒂固的局限性，而歷史教訓并不能讓人們更為理性。他在研究中發現，當日本股市見頂時，只有14.96%的人認為股市會暴跌；但當股市暴跌以后，有32.96%的投資者認為股市還會暴跌［4］。Kahnemn 和Riepe（1998）認為，由于錯誤的估計小概率事件會使投資者過度自信，同時指出這種心理也是博彩行為的心理依據；而對于概率中等事件，投資者會產生過低的估計；但對于90%以上的概率性事件，則認為肯定會發生。這是過度自信產生的一個主要原因［5］。Langer（1975）指出參加投資活動會讓投資者產生一種控制錯覺（Illusion of Contro1），控制錯覺也是產生過度自信的一個重要原因［6］。

總的來看，現行有關投資者的心理如何影響他們投資決策的研究都僅僅集中于股票市場的研究，很少部分關注宏觀經濟中投資者的信心等心理對經濟增長的影響。

三、研究假說

根據國內外已有的研究成果，投資者的心理會顯著影響他們的投資決策行為因而影響他們的投資業績，進而直接影響經濟增長。因此我們認為企業家信心與經濟增長之間存在顯著的相關關系，故提出研究假說H0。

H0：企業家信心與經濟增長之間存在顯著的相關關系。

企業家作為投資者，他們的心理可能會顯著地影響他們的企業經營決策行為。因此，企業家的信心，作為他們的投資心理的一部分，可能會通過影響他們的企業經營決策行為而影響他們所負責經營的企業的業績。一方面，企業家如果信心充足的話，表明企業當時所處的宏觀經濟環境和外部市場環境都對企業的正常經營非常有利。在這種情況下，我們可以非常理性地預期企業將取得更好的經營業績，進而促進經濟增長。因此，我們提出如下研究假說：

H1：企業家信心與經濟增長之間存在顯著的正相關關系。

但是另一方面，根據過度自信理論，企業家暴膨的信息可能會使他們錯誤判斷他們所承擔的風險的水平，從而導致過度投資或者投資于風險非常高的項目，最終公司只獲得不佳的經營業績，因此反而不利于經濟增長。從這個意義上來分析，本文提出了如下假說：

H2：過度的企業家信心與經濟增長之間存在顯著的負相關關系。

四、研究設計

本文以我國經濟增長為研究對象，通過相關系數分析和回歸分析方法來分析和探究企業家信心與經濟增長之間的相關關系，從而達到研究目的。

（一）代理變量

本文研究中采用國家統計局每個季度發布的“企業家信心指數”作為企業家信心的代理變量。“企業家信心指數”根據企業負責人對企業外部市場環境與宏觀政策的判斷與預期而編制，綜合反映了企業負責人對宏觀經濟環境的感受與信心，以100作為景氣指數臨界值，其數值范圍在0～200之間。當景氣指數大于臨界值時，表明經濟狀況趨于上升或改善，處于景氣狀態；當景氣指數小于臨界值時，表明經濟狀況趨于下降或惡化，處于不景氣狀態。“企業家信心指數”由國家統計局自2004年第1季度起開始在每個季度季后17日左右發布。

本文采用我國GDP（國內生產總值）每個季度的累計增幅作為經濟增長的代理變量。國內生產總值累計增幅是指各年一至本季度國內生產總值相對上年同期數的變動趨勢和程度，并按不變價格計算。

（二）研究方法

本文采用Pearson和Spearman兩種相關系數分析方法來測度我國企業家信心和經濟增長之間的相關性。Pearson相關系數用來衡量定距變量間的線性關系；Spearman相關系數用來衡量不服從正態分布的數據、等級數據、一側開口數據、總體分布類型未知的數據間的關聯性。

我們建立如下回歸模型分析企業家信心對經濟增長的影響：

其中：GDPG是經濟增長的代理變量，這里用我國GDP每個季度的累計增幅來衡量；ECI是企業家信心的代理變量，這里用國家統計局每個季度發布的“企業家信心指數”衡量。

為了分析企業家信心較高時對經濟增長的影響，我們將研究樣本按照企業家信心是否超過130分設置一個啞變量（I1），建議以下回歸分析模型：

其中，當企業家信心超過130時，I1為1，否則為0；其他變量定義和模型（1）一致。

格蘭杰因果關系檢驗（Granger Causality Test）是一種假設檢定的統計方法，用來檢驗一組時間序列變量是否為另一組時間序列變量的原因。因此，我們用格蘭杰因果關系檢驗來分析我國企業家信心和經濟增長之間的因果關系。

（三）樣本選擇及數據描述

由于我國國家統計局公布的企業家信心指數數據自2004年第1季度起開始公布，而且分季度發布，考慮到數據的可獲得性，本文選擇的研究對象是2004年第1季度至2013年第4季度之間各個季度企業家信心與經濟增長之間的相關性。

本文研究中所使用的企業家信心和GDP季度累計增幅指數來源于我國國家統計局每個季度發布的“企業家信心指數”和GDP數據。文中研究使用的最終全樣本數據如表1所示。

表1研究全樣本數據

通過ADF檢驗發現，ECI和GDPG都是平穩時間序列。表2列示了對相關變量的描述性統計結果。從表中可以看出：2004-2013年期間，我國企業家信心指數均值和中值均超過了臨界值100，表明總體信心較足，但也有低于臨界值100的時候（最小值達到94.60）；我國GDP增幅從最低的6.6%，到最高的14.5%，表明既有經濟低迷期，也有高速增長期。這些都說明本文的研究樣本覆蓋較為全面。此外，I1的均值為0.53，這表明本文以企業家信心指數是否達到130為標準較好地將研究樣本進行了均分。

表2相關變量描述性統計結果

五、實證研究結果

（一）相關系數分析結果

通過SAS計算得到變量之間的Pearson和Spearman相關系數矩陣如表3所示。從表3中可以看出，在全樣本統計分析下，無論是從Pearson相關系數還是Spearman相關系數來看，企業家信心和經濟增長之間均存在非常顯著的正相關關系，和我們的研究假說H0一致，并且支持了研究假說H1。同時，我們將全樣本以企業家信心指數是否達到130為標準劃分為低信心子樣本和高信心子樣本分別進行分析，發現企業家信心和經濟增長之間依然存在顯著的正相關關系，支持了我們的研究假說H0和H1，但也表明我們沒有發現過度的企業家信心可能不利于經濟增長（研究假說H2）的證據。

表3企業家信心與經濟增長相關系數矩陣表

（二）回歸分析結果

由于ADF檢驗發現ECI和GDPG都是平穩時間序列，所以我們可以采用模型（1-2）所示的線性回歸分析模型進行分析，結果匯總如表4所示。

表4回歸分析結果

從回歸分析的結果來看，與相關系數分析的結果一樣，企業家信心與經濟增長之間存在顯著的正相關關系，因此也支持了我們的研究假說H0 和H1。當我們引入I1的啞變量以后，ECI*I1的回歸系數顯著為正，說明當企業家信心越高時，企業家信心與經濟增長之間的相關性越大。

但是，現在我們仍然不能判斷到底是企業家信心影響經濟增長，還是經濟增長反過來影響企業家信心，因為當宏觀經濟形勢較好時，企業家可能會自然而然的信心增加。所以，我們接下來通過格蘭杰因果關系檢驗來分析企業家信心和經濟增長之間的因果關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗結果

對企業家信心（ECI）和經濟增長（GDPG）之間的因果關系的格蘭杰因果關系檢驗（二階滯后）結果如表5所示。從格蘭杰因果關系檢驗結果來看，企業家信心（ECI）導致了經濟增長（GDPG）顯著為正的變化，而反過來經濟增長（GDPG）對企業家信心（ECI）并沒有顯著的影響，也即是企業家信心促進了經濟增長，而經濟增長對企業家信心并沒有顯著影響。作為穩健性檢驗檢驗，我們同時進行了滯后期為1期的格蘭杰因果關系檢驗，結果與表5類似。

表5企業家信心與公司業績的Granger回歸分析結果

結合回歸分析和格蘭杰因果關系檢驗的結果來綜合分析，本文通過研究發現，企業家信心對促進經濟增長有著顯著為正的影響，且企業家信心越高時，對經濟增長的正向促進作用越大。

六、研究結論和政策建議

研究發現，企業家信心對促進經濟增長有著顯著為正的影響，且企業家信心越高，對經濟增長的正向促進作用越大。同時，本文還研究發現企業家信心與經濟增長之間的顯著正相關關系是單向的，即經濟增長對企業家信心的影響并不顯著。在我們研究的樣本期間，并未發現企業家因為過度的自信而不利于經濟增長的實證證據。

由此我們認為，在當前我國經濟下行壓力持續較大的大環境下，建議從以下方面完善和健全現行宏觀調控政策及機制，維持企業家信心高位運行或使之不斷增強：一是政府給市場更大的空間去發揮資源配置，解決政府過多行政審批和干預等問題，推動市場規則、市場價格、市場競爭實現效益最大化和效率最優化。二是維護宏觀調控政策的持續性和穩定性，從而穩定企業家對宏觀調控政策和市場經營環境的預期，切忌國家宏觀調控政策朝令夕改。三是繼續執行和完善現行結構性減稅政策，切實減輕企業稅負，幫助企業緩解面臨的需求疲弱、成本上升、稅負較重等壓力。

［1］Kahaeman D，Tversky A.ProspectTheory:An Analysis of Decision Making under Risk［J］.Econometrica，1979，（47）.

［2］Rabin M，Whaler R H.Anomalies Risk Aversion［J］.Journal of Economic Perspectives，2001，（15）.

［3］Shefrin H，Statman M.The Disposition to Sell Winners Too Early and Ride Losers Too Long:Theory and Evidence［J］.Journal of Finance，1984，（40）.

［4］Shifter R J.Market Volatility and Investor Behavior［J］.American Economic Review，1990，（2）.

［5］Kahaeman D，Riepe M.Aspects of Investor Psychology［J ］.Journal of Portfolio Management，1998，Summer.

［6］Langer E J.The Illusion of Contro1［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1975，（32）.

［7］Barber B，Odean T.Boys Will be Boys:Gender，Overconfidence，and Common Stock Investment［J］.Quarterly Journal of Economics，2001，（116）.

［8］Brad Barber，Terrance Odean.Boys will be Boys:Gender Overconfidence and Common Stock Investment［J］.Quarterly Journal of Economics，2001，（116）.

［9］Matthew Rabin，Thaler Richard H.Anomalies Risk Aversion［J］.Journal of Economic Perspectives，2001，（15）.

［10］Peterson D，Pitz G.Confidence，Uncertainty，and the Use of Information［J］.Journal of Experimental Psychology，1988，（14）.

［責任編輯：何之洲］

何安妮，廣西大學商學院在讀博士生；唐文琳，廣西大學商學院博士生導師，廣西南寧530003

F270

A

1004-4434（2016）01-0075-05