屈雯，常麗娟

（陜西師范大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院，陜西 西安 710119）

一、引言

眾所周知，自2007年全國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)頒布《公司債券發(fā)行試點(diǎn)辦法》之后，公司債券才正式作為融資的又一新渠道得以在我國(guó)運(yùn)行。與此同時(shí)，國(guó)家各部委也積極響應(yīng)。 2013年3月 5 日第十一屆全國(guó)人民代表大會(huì)第三次會(huì)議的政府工作報(bào)告就強(qiáng)調(diào)：“要積極擴(kuò)大直接融資，完善多層次資本市場(chǎng)體系，擴(kuò)大股權(quán)和債券融資規(guī)模，更好地滿足多樣化投融資需求”，力求為困擾大多企業(yè)的“融資難”問題探尋新的有效突破口。有研究數(shù)據(jù)表明，在西方發(fā)達(dá)國(guó)家，出于對(duì)公司控制權(quán)與所有權(quán)安全的考慮，債券融資規(guī)模是股票融資的5倍之多。美國(guó)的股票市值為GDP的168%，債券為GDP的143%。而中國(guó)2013年末銀行間市場(chǎng)、交易所市場(chǎng)債券，加上憑證式國(guó)債，總共為41.4 萬億元，債券總值相當(dāng)于GDP的72.78%左右，其中企業(yè)債券僅6.9萬億元[1-2]。由此可見，一直以來我國(guó)上市公司所普遍遵循的內(nèi)源融資、股權(quán)融資、銀行貸款、債券融資這一融資順序使得公司債券融資并未在我國(guó)發(fā)揮出其相較于銀行貸款與股權(quán)融資的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)。究其原因，主要在于公司債券融資的公司治理優(yōu)勢(shì)并未得到重視。因此，深入探討公司債券融資及其債權(quán)治理機(jī)制就顯得尤為重要。

二、文獻(xiàn)綜述

公司債券融資作為負(fù)債融資的一種，不僅繼承了負(fù)債融資自身所擁有的債權(quán)治理效應(yīng)，還克服了我國(guó)企業(yè)過度依賴銀行貸款所帶來的預(yù)算軟約束缺陷。我國(guó)學(xué)者王滿四曾將債券的公司治理效應(yīng)定義為：債權(quán)人利用法律和合同所賦予的權(quán)利，在保障自身利益的基礎(chǔ)上采取一定的方式，對(duì)債務(wù)人（即負(fù)債公司）及其管理人員進(jìn)行監(jiān)督或激勵(lì)約束，從而對(duì)負(fù)債公司的治理機(jī)制和治理績(jī)效所發(fā)生的影響或帶來的諸如控制權(quán)效應(yīng)、股權(quán)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、公司治理績(jī)效效應(yīng)、自由現(xiàn)金流效應(yīng)、代理成本效應(yīng)等相關(guān)效應(yīng)[3]。鑒于我國(guó)《破產(chǎn)法》、《證券法》等相關(guān)法律仍處于待完善階段，以及制度安排、股權(quán)結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性，本文只對(duì)其中所涉及的公司治理績(jī)效效應(yīng)進(jìn)行研究。

債券的公司治理績(jī)效效應(yīng)源于Jensen，Mackling的代理理論和Ross的信號(hào)傳遞理論。代理成本理論認(rèn)為，債務(wù)融資可以緩解股東與經(jīng)理間的利益沖突，進(jìn)而減少股權(quán)代理成本。當(dāng)公司規(guī)模一定時(shí)，債務(wù)融資比例增加，股權(quán)融資比例便相應(yīng)減少，此時(shí)經(jīng)理人所持有的股份占公司總股份的比例就會(huì)增加，經(jīng)理人不得不顧忌其實(shí)施侵占行為產(chǎn)生的高額成本，這便有效遏制了經(jīng)理人的利益攫取動(dòng)機(jī)[4]；另一方面，債務(wù)的增加要求經(jīng)理人必須按時(shí)償還本金和利息，減少了其所能夠掌握的剩余自由現(xiàn)金，避免了盲目的擴(kuò)張投資行為[5]。此外，債務(wù)的增加加大了企業(yè)破產(chǎn)清算的可能性，企業(yè)一旦破產(chǎn)，經(jīng)理的聲譽(yù)及其對(duì)公司的控制權(quán)就會(huì)相應(yīng)受到損害，這使得企業(yè)經(jīng)營(yíng)者不得不約束自己的行為，通過減少在職消費(fèi)借以緩解公司內(nèi)外部利益相關(guān)群體間的沖突，由此起到減少代理成本的作用[6]。

信號(hào)傳遞理論則認(rèn)為，上市公司與投資者之間往往存在信息的不對(duì)稱，若上市公司進(jìn)行股權(quán)融資，由于投資者很難把握公司的融資目的，公司發(fā)行新股的意圖往往容易被市場(chǎng)和投資者曲解，股權(quán)融資就很可能會(huì)因?yàn)橥顿Y者對(duì)公司的不信任而以失敗告終，進(jìn)而導(dǎo)致現(xiàn)有股票的折價(jià)損失。相反，投資者對(duì)公司發(fā)行債券往往持肯定的態(tài)度，外部投資者意識(shí)到低質(zhì)量的公司無法通過承擔(dān)更多的債務(wù)來模仿高質(zhì)量的公司，因此，他們總是將較高的債務(wù)水平視為公司經(jīng)營(yíng)前景良好的信號(hào)[7]。

三、理論分析與假設(shè)

1、公司債券與公司治理績(jī)效效應(yīng)

主流的觀點(diǎn)認(rèn)為，公司價(jià)值與負(fù)債權(quán)益比正相關(guān)。然而，我國(guó)上市公司偏好銀行貸款融資，其自身債務(wù)主要由銀行提供，而銀行債務(wù)普遍又存在預(yù)算軟約束現(xiàn)象，這直接弱化了我國(guó)上市公司治理績(jī)效效應(yīng)[8]。相比通過銀行貸款融資而言，債券融資由于具有流動(dòng)性的特點(diǎn)，使得其在交易的過程中能夠有效釋放和分散融資風(fēng)險(xiǎn)，保護(hù)企業(yè)各利益相關(guān)主體的利益；同時(shí)其公開性的特點(diǎn)強(qiáng)制企業(yè)進(jìn)行信息披露，有利于降低負(fù)債契約雙方的信息不對(duì)稱程度，并形成真實(shí)有效的企業(yè)破產(chǎn)壓力，打擊其違約行為動(dòng)機(jī)[9]。基于此，提出第一個(gè)假設(shè)：

H1：公司債券與公司治理績(jī)效效應(yīng)正向相關(guān)。

2、公司債券與企業(yè)內(nèi)部控制

對(duì)于內(nèi)部控制，國(guó)內(nèi)外學(xué)者很早就認(rèn)識(shí)到了其在保證企業(yè)財(cái)務(wù)質(zhì)量完整、可靠；資產(chǎn)保值、增值；實(shí)現(xiàn)企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略繼而提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效方面的積極作用。公司債券融資通過改變企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，直接影響著公司的控制權(quán)配置及各生產(chǎn)要素的配置，進(jìn)而影響到企業(yè)內(nèi)部控制的有效實(shí)施[10]。據(jù)統(tǒng)計(jì)，在我國(guó)的上市公司中，未流通的國(guó)有股和法人股占股權(quán)總數(shù)的62%，法人股股東憑借其絕對(duì)控股地位很有可能實(shí)施侵占公司資源的“隧道行為”，使得內(nèi)部控制形同虛設(shè)。在這種股權(quán)高度集中且流通股比例較低的情況下，資本市場(chǎng)上股票的拋售就很難撼動(dòng)公司控制權(quán)的更替，這更要求建立債權(quán)人有效監(jiān)管企業(yè)借貸資金使用情況的制度和措施，通過建立高效的內(nèi)部控制體系，完善企業(yè)內(nèi)部控制制度，借以維護(hù)債務(wù)控制作為主要控制的地位?；诖耍岢龅诙€(gè)假設(shè)：

H2：公司債券與內(nèi)部控制的有效性正向相關(guān)。

3、企業(yè)內(nèi)部控制與公司治理績(jī)效效應(yīng)

企業(yè)采取債券融資方式進(jìn)行融資后，如果無法按時(shí)償還債務(wù)或由于經(jīng)營(yíng)不善而面臨倒閉，則企業(yè)的控制權(quán)和剩余索取權(quán)就會(huì)由股東轉(zhuǎn)移給債權(quán)人，而企業(yè)也將面臨破產(chǎn)或清算下場(chǎng)[11]。由于債權(quán)人有權(quán)重新安排企業(yè)控制權(quán)，因此，經(jīng)理人也將會(huì)面臨失業(yè)的威脅。在這種破產(chǎn)威脅下，企業(yè)的股東連同經(jīng)理人為了避免出現(xiàn)以上的結(jié)果，會(huì)致力于建立有效的內(nèi)部控制體系，通過對(duì)企業(yè)內(nèi)部各環(huán)節(jié)的嚴(yán)格把控，協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)行為，控制經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，以達(dá)到確保資產(chǎn)安全及高效完成經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的目的?；诖耍岢龅谌齻€(gè)假設(shè)：

H3：內(nèi)部控制的有效性與公司治理績(jī)效效應(yīng)正向相關(guān)。

4、企業(yè)內(nèi)部控制的中介效應(yīng)

中介變量，介于自變量與因變量之間，用來解釋自變量如何對(duì)因變量起作用，但由于其自身并不明顯，一般只能從所研究的自變量和因變量的相互關(guān)系中推斷出來。經(jīng)過大量的文獻(xiàn)閱讀與嚴(yán)密的邏輯推理，本文認(rèn)為債券融資的公司治理績(jī)效效應(yīng)，很大程度上是通過有效的內(nèi)部控制體系施以作用，換言之，有效的內(nèi)部控制可能在債券融資對(duì)公司治理績(jī)效的影響過程中發(fā)揮中介作用。由此，提出以下假設(shè)：

H4：有效的內(nèi)部控制在公司債券融資與企業(yè)治理績(jī)效之間具有中介作用。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)來源

本文選取2012-2013年間上海證券交易所全部A股上市公司作為研究對(duì)象，所有數(shù)據(jù)均來自北京色諾芬經(jīng)濟(jì)金融CCER數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)手工摘自上海證券交易所官方網(wǎng)站以及巨潮資訊網(wǎng)。初始樣本919家，在剔除了未發(fā)行公司債券的上市公司、金融類上市公司、樣本年間被ST、PT的上市公司以及數(shù)據(jù)不全的上市公司之后，最終得到有效樣本480家。初始數(shù)據(jù)的計(jì)算處理采用 Excel 軟件，相關(guān)性檢驗(yàn)及回歸分析均采用Spss19.0 統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行。

（二）變量說明

1、因變量

對(duì)于公司治理績(jī)效的測(cè)量，學(xué)術(shù)界普遍采用以下兩個(gè)指標(biāo)作為替代：資產(chǎn)收益率（ROA）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）。由于ROE是證監(jiān)會(huì)對(duì)上市公司首次公開發(fā)行的考核指標(biāo)，因此存在嚴(yán)重的盈余管理現(xiàn)象。而 ROA則可通過擴(kuò)大樣本研究數(shù)量與延長(zhǎng)樣本研究區(qū)間來降低被操縱的程度，因此，本文選擇資產(chǎn)收益率（ROA）作為被解釋變量，其中，資產(chǎn)收益率=凈利潤(rùn)/平均資產(chǎn)*100%。

2、自變量

由于本文研究的是債券融資的公司治理績(jī)效效應(yīng)，公司債券作為解釋變量，以企業(yè)已發(fā)行的公司債比例來表示。公司債券比例=應(yīng)付債券/負(fù)債總額*100%。

3、中介變量

作為本研究的解釋變量，目前在國(guó)內(nèi)并未對(duì)內(nèi)部控制有效性這一變量形成統(tǒng)一的度量標(biāo)準(zhǔn)。2011年8月發(fā)布的“迪博·中國(guó)上市公司內(nèi)部控制指數(shù)”盡管彌補(bǔ)了這一空白，但由于數(shù)據(jù)難以獲取，因此本研究不予采納。根據(jù)2008年頒布的《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》，本文依次按規(guī)范中所列示的戰(zhàn)略目標(biāo)、經(jīng)營(yíng)目標(biāo)、報(bào)告目標(biāo)、合規(guī)性目標(biāo)及資產(chǎn)安全目標(biāo)五大內(nèi)部控制目標(biāo)分別選取子指標(biāo)，通過標(biāo)準(zhǔn)化法對(duì)內(nèi)部控制有效性變量進(jìn)行無量綱化，并運(yùn)用算術(shù)平均法為各變量賦予權(quán)重，據(jù)此計(jì)算出內(nèi)部控制指數(shù)（ICI）?？梢钥闯?，內(nèi)部控制指數(shù)越高，公司治理績(jī)效越高。

4、控制變量

考慮到不同規(guī)模以及處于不同成長(zhǎng)階段的企業(yè)其公司治理績(jī)效效應(yīng)各不相同，對(duì)公司價(jià)值的影響程度也不盡相同。因此，本文引入企業(yè)規(guī)模及成長(zhǎng)性指標(biāo)作為控制變量。

（三）模型設(shè)定

基于以上分析，本文構(gòu)建如下回歸模型：

模型1：

ROA=α+β1CBP+εi

模型 2：

ICI=α+β2CBP+εi

模型3：

ROA=α+β3ICI+εi

模型4：

ROA=α+β4CBP+β5ICI+εi

表1：變量設(shè)計(jì)

模型中，βi是回歸系數(shù)，εi是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。模型1考察的是公司債券融資的公司治理績(jī)效效應(yīng)，用來檢驗(yàn)假設(shè) 1；模型2考察的是公司債券融資與內(nèi)部控制有效性的關(guān)系，旨在檢驗(yàn)假設(shè) 2；模型 3側(cè)重于考察內(nèi)部控制有效性與公司治理績(jī)效間的關(guān)系，意在檢驗(yàn)假設(shè) 3；模型 4 是在模型 1 的基礎(chǔ)上加入內(nèi)部控制指數(shù)變量，通過比較模型 4 中的 β系數(shù)與模型1 中的 β系數(shù)，來檢驗(yàn)內(nèi)部控制有效性是否發(fā)揮中介效應(yīng)。

五、實(shí)證分析

（一）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2：描述統(tǒng)計(jì)量

由表2可以看出，公司債券發(fā)行比例的最小值為0.04%，最大值為74.16%，均值為16.93%，這說明不同的上市公司融資偏好不盡相同，且公司債券作為一種有效的融資方式并未得到上市公司的廣泛關(guān)注與重視，公司債券的占比較低；資產(chǎn)收益率（ROA）的最小值為-41.6%，最大值為18.34%，均值為2.82%，充分暴露出我國(guó)上市公司的公司治理績(jī)效低下的問題；內(nèi)部控制指數(shù)的最小值為-3.07，最大值為3.09，均值為0.16，表明不同企業(yè)的內(nèi)部控制水平參差不齊，企業(yè)對(duì)內(nèi)部控制的重視程度也各不相同；企業(yè)規(guī)模的最小值為21.00，最大值為28.48，均值為23.71，意味著本次研究所選取的樣本公司規(guī)模水平大致相等，不存在異常值；主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率的最小值為-97%，均值為34.26%，表明不同上市公司的成長(zhǎng)性各異，滿足了樣本選取的要求。

（二）相關(guān)性分析

表3：相關(guān)性

從表3中能夠得出，債券融資與公司治理績(jī)效在5%的顯著性水平下顯著正相關(guān)，表明以發(fā)行公司債券作為融資手段，能夠有效提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，假設(shè)1由此得到驗(yàn)證；同時(shí)，債券融資與企業(yè)內(nèi)部控制指數(shù)兩者正相關(guān)，且在5%的顯著性水平下相關(guān)性顯著，表明發(fā)行公司債券能夠抑制我國(guó)上市公司普遍存在的“一股獨(dú)大”現(xiàn)象，且債券融資的破產(chǎn)威脅迫使企業(yè)建立有效內(nèi)部控制體系，以保證各利益相關(guān)主體不受利益侵害，假設(shè)2由此得以驗(yàn)證；內(nèi)部控制指數(shù)與公司治理績(jī)效間也存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，進(jìn)一步驗(yàn)證了良好高效的內(nèi)部控制體系的建立有益于促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升，假設(shè)3由此得以驗(yàn)證。此外，由表中可以看到，公司債券融資與企業(yè)規(guī)模及成長(zhǎng)性之間呈負(fù)向相關(guān)，這可能是因?yàn)楣緜鳛橐环N新型外源融資手段，其在實(shí)施過程中存在發(fā)行風(fēng)險(xiǎn)、償付風(fēng)險(xiǎn)以及杠桿風(fēng)險(xiǎn)，鑒于我國(guó)眾多上市公司的控制人均為保守派且呈風(fēng)險(xiǎn)厭惡型，其對(duì)債券融資所持的謹(jǐn)慎態(tài)度使其忽視了債券融資在企業(yè)業(yè)務(wù)增長(zhǎng)過程中所發(fā)揮出的積極作用。

（三）回歸分析

在進(jìn)行回歸分析之前，首先對(duì)變量進(jìn)行了共線性檢驗(yàn)，得到的方差膨脹因子均小于10，證明變量間不存在明顯的共線性，變量選取的較合適。

表4：系數(shù)a

表5：系數(shù)a

表6：系數(shù)a

表7：系數(shù)a

本文采用Baron與Kenny所提出的“三步驟”方法來檢驗(yàn)內(nèi)部控制的有效性在公司債券的治理績(jī)效效應(yīng)中是否存在中介作用[12]。具體而言，第一步，檢驗(yàn)公司債券融資與公司治理績(jī)效是否顯著相關(guān)；第二步檢驗(yàn)公司發(fā)行債券比例與內(nèi)部控制有效性是否顯著相關(guān)；第三步公司治理績(jī)效對(duì)公司債券與內(nèi)部控制有效性同時(shí)做回歸，將中介變量引入回歸方程之后，看自變量（公司債券、內(nèi)部控制有效性）與因變量（公司治理績(jī)效）的回歸系數(shù)βi是否顯著降低，亦即看公司債券與治理績(jī)效間是否仍顯著相關(guān)。若不顯著，但不改變中介變量對(duì)因變量的顯著性，證明中介變量在自變量對(duì)因變量的影響過程中起完全中介的作用；若顯著性未改變，但回歸系數(shù)顯著下降，則證明中介變量產(chǎn)生了部分中介作用[13]。

從模型1可以看出，公司債券與治理績(jī)效顯著正向相關(guān)（β1=0.076，p〈0.05），假設(shè)1得到進(jìn)一步驗(yàn)證；從模型 2可以看出，公司債券融資對(duì)有效內(nèi)部控制體系的建立具有明顯促進(jìn)作用（β2=0.514，p〈0.05），假設(shè) 2得到證實(shí)；從模型 3可以看出，有效的內(nèi)部控制的實(shí)施會(huì)顯著改善公司治理績(jī)效（β3=0.026，p〈0.01），假設(shè)3成立；從模型4可以看出，在加入了內(nèi)部控制指數(shù)作為中介變量之后，債券融資對(duì)公司治理績(jī)效的回歸系數(shù)仍是顯著的，且兩者間的相關(guān)關(guān)系不變（β4=0.069，p〈0.01），但回歸系數(shù)β4較β1而言出現(xiàn)了顯著下降，擬合系數(shù)也由原先的0.096上升至0.142，說明內(nèi)部控制有效性在債券融資對(duì)公司治理績(jī)效的影響過程中起到了部分中介作用，假設(shè)4得以驗(yàn)證。

六、研究結(jié)論與啟示

本文通過選取2012-2013年間上海證券交易所全部A股上市公司作為樣本，深入研究了債券融資的公司治理績(jī)效機(jī)制，并得出以下結(jié)論：1、債券融資通過賦予債權(quán)人相機(jī)治理的權(quán)利，進(jìn)一步促進(jìn)了企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升；2、在債券融資對(duì)公司治理績(jī)效的影響過程中，有效的內(nèi)部控制起到了部分中介作用，意味著上市公司要想獲得公司價(jià)值的提升，應(yīng)首先建立良好的內(nèi)部控制體系，并較股權(quán)融資與銀行貸款而言優(yōu)先選取發(fā)行債券的融資方式，將二者有機(jī)結(jié)合，以便成為市場(chǎng)的最終贏家。

本文雖然為研究債券融資、內(nèi)部控制有效性對(duì)公司治理績(jī)效的影響機(jī)制提供了相關(guān)的數(shù)據(jù)支持，但仍存在許多不足之處。在樣本數(shù)據(jù)選取方面，只選取了2012-2013年480家上證A股上市公司的截面數(shù)據(jù)，所研究問題的樣本數(shù)量稍顯不足且缺乏對(duì)近三年樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列分析，使得所得結(jié)論不具有完善性。有鑒于此，本文所得結(jié)論只是探索性的，相關(guān)結(jié)論還需在今后的研究中進(jìn)一步深化。

[1] 李婧,焦裕龍,段瀟,等.2012年度中國(guó)債券市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)分析報(bào)告[EB/OL].(2013-01-06)[2015-03-02].http://wenku.baidu.com/link?url=4O586X8svWPQOO7NCNr-6cm-Avco-MYIZoGqWdX4n5J0UBIijx7fV1mu2uauLylQ eyqR18nxo_VQwaQHaX3tnekp0Iq7y0O5TsKFE1PG0Xy.

[2] 唐衛(wèi)峻,李向瑾.2013年度中國(guó)債券市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)分析報(bào)告[EB/OL].(2014-01-02)[2015-03-02].http://wenku.baidu.com/link?url=-igKnD3GWfl-Sg7dNNEDzUvTQxaekdNWJuW5 N_wcsF3e9gE6-30IOAQFYihzj5XejeSigUrJaOiVFWr7R70PlVfOD1RLzvpb-cKg8P328xa.

[3] 王滿四.負(fù)債融資的公司治理效應(yīng)及其機(jī)制研究[M].北京:中國(guó)社會(huì)科學(xué)出版社,2006

[4] JENSEN M,MACKLING W.Theory of the Firm: Managerial Behavior,Agency Costs and Capital Structure[J].Journal of Financial Economics,1976,13:305-360.

[5] 張霓.債券融資對(duì)我國(guó)公司治理的作用分析[J].重慶郵電學(xué)院學(xué)報(bào),2005(3):335-337.

[6] 劉彤,楊潔.債券融資與企業(yè)債權(quán)治理的優(yōu)化[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2005(2):91-93.

[7] BAKER M,GREENWOOD R,WURGLER J.The maturity of debt issues and predicable variation in bond returns[J].Journal of Financial Economics,2003,70:261-291.

[8] 陳正良,孔兵.債務(wù)融資治理效應(yīng)實(shí)證研究——基于三大債務(wù)結(jié)構(gòu)的視角[J].經(jīng)濟(jì)縱橫,2010(8):102-104.

[9] 常麗娟,岳雄.我國(guó)公司債券的公司治理效應(yīng)實(shí)證研究[J].科學(xué)·經(jīng)濟(jì)·社會(huì),2011(1):54-64.

[10] 武兆宏,穆森.淺析我國(guó)上市公司的債券融資[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì),2006(2):65-70.

[11] 李文偉.債券融資及其風(fēng)險(xiǎn)管理[J].北方經(jīng)貿(mào),2006(12):101-106.

[12] BARON R M,KENNY D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research;conceptual, strategic, and social considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology,1986,51(6):1173-1182.

[13] 溫忠麟,張雷,侯杰泰,劉紅云.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào),2004,36(5):614-620.