金融周期、擴張戰略與企業財務危機

欒佳銳　王俊

作者簡介：欒佳銳（1995-），女，遼寧沈陽人，博士研究生，主要從事公司財務、宏觀經濟政策與微觀企業行為等方面的研究。E-mail：ljrnju@163.com

王俊（通訊作者）（1992-），女，遼寧沈陽人，講師，博士，主要從事內部控制與公司治理等研究。E-mail：junwang@mail.neu.edu.cn

摘要：金融沖擊對實體經濟的影響促使金融體系周期性的波動特征被廣泛關注。本文以1998—2018年中國A股上市公司為樣本，通過CF帶通濾波法提取金融周期短、中周期波動成分并構建了金融周期綜合指數，分析了中國金融周期的波動特征，實證檢驗了金融周期對企業財務危機的影響。研究發現，企業財務危機呈現逆周期變化，即在金融下行周期，企業更容易陷入財務危機;尤其對于戰略擴張程度激進和民營企業來說，財務危機的逆周期變化更強。進一步研究發現，金融下行周期主要通過企業融資約束和投資不足兩種路徑影響其陷入財務危機的概率。本文的結論拓展了企業財務危機影響因素在宏觀層面的探索，并有助于理解金融周期波動特征對微觀企業的影響。

關鍵詞：金融周期;企業財務危機;擴張戰略;融資約束;投資不足

中圖分類號：F830.9;F275文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）04-0067-13

一、引言

從1929年紐約證券交易所“黑色星期二”事件開啟長達10年的全球性經濟大蕭條，到2008年美國次貸危機席卷世界，再到2020年美股歷史性暴跌已致三次觸發熔斷機制，金融沖擊早已從金融市場蔓延到實體市場，給企業生產經營帶來巨大挑戰。近年來，中國經濟蓬勃發展，在金融市場現代化、信息化、智能化的大數據時代背景下，金融活動的特征規律和交易模式不斷變化，金融體系的周期性波動呈現持續化和常態化特征。中國人民銀行發布的《2017年第三季度中國貨幣政策執行報告》首次提出了“金融周期”概念，強調現階段各國央行只關注以物價穩定等為表征的經濟周期已然不夠，還應關注由信貸和資產價格等金融變量的擴張和收縮引起的金融周期性波動。同年，習近平總書記在黨的十九大報告中也明確提出要健全雙支柱調控框架，強調以宏觀審慎政策來調控金融周期，維護金融穩定、防范系統性金融風險。在此背景下，金融周期日益受到學術界與實務界的高度關注。

從主流經濟學的發展脈絡來看，早期基于真實經濟周期理論的研究認為技術和資源等外生沖擊是導致經濟波動的主要原因，對金融因素的考慮極其有限。2008年全球金融危機爆發后，金融因素對宏觀經濟的重要作用才逐漸受到關注。以往研究表明，雖然金融周期與經濟周期之間存在動態的正相關關系，但二者仍然存在較大不同。首先，金融周期的長度、頻率、振幅等波動性特征均與經濟周期存在顯著差異。其次，金融周期體現了融資約束、投資者對風險和價值的認知與態度以及風險承擔之間的交互作用，這種交互作用導致了金融蕭條與繁榮的周期性交替，放大了經濟波動，影響了經濟的穩定性。因此，金融周期不僅能夠反應金融體系周期運行的狀態，前瞻性地識別金融困境，還能夠有效預測經濟周期，是實體經濟波動的重要驅動因素。綜上，基于包含內生性金融因素的經濟理論進行金融周期的相關研究，不僅有利于維護金融體系的穩定運行，還能夠作為良好先行指標傳遞實體經濟動向，并由此產生新的宏觀調控思維和方式。

現階段關于金融周期的研究主要集中在金融周期與其他宏觀層面變量間關聯機制的探討，比如經濟周期、商業周期、貨幣政策和工業產品價格等，關于金融周期對微觀企業的影響研究較為有限，且缺乏對周期性的考慮。然而，外在環境持續不斷的周期性運行狀態會破壞微觀企業發展的持續性，甚至會挑戰以可持續發展為前提的主流財務學研究結論的普遍適用性。尤其對于以中國為代表的新興經濟體而言，整體經濟增速較快，經濟改革與社會轉型強度較大，金融風險較高，企業更容易受到金融體系波動的影響。因此，探究宏觀金融周期對微觀企業行為的影響，不僅契合我國當前的金融環境，也有利于緩解已有學術研究中宏觀環境與微觀企業之間存在的割裂現象。

我國經濟與金融體制改革的深化成就了無數企業，也使不少企業被卷入失敗的漩渦掙扎求存。從“味精大王”蓮花味精破產重組到“影音大王”暴風集團進入退市倒計時，因財務狀況不佳陷入危機甚至導致企業破產的例子屢見不鮮，為我國經濟平穩快速增長帶來了巨大隱患。如何在不斷變化的經濟環境中穩步發展是所有企業亟須解決的難題。上市公司從財務健康到財務惡化直至陷入財務危機是一個循序漸進、有規可循的過程。加強對企業財務危機影響因素的分析，能夠為企業起到預警作用，有利于管理者快速作出反應，實現企業健康可持續的發展。基于此，本文以1998—2018年滬、深兩市A股上市公司作為研究樣本，利用CF帶通濾波法提取了我國金融短、中周期波動成分，對其特征屬性進行了分析，并利用算術平均法合成了我國金融周期綜合指數，實證檢驗了我國金融周期對企業發生財務危機概率的影響。

本文可能的貢獻在于：首先，對于宏觀環境如何影響微觀企業行為這一重要話題，以往文獻大多僅關注經濟周期的影響，在考慮金融因素時，主要針對房價、股價等單個金融因素的影響，或將金融危機作為外生沖擊變量進行探究。本文則在此基礎上整合了金融周期綜合指數，進一步考慮了金融環境常態化和持續化的周期性波動特征，拓展了有關金融周期的研究成果。其次，以往對企業財務危機影響因素的研究大多關注于微觀層面因素，如公司各項財務指標、治理機制等，對宏觀層面因素的考慮較為有限。本文引入金融周期變量，進一步豐富了企業財務危機的影響因素研究。最后，近年來人工智能和互聯網技術在金融領域的應用進一步推動了金融市場的創新與開放，加強對金融周期對企業財務危機影響的探討，有利于增強投資者對資本市場的認知和理解，為管理者提前進行合理有效的投融資決策提供借鑒，并為政策制定部門和監管機構進一步完善金融制度、防范和化解金融風險提供決策依據，從而推動金融市場和上市公司同步高質量健康發展。

二、理論分析與假設提出

（一）金融周期與企業財務危機

關于金融周期的研究主要基于信貸周期理論[1]、金融加速器理論[2]和金融中介理論[3]，將金融沖擊、金融摩擦和金融部門等金融因素引入經濟學理論模型形成新興的金融經濟周期分析框架。由于信息不對稱和金融摩擦的存在，金融沖擊主要通過抵押約束機制[1-4]、金融加速器機制[5-6]和銀行中介機制[4-7]傳導至實體經濟，分別從非金融部門信貸融資和金融部門信貸供給角度考察金融周期，解釋了金融體系對企業本身的外部沖擊，以及源自金融中介的內部沖擊對實體經濟的傳導、放大和加速作用。

金融加速器機制和抵押約束機制均是從企業信貸融資角度考察金融周期的影響。其中，抵押約束機制主要是從企業可獲得的貸款規模角度，引入數量型金融摩擦，側重于強調企業凈值和價格直接對企業融資能力產生影響的靜態與動態效應;而金融加速器機制主要是從企業貸款利率角度，引入價格型金融摩擦，側重于強調企業凈值和價格通過外部融資溢價對當期融資能力的間接影響[8-9]，包括外部融資溢價機制和“費雪-通縮效應”機制[5]。具體而言，基于外部融資溢價機制，金融周期下行時，企業資產負債表健康程度惡化，凈資產價值下降，使得銀行對企業發放貸款的風險溢價提高，企業外源融資成本大幅升高。隨著金融周期持續下行，價格和產出水平同向變化，企業實際負債負擔加重，在這一過程中還會出現“費雪通縮效應”和外部融資溢價效應彼此加強的情況，成倍放大負向沖擊。基于抵押約束機制，當金融周期下行時，企業用于抵押貸款的資產實際價值下跌，企業在信貸合約中可獲得的信貸額度下降，受到信貸約束的企業未來預期收益和現金流會因此更為悲觀，從而導致抵押資產的預期價格進一步下跌，產生動態效應，使企業融資能力降低，企業將被迫削減投資。

銀行中介機制是從銀行中介信貸供給角度考察金融周期的影響，引入銀行體系流動性，將由于借款人與貸款人之間信息不對稱導致的代理問題拓展為借款人與銀行、銀行與債權人之間的雙層代理問題[4]。銀行中介在經濟中履行流動性保障功能，其主要職責就是將缺乏流動性的存款契約轉向具有流動性的貸款契約[10]。銀行等金融中介部門是企業最重要的融資渠道，通過自身的最優化行為來實現信貸需求與供給的均衡，然而，一旦金融環境惡化，銀行受到的違約沖擊則是導致隨后大量企業產出崩潰的源頭[11]。當金融周期下行時，銀行的資產負債表也會受到影響，與同行機構拆借存在困難，為了避免難以滿足存款準備金和資本充足率的要求，導致擠兌危機和流動性困境，銀行將采取催還借款、提升利差等措施，這使得企業在受到金融摩擦導致自身融資能力下降的同時，面臨更嚴峻的外部信貸約束。

在以上三種機制的共同作用下，在金融周期下行時，企業資產價格受損、償債壓力暴增，會導致負面的“財富效應”，企業將具有較低的貸款水平，面臨較強的融資約束。融資是影響企業可持續發展的關鍵因素，持續缺乏足夠的現金流會使得企業的生產與投資嚴重受阻[4-7]，從而提高企業陷入財務危機的概率[12]。同時，若金融市場中出現越來越多償債能力下降但仍有借貸需求的高杠桿主體，將加劇金融中介機構的脆弱性，此時任何負面沖擊都會更容易通過金融中介傳導放大，從而進一步引發企業的違約和破產[13]，使惡性循環不斷自我強化，經濟萎縮加劇。

反之，當金融周期上行時，資本市場信貸資金增加，新型貸款工具和大量金融工程應運而生，企業面臨的融資約束逐步緩解。金融中介機構的穩定和繁榮使資本市場結構功能更加完善，提高了資金的配置效率，增強了市場有效性，這些均有利于企業進行高效的生產經營，并開展高質量的投資活動，從而有效降低企業陷入財務危機的可能性。

基于此，筆者提出以下假設：

H1：控制其他因素，企業財務危機呈現逆周期變化，即在金融周期下行時企業更容易陷入財務危機。

（二）擴張戰略對金融周期與企業財務危機關系的調節作用

隨著我國資本市場的資源配置功能不斷完善，很多企業開始不滿足于自身現狀并開始尋求進一步擴張[14]。在實踐中，企業的擴張方式主要分為內部擴張和外部擴張，內部擴張主要是通過自身的資本積累，利用資金、技術和管理等方面的優勢，實現企業規模的擴大;外部擴張主要是指通過并購迅速獲取資源，進入新市場并實現多元化發展。蘇冬蔚[15]認為，企業擴張有利于實現規模經濟和協同效應，為企業帶來經營業績提高和價值增值，通過不斷擴張實現多元化戰略，也有利于降低企業經營風險。但是，如果忽略過度擴張所引起的風險或缺乏控制，則會使企業面臨運營資金減少、融資困難等一系列問題，甚至陷入財務困境[16-17]。因此，企業對擴張戰略的選擇可能會影響金融周期與企業財務危機之間的關系。

第一，企業擴張需要大量資金，尤其是外源資金的支持。擴張越激進的企業往往更多地關注于新產品的開發和新市場的拓展，從而具有更高的不確定性和業績風險[18];也更多地依賴于金融關聯、商業信用等方式以獲取足夠資金，具有慣性依賴風險[19]。因此，當金融周期下行時，激進擴張的企業會面臨更強的融資約束和更高的償債風險，從而缺乏足夠的現金流支撐企業的高速擴張，導致企業出現低效的過度擴張行為，增加企業陷入財務困境的可能[14]。

第二，企業過度擴張會導致股東與管理層之間的信息不對稱程度提高，引發委托代理問題。管理者可能會在此過程中實施低效率的融資和投資等機會主義行為，導致企業的資產結構失衡，影響整體的發展效率[20];此外，如果管理者忽略自身能力水平和公司發展規律，通過激烈的擴張行為構建商業帝國以獲取私利，容易導致組織管理能力與擴張規模速度的脫節，使管理者難以把控企業擴張所引發的風險。當金融周期下行時，以上問題則會進一步加大企業的破產風險[17]。

第三，企業擴張使得企業的組織形式變得更加復雜，內控機制也更為分散和不穩定[18]。由于企業的組織結構和戰略目標均存在一定的慣性，如果管理者未能積極進行調整變革，一味地盲目擴張，則會導致企業存在規模擴大但內部機構冗余等問題，使企業抵抗沖擊的能力減弱[21]。因此，當金融周期下行時，企業難以適應外部環境的變化，從而更可能陷入財務危機。

基于此，筆者提出以下假設：

H2：控制其他因素，企業的擴張戰略加劇了企業財務危機的逆周期變化，即企業的擴張程度越激進，越容易在金融下行周期時陷入財務危機。

（三）產權性質對金融周期與企業財務危機關系的調節作用

基于我國獨特的制度背景，探討宏觀金融環境對微觀企業行為的影響時，不可避免地要考慮企業產權性質的異質性。金融周期波動對國有企業與民營企業財務風險的影響可能存在明顯不同，主要原因如下：

第一，從企業對金融市場的依賴性來看，在政府干預的前提下，國有企業更多地依賴于銀行及財政的資金支持和稅收減免等優惠政策，具有較強的融資貸款優勢;相比之下，民營企業則面臨較大的融資約束，獲得貸款的難度和標準均明顯更高[22-23]。同時，由于預算軟約束的存在，當國有企業面臨虧損或財務困境時，政府具有很強的動機對其進行支持和保護[24]，國有企業也更傾向于通過獲得補貼資助和金融機構支持等具有政府干預色彩的非市場化手段應對財務困境，而民營企業則大多會選擇戰略和運營重組等市場化手段[25]。因此，民營企業財務狀況受金融沖擊的影響較大，也對金融周期波動的反應更為敏感。

第二，從企業治理機制來看，國有企業高管兼具企業經營管理者和政府官員的雙重身份，出于政治動機的考慮通常比較厭惡風險[26];相比之下，民營企業高管則更多出于經濟動機的考慮，對可能導致企業陷入危機但有利于自身收益增加的高風險行為并不具有明顯的防御傾向[27]。同時，國有企業具有獨特的黨內巡視、紀檢派駐等外部治理機制和“三重一大”等內部治理機制[28]，而民營企業的經營活動則較少受到政治監督與行政干預，管理者在戰略制定和經營決策等方面擁有較大自主權，這也使得民營企業更容易出現管理者利益侵占行為[29]。因此，當金融周期下行時，外部金融環境的惡化將加劇民營企業高管基于經濟動機的風險偏好行為和代理行為的負面影響[30]，金融摩擦的增大也使高杠桿民營企業的脆弱性開始顯現，提高了企業的財務風險以及陷入財務危機的概率[2-23]。

基于此，筆者提出以下假設：

H3：控制其他因素，民營企業的財務危機呈現更強的逆周期變化，即民營企業更容易在金融下行周期時陷入財務危機。

三、研究設計

（一）研究樣本與數據來源

基于相關數據的可獲得性，本文選取1998—2018年中國滬、深兩市A股上市公司作為初始研究樣本。通過以下原則進行樣本篩選：由于金融業公司的資本結構比較特殊，難以與其他公司進行對比，故剔除金融業公司;為了避免已陷入財務危機、經營狀況惡化具有不可逆轉性企業的影響，企業被ST即企業因財務狀況異常被特殊處理以向投資者提示防范風險。呂峻和李梓房[31]指出，大多數公司一旦被ST，公司就會陷入財務危機，大多退市，或是通過重組、資產置換才能“摘帽”，經營狀況的惡化具有不可逆轉性。故剔除ST，*ST公司;剔除變量存在缺失值的樣本，最終得到29147個總樣本觀測值。本文金融周期數據來自國際清算銀行，產權性質數據來自CCER數據庫，其他變量均來自Wind數據庫和CSMAR數據庫，針對數據庫部分缺失數據進行了手工整理補充。為消除極端值的影響，本文對連續變量進行1%分位和99%分位的縮尾處理。數據的分析處理采用了Stata15和Eviews7軟件。

（二）構建中國金融周期綜合指數

1.基礎指標

金融周期定義中的主要核心指標是信貸總量和房地產價格指標[32]。借鑒馬勇等[33]與伊楠和張斌[34]的研究方法，本文以私營信貸總量、私營信貸/GDP和國房景氣指數三個變量作為測算金融周期的基礎指標。一是私營信貸總量主要由非金融企業信貸、居民和為居民服務的非盈利機構信貸構成，較好地融合了金融機構貸款余額和社會融資規模這兩個反映信貸約束程度的主要特征，也契合了近年來我國金融市場和產品不斷創新、社會融資方式和渠道日趨多元化的金融環境，是用于衡量融資約束的理想指標。二是私營信貸/GDP指標也在研究中被廣泛應用。私營信貸總量體現了信貸的發放總量，私營信貸/GDP則體現了信貸結構即信貸通過流向實體企業參與GDP生產，是用于衡量金融體系系統性風險積累和吸收損失能力的理想指標。三是本文選擇國房景氣指數作為投資者對風險和價值的認知與態度的替代變量。房地產作為信貸的抵押資產和金融創新的基礎資產，不僅反映著金融體系的運行狀況，還是聯系金融體系與實體經濟的重要紐帶。國房景氣指數由土地、資金、市場需求等多角度的多項量化指標組成，能夠較好地反映我國房地產業的實際運行狀況，是衡量資產價格以及經濟參與者對風險與價值的認知和態度的理想指標。私營信貸/GDP與不動產價格同步正偏差，房地產價格也可以檢驗吸收損失的能力，因此，將兩個指標相結合可以減少誤差與擾動，有利于金融周期的準確測算。未采用房屋銷售價格，是由于商品房銷售和住宅銷售價格在樣本前期數據質量較差、波動較大，存在較大走勢差異。

在選取以上三項基礎指標后，由于樣本數據時序不長，私營信貸等變量在樣本區間大多處于持續上升的態勢，針對變量絕對值進行分析難以消除序列的時間遞增趨勢、有效識別周期的轉折點。因此，本文將季節調整后的序列取自然對數并選取增長率，得到平穩時間序列以進一步提取周期性，這也在一定程度上緩解了異方差的影響。具體地，首先利用CPI平減將名義值轉為實際值，將月度數據取算術平均值得到季度時間序列數據;其次進行X-12季節調整，剔除季節性因素和不規則因素;最后對除私營信貸/GDP外的其他基礎指標取自然對數一階差分。

2.測算方法

Borio[32]在測算金融周期時通常會采用帶通濾波法或轉折點法，但由于轉折點法主要通過在一定范圍內比較數值大小來確定波峰和波谷，難以具體描述周期性波動的特征。因此，本文使用Christiano和Fitzgerald[35]提出的全樣本非對稱帶通濾波（CF帶通濾波法）來提取各單變量的周期波動成分，該方法放棄了時間序列平穩性和對稱性的嚴格假設，能夠根據不同性質的序列選擇合適的公式和權重，剔除短期噪聲波動和長期趨勢的影響，從而能夠更為靈活地提取特定頻率和波長的周期成分。參考以往文獻，本文進行濾波分解時，短周期的參數設置為5—24個季度，中周期的參數設置為24—78個季度。

3.單變量周期特征描述

圖1—圖3展示了對本文樣本期間內私營信貸總量、私營信貸/GDP和國房景氣指數三項基礎指標進行CF濾波識別金融周期短、中周期波動的結果。從圖中可以看出，私營信貸總量、私營信貸/GDP和國房景氣指數在1998—2018年內均經歷了多個短周期和中周期。雖然不同的指標測度對與金融周期波動上行與下行階段的識別略有差異，但整體而言符合我國金融經濟發展的實際情況，并且與以往學者的研究結果基本一致[33]。由于我國金融自由化程度較低，金融周期尤其是短周期與國家金融調控政策緊密相關。從短期CF濾波分解結果來看，樣本期間內的幾次波峰與波谷的時間點也均對應著重要的國家金融調控政策。

例如，2006年由于股權分置改革的全面展開以及《短期融資券管理辦法》等金融調控政策的出臺，金融市場制度性建設獲得較大進展，因此，出現了金融周期的一次波峰。但隨著全球性金融危機的到來，金融周期開始下行。為應對負面沖擊，我國開始實施寬松的貨幣政策和“四萬億”經濟刺激計劃，在一定程度上解救了銀行業的資產負債表危機，因此，2009年出現了又一次波峰。然而，在該計劃結束之后，金融體系的脆弱性逐漸暴露，經濟增速乏力，我國進入了金融周期與經濟周期雙重下行階段。2016年，多項政策相繼出臺，加快了借力供給側結構性改革去杠桿化的部署，因此，2017年金融周期再次達到峰值。

經CF濾波分解后測算出的短周期長度在2—3年，中周期長度在7—9年，略長于中國經濟周期（4—6年）。多數指標的金融周期下行階段的持續時間均略高于上行階段的持續時間，下行階段的波動幅度普遍高于上行階段的波動幅度。

4.合成中國金融周期綜合指數

為了進一步分析三個基礎指標之間的關系以選取合適的變量構建綜合性的金融周期指標，本文借鑒Harding和Pagan[36]的方法計算一致性指數（pXY），以此來衡量多個指標的一致性程度。

其中，X、Y分別表示上述三個基礎指標中的任意兩個指標，ptX（ptY）取1表明X（Y）處于上行階段，取0表明X（Y）處于下行階段。一致性指數的大小代表著兩個周期指標同時處于上行階段或是下行階段的時間占總時間的比重，越趨向于1，則說明兩個周期指標的一致性程度越大，同步性越高，越適合共同用于綜合指標的構建。通過計算，私營信貸總量、私營信貸/GDP和國房景氣指數三個指標任意兩者的一致性指數均大于0.5，說明存在較好的同步性和一致性，因此，本文利用以上三個指標共同構建金融周期綜合指數，以更全面地反映金融體系各方面的信息和整體運行態勢。

考慮到上述三個指標在數據類型和單位上存在差異，按照主流文獻的做法，采用Max-Min標準化方法將其進行無量綱轉換，具體計算公式為：

其中，Vit表示指標i在t時期的實際值，Min（Vi）和Max（Vi）分別表示變量i在整個樣本時間區間中的最小值和最大值，V′it表示變量i在第t期經過標準化處理后的數值。借鑒Drehmann等[37]的方法，本文使用算術平均法將經無量綱化處理后的金融單變量合成為金融周期綜合指數（FC），其數值的大小對應著金融周期的上行和下行。在穩健性檢驗中選擇主成分分析法合成金融周期綜合指數，研究結果依然穩健。

（三）模型構建

為了檢驗H1，本文以金融周期做為解釋變量，為了在一定程度上排除政策的影響和市場隨機噪音的干擾，本文在主回歸中選取金融中周期指數，穩健性檢驗中利用金融短周期指數進行回歸，結果依然顯著。構建如下回歸模型：Hausman檢驗結果顯示P值小于0.01，因此，本文采用固定效應模型進行回歸。

其中，被解釋變量為企業財務危機。采用兩種方式度量：一是利用Altman[12]構建的五因素Z-score模型度量企業財務危機發生的概率（FD1）。Z=100×（0.006×股票總市值/期末負債賬面價值+0.012×營運資金/期末總資產+0.014×期末留存收益/期末總資產+0.033×息稅前利潤/期末總資產+0.999×本期銷售收入/期末總資產）。Z值越小，意味著企業發生財務危機的概率越大。二是借鑒姜付秀等[14]的方法利用Z值設置啞變量來判斷企業的財務危機狀況（FD2），即如果Z值小于1.810，取值為1，否則取0。本文在后續實證檢驗過程中，考慮到結果的可讀性，將Z值取相反數進行回歸，使其回歸系數與啞變量方向一致，即Z值的相反數越大，發生財務危機的概率越大。

此外，借鑒以往學者關于財務危機影響因素的研究結果，為了控制企業投資機會、企業成長性、公司治理水平等企業層面因素的影響，模型選取了資產周轉率（TAT）、總資產收益率（ROA）、托賓Q值（TobinQ）、企業收入增長率（Growth）、市值賬面比（B/M）、企業規模（Size）、董事會規模（lnBod）、第一股東持股比例（Top1）等作為控制變量。同時，本文還控制了行業和企業（Industry）變量以規避行業和企業因素的影響。ε表示隨機擾動項。具體變量定義如表1所示。

如果模型（1）中估計系數α1顯著為負，說明企業發生財務危機的可能性與金融周期負相關，即企業財務危機呈逆周期變化，H1得到驗證。

為了檢驗H2，在模型（1）的基礎上，分別加入企業內部擴張和外部擴張及其與金融周期的交互項，構建如下回歸模型：

按照戰略類型劃分，本文將擴張戰略分為內部擴張（IEP）和外部擴張（EEP）。借鑒姜付秀等[14]的方法，利用企業內部投資額來反應企業內部擴張的激進程度。企業內部投資額=（企業支付構建固定資產、無形資產等的現金-出售固定資產、無形資產等收回的凈現金-當年折舊額）/年末總資產。本文借鑒張雯等[38]，利用并購支付對價與年末總資產的比值來反應企業外部擴張的激進程度。

如果模型（2）中估計系數γ3、β3顯著為負，說明企業內、外部擴張增強了企業財務危機與金融周期的負相關性，即內、外部擴張程度越高的企業財務危機逆周期變化越強，H2得到驗證。

為了檢驗假設H3，在模型（1）的基礎上，加入虛擬變量產權性質（Nature）及其與金融周期（FC）的交互項（FC×Nature），構建如下回歸模型：

產權性質（Nature）的度量方式為，最終控制人為國有控股取值為1，否則為0。如果模型（4）中估計系數δ3顯著為正，說明國有企業特殊的所有權性質削弱了企業財務危機與金融周期的負相關性，即與國有企業相比，民營企業財務危機的逆周期變化更強，H3得到驗證。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計分析

各變量描述性統計結果顯示，金融周期綜合指數（FC）的均值（中位數）為51.637（51.640），與以往研究的計算結果基本一致[33]。財務危機FD1的均值（中位數）為6.331（3.670）;FD2的均值（中位數）為0.216（0.000），說明我國約五分之一的上市公司都面臨較高的財務風險。其余控制變量的描述性統計結果均與以往文獻類似。

（二）回歸結果及分析

1.金融周期對企業財務危機的影響

表2分別報告了以連續值和啞變量計量的企業財務危機與金融周期的回歸結果。結果顯示，企業財務危機（FD1和FD2）與金融周期（FC）的回歸系數在1%水平下顯著為負，說明企業財務危機呈現逆周期變化，支持H1。該結果表明，在金融周期上行階段，企業受到的融資約束程度較低，生產經營、投資機會與創新能力相對較強，因而陷入財務危機的可能性較低;然而當資產價格持續上漲、信貸規模過度擴張，銀行風險增大，金融供給開始收縮;在金融周期下行階段，市場需求疲軟，企業融資受阻，進一步約束了企業生產與投資，提高了企業出現財務危機的可能性。因此，企業財務危機整體呈現逆周期性。從經濟意義上看，其他變量保持不變，金融周期綜合指數每降低一個百分點，企業的Z值降低0.09%，企業陷入財務危機的可能性提高0.03%。

從控制變量的回歸結果來看，企業規模（Size）與陷入財務危機的概率顯著正相關;企業營運能力（TAT）、盈利能力（ROA）和第一大股東持股比例（Top1）與陷入財務危機的概率顯著負相關。

2.金融周期、企業擴張與企業財務危機

表3分別報告了內、外部擴張程度對企業財務危機與金融周期關系影響的回歸結果。樣本中發生并購行為且可獲得并購支付對價數據的觀測值共8588個，雖然數據量較少，但并購費用能夠更好地區分并購程度。結果顯示，金融周期與企業財務危機的回歸系數仍在1%水平下顯著為負，內部擴張程度（IEP）與外部擴張程度（EEP）與金融周期交互項的回歸系數分別在1%、5%或10%水平下顯著為負，該結果說明無論是企業內部擴張還是外部擴張，均對企業財務危機與金融周期之間的關系具有顯著的正向調節作用，即企業擴張程度加劇了企業財務危機的逆周期變化，支持H2。

3.金融周期、產權性質與企業財務危機

表4報告了產權性質對企業財務危機與金融周期關系影響的回歸結果。結果顯示，金融周期與企業財務危機的回歸系數仍在1%水平下顯著為負，產權性質（Nature）與金融周期交乘項的回歸系數在1%水平下顯著為正，該結果說明產權性質對企業財務危機與金融周期之間的關系具有顯著的負向調節作用，即民營企業的財務危機具有更強的逆周期變化，支持H3。

五、進一步分析與穩健性檢驗

（一）進一步分析

本文進一步對金融周期對企業財務危機的影響機制進行探討。從金融周期對企業財務危機的作用路徑可以看出，金融周期主要通過影響企業的融資，進而影響企業的日常經營生產和投資，從而導致企業的財務風險發生變化。具體而言，金融周期上行緩解了融資約束，不僅有利于資金在日常經營活動中的周轉和循環、保障企業正常產出，還抑制了企業投資不足的非效率投資行為，從而削弱了企業陷入財務危機的可能性;而金融周期下行則使企業受到較嚴重的融資約束，導致企業不得不將更多的現金流用于償還債務，使得企業生產能力下降，企業投資不足，從而增強了企業陷入財務危機的可能性。企業的融資與投資體現了資金在企業和金融市場之間的流動和增值，以企業投融資作為切入點，本文進一步對路徑機制進行探討。

1.融資約束的中介效應

首先，本文使用不包含企業內部融資特征、相對外生且較為穩健的SA指數度量企業所面臨的外部融資約束，其中，Size為企業規模（總資產取自然對數），Age為企業年齡（所在年份與成立年份的差值加1）。SA值的絕對值越大，代表企業所面臨的融資約束越大。公式如下：

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age（5）

其次，借鑒溫忠麟和葉寶娟[39]構建模型（6）和模型（7）進行融資約束的中介效應檢驗：

表5分別報告了以FD1和FD2作為被解釋變量時，融資約束的中介效應檢驗結果。列（1）的結果顯示，金融周期與融資約束在1%的水平上顯著為負;列（2）和列（3）的結果顯示，控制了中介變量融資約束后，金融周期與財務危機依然在1%水平上顯著為負，但金融周期對企業財務危機的負面影響減弱，且Sobel檢驗結果的P值分別小于0.1和0.01，以上結果說明融資約束在金融周期對企業財務危機產生負面影響的過程中發揮了顯著的中介效應。

進一步對相關系數進行計算分析中介效應的效應量。以FD1作為被解釋變量時，標準化后的估計系數α1-τ1衡量了中介變量所發揮的間接效應，其與α1的比值是衡量中介效應占總效應比例的常用指標。對相關系數進行分析計算可得，中介變量融資約束發揮的中介效應占總效應的2.2%;以FD2作被解釋變量時，由于FD2是虛擬變量，借鑒劉紅云等[40]的方法，計算各變量的標準差以及中介變量與自變量的協方差，采用系數乘積法進行中介效應效果量的計算，計算得出中介變量融資約束發揮的中介效應占總效應的12.4%。

2.投資不足的中介效應

首先，借鑒李萬福等[41]與李延喜等[42]的研究，構建企業投資水平模型如下：

表6分別報告了以FD1和FD2作為被解釋變量時，投資不足的中介效應檢驗結果。列（1）的結果顯示，金融周期與投資不足在1%的水平上顯著為負;列（2）和列（3）的結果顯示，控制了中介變量投資不足后，金融周期與財務危機依然在1%水平上顯著為負，但金融周期對企業財務危機的負面影響減弱，且Sobel檢驗結果的P值分別小于0.1和0.01，以上結果說明投資不足在金融周期對企業財務危機產生負面影響的過程中發揮了顯著的中介效應。進一步對相關系數進行計算分析中介效應的效應量，當因變量為FD1和FD2時，中介變量投資不足發揮的中介效應分別占總效應的12.3%和22.4%。

（二）穩健性檢驗

1.內生性問題

本文可能存在的內生性問題主要是金融周期與企業財務危機的反向因果關系，根據以往文獻，金融周期作為外部宏觀層面的經濟變量，微觀層面企業個體的財務危機很難影響到宏觀經濟變量。但基于謹慎性考慮，針對這一內生性問題，本文將企業財務危機與滯后1—3期的金融周期加入模型進行回歸。回歸結果顯示，主要回歸結果仍然成立，較有效地控制了這一內生性問題。

2.選取金融周期的替代指標

一是本文選取主成分分析法合成金融周期綜合指數，由主成分分析法提取出的金融中周期綜合指數為：FC=0.390×私營信貸+0.370×私營信貸/GDP+0.250×國房景氣指數。二是本文選取算術平均法計算的金融短周期指數替換解釋變量金融周期。結果顯示，兩種度量方法下主要回歸結果均保持穩健。

3.選取財務危機的替代指標

一是企業資不抵債是上市公司開始陷入財務危機的標志，企業一旦出現資不抵債，意味著企業償債能力的喪失，很有可能會繼續出現現金流量無法滿足需求的情況，甚至宣告破產。因此，本文借鑒王克敏等[30]的做法，以公司是否出現資不抵債現象界定公司發生財務危機的可能性，即如果企業連續兩年流動比率小于1則取值為1，否則取0。二是借鑒廖義剛和王艷艷[43]基于盈利能力論對企業財務危機的判斷標準，將經營活動現金凈流量、凈營運資本、營業利潤、留存收益中任意一項或多項為負的企業定義為財務危機企業，并設置啞變量。結果顯示，兩種度量方式下主要回歸結果均保持穩健。

六、結論與啟示

作為新興市場的中國，金融自由化和金融創新在一定程度上有效解決了企業的投融資問題，但也存在金融體系風險較高、波動劇烈、監管相對缺失、金融機構逐利性等問題。從2018年上半年開始，強烈的金融去杠桿疊加中美貿易摩擦等因素，金融周期下行特征明顯。2020年3月，受新冠肺炎疫情和石油價格戰影響，美股巨幅下跌三次觸發熔斷機制，金融周期對實體經濟的影響不容小覷。已有關于宏觀周期性經濟變量對微觀企業影響的相關研究中，更為關注經濟周期的影響，缺乏對金融周期的考量。基于傳統經濟周期理論存在的局限性，金融周期等金融因素應逐漸被納入分析框架并基于新的理論形成新的研究范式，以契合當下企業所處的真實外部金融經濟環境。因此，基于金融經濟周期理論，本文通過合成金融周期綜合指數，解釋、分析了我國金融周期的特征，并實證檢驗了金融周期對企業財務危機的影響，在一定程度上彌補了宏觀周期性因素相關研究的局限性，也拓展了企業財務危機的影響因素。研究結果表明，企業財務危機呈現逆周期變化，與金融周期上行階段相比，金融周期下行時企業陷入財務危機的概率更大，對內部、外部擴張程度更激烈的企業和民營企業影響更大。進一步研究發現，金融下行周期能夠通過增強企業的融資約束，導致企業投資不足，從而提高企業財務危機發生的概率。

隨著金融一體化的推進，金融體系呈現出交互性、網絡化等新特征和趨勢，維持金融安全與穩定、推動金融高質量發展已成為政府和社會共同努力的重要目標。本文的研究成果不僅有利于幫助企業及時調整財務狀況，當金融周期下行、金融體系波動劇烈、風險增加時，為其提供科學預警，降低企業陷入財務危機的可能性。還揭示了我國金融周期性波動的表現特征，在一定程度上為金融監管的實施和宏觀政策的制定提供了有益的依據，有利于增強其前瞻性和科學性，防控金融風險的積累、有效偵測金融危機，具有一定的政策啟示意義。同時，金融體系的周期性波動對內、外部擴張行為更激進的企業，尤其是民營企業影響更大。在確保金融體系的穩健運行時，也應密切關注上述企業的財務狀況，根據其對金融周期的敏感程度給予一定的政策傾斜，以防企業破產潮的出現，這也有利于增強金融體系的穩定性，使其更好地服務實體經濟。

然而，本文也存在一些不足有待進一步完善。首先，本文選擇了上市公司樣本。然而非上市公司樣本和跨國公司樣本發生財務危機的可能性依然值得探討，并可以進行橫向對比，以此增強結論的普適性。其次，企業財務危機受到很多公司層面、宏觀層面因素的影響，雖然本文在模型構建、實證檢驗時進行了一定控制，但尚有遺漏，未來還可以進一步考慮金融周期與其他因素的替代作用。

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（責任編輯：楊全山）