崔豐慧 陳學勝 方紅星

(1.東北財經大學會計學院，遼寧 大連 116025；2.山東大學商學院，山東 威海 264209)

引言

經濟周期性波動一直是宏觀經濟研究的重點領域，當前的經濟周期理論正在向兩個方面延伸，一個是探尋經濟周期波動的微觀基礎，另一個是考慮金融約束和金融摩擦在經濟周期波動中的作用。20世紀90年代以后出現的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)模型，通過對家庭、廠商行為的具體描述為宏觀經濟模型提供了微觀基礎，也成為目前最為流行的宏觀經濟模型。但是早期的DSGE模型的缺陷之一就是對金融市場和金融中介重視不足。Gertler和Kiyotaki(2010)認為學者在研究DSGE模型時應該考慮如何更好的將金融市場納入模型當中，而不是簡單地假設在完美信息條件下金融部門良好運行，金融機構只是實體經濟的一層面紗。[1]Gilchrist等(2009)，Christano等(2010)在標準的實際經濟周期模型中引入金融摩擦，使得企業(yè)面臨“事前”融資約束，證明在存在金融摩擦的情況下，企業(yè)的融資行為會受到經濟周期波動的影響，企業(yè)融資行為也反過來會影響經濟周期波動。[2][3]

中國經濟長期保持高速增長，但是中國的金融體系卻廣為詬病，融資約束一直是制約中國企業(yè)發(fā)展的重要難題。如今中國經濟增長正向“新常態(tài)”轉變，通過金融改革實現中國經濟穩(wěn)定增長，也是中國經濟未來發(fā)展的重要出路。在此背景之下探討中國經濟周期波動的微觀基礎以及融資約束在其中的作用，對實現中國經濟長期穩(wěn)定增長具有重要的理論和現實意義。本文的主要目的就是以“金融加速器理論”以及新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡模型的最新研究成果為指導，從實證的角度考察中國上市公司融資約束、融資規(guī)模及融資來源與經濟周期的變化關系，基于此為中國的宏觀調控及政策調整提供相應的政策建議。

本文通過構建企業(yè)投資的融資約束模型，結合“金融加速器論”進行理論分析并提出本文的相關假設，在投資-現金流敏感度這一傳統的融資約束檢驗模型的基礎上，引入經濟周期變量來實現本文的相關實證檢驗。當然除了融資成本外，投資者對未來經濟形式的預期或者說投資者情緒也是影響企業(yè)投資的重要因素。Bernanke等(1996)指出，究竟是融資約束還是投資機會影響企業(yè)投資行為，對兩者進行區(qū)分是一件困難的事情。[4]因為影響融資成本的因素，同時也會影響企業(yè)成長機會，經濟緊縮時期投資下降可能源于投資機會的減少而不是融資成本的上升。因此在本文的研究中，我們除了考慮融資約束的周期性變化對企業(yè)投資的影響以外，還會考慮投資者預期對于企業(yè)投資行為的影響，這是本文研究的第一個貢獻。另外，國外的“經濟周期金融摩擦模型”主要考慮的是債務融資，本文同時還考察了股權融資與經濟周期變化的關系，這是本文研究的另一個貢獻，對中國大力發(fā)展直接融資市場，緩解企業(yè)融資難問題也有直接的現實意義。

文獻回顧

本文研究的主要理論指導來源于Bernanke和Gertler(1989)，Bernanke等(1996，1999)提出和不斷完善的“金融加速器”理論。[5][4][6]Bernanke等(1989)在提出“金融加速器”模型之后，1996年他們把金融加速器機制引入到新凱恩斯標準動態(tài)模型中，提出了BGG模型(Bernanke，Gertler和Gilchfist model，1999年正式稱此模型為BGG模型)。BGG模型不同于新凱恩斯標準動態(tài)模型之處在于，它假定信貸市場存在摩擦問題，這些摩擦會產生“金融加速器”效應并放大對產出的動態(tài)影響。特別是，在BGG模型中，信貸市場摩擦使得無抵押的外部融資成本比內部融資成本更昂貴。外部融資的溢價影響了資本的全部成本，也影響了企業(yè)的實際投資決策。在BGG模型中，這類沖擊還有間接影響，即來自于相關股票價格的上升所產生的影響。寬松的貨幣政策，如降低利率會使股票價格上升，這會改善借款者的財務狀況，減少其外部融資成本并對投資產生一個新的刺激。投資的增長可能會導致股票價格的進一步上漲和現金流的增加，這會繼續(xù)改善借款者的資產負債表狀況，使企業(yè)更容易獲得外部融資。“金融加速器”理論的主要貢獻就是，其深刻揭示了經濟周期和金融動蕩兩者之間反饋循環(huán)的微觀機制，為宏微觀相結合的思路探討企業(yè)投融資行為與經濟周期波動之間的關系架構了一個橋梁。根據“金融加速器”理論，金融市場上資金借貸雙方之間的信息不對稱導致了外部融資的代理成本，而代理成本的大小與企業(yè)經營狀況(即企業(yè)凈值，或者稱資產負債狀況)負相關。在經濟擴張時期，企業(yè)經營狀況良好，凈值增加，借貸雙方之間代理成本下降，這會增強企業(yè)外部融資能力；反之，經濟低迷則會使企業(yè)外部融資能力減弱。融資增加(減少)導致投資增加(減少)，從而產出增加(下降)，經濟進一步擴張(低迷)，這又會影響到企業(yè)經營狀況、凈值和外部融資能力，從而會產生一種加速器效應。這里面，資金借貸方之間代理成本的變化是問題的關鍵所在，它使得“金融”因素(市場缺陷)作用于實際產出。Christiano等(2010)[2]將Bernanke等(1996)的“金融加速器”理論與Chari等(1995)[7]的DSGE模型相結合證明，金融摩擦能夠在一定程度上很好地解釋美國和歐盟的經濟波動，它是沖擊的主要來源也是沖擊的主要傳播者。

本文的研究還與其他一系列的實證研究成果緊密相連。Jermann等(2012)利用現金流量表對美國企業(yè)融資的周期性特征進行了實證研究，他們發(fā)現，企業(yè)債務融資是順周期的但股權融資是逆周期的。[8]Covas等(2012)的實證研究也同樣發(fā)現企業(yè)債務融資是順周期的，但是除了個別大型企業(yè)外，企業(yè)股權融資也是順周期的。[9]羅時空，龔六堂(2014)針對中國上市公司的實證研究顯示，中國A股上市公司的債務融資和股權融資是順周期的。規(guī)模較大的企業(yè)的債務融資表現出較強的順周期性，規(guī)模較小的企業(yè)的債務融資的周期性則不明顯。規(guī)模對企業(yè)股權融資的周期性影響不顯著。[13]國內的其他一些研究還對經濟周期性變化對企業(yè)資本結構及其調整、企業(yè)現金持有行為及企業(yè)投資行為進行了相關研究。蘇冬蔚和曾海艦(2009)發(fā)現中國上市公司資本結構呈顯著的反經濟周期變化，信貸違約風險與資本結構顯著負相關，而信貸配額及股市表現與資本結構之間的關系不大。[14]蘇冬蔚和曾海艦(2011)進一步發(fā)現，宏觀經濟上行時，公司的融資偏好為“股權-債務”，下行時則為“債務-股權”，企業(yè)家對經濟前景越有信心，債務融資的可能性越大。[15]閔亮、沈悅(2011)的研究發(fā)現，上市公司資本結構的動態(tài)調整受宏觀沖擊和自身財務特征的聯合影響。融資約束型企業(yè)受到宏觀沖擊時表現出更為明顯的脆弱性。在經濟衰退期，由于無法獲得外源性融資而更多地依賴于自身留存資金。對外源融資的過度依賴導致其無暇關注資金成本，因此當面臨宏觀沖擊時向目標資本結構移動的速度會迅速放緩。[16]江龍等(2013)研究還發(fā)現，不同經濟周期環(huán)境下，公司資本結構的調整速度具有非對稱性，融資約束公司的資產負債率呈順周期性變化，非融資約束公司的資產負債率呈逆周期性變化，并且經濟周期波動對非融資約束公司影響更為顯著。[17]顧乃康等(2010)對宏觀經濟條件與公司現金持有水平之間的關系進行了實證研究。研究結果表明，宏觀經濟條件與公司現金持有水平負相關，說明在宏觀經濟較好的時期，公司持有更少的現金。經濟周期、信貸規(guī)模及股市表現與現金持有水平顯著負相關，信貸市場違約風險與現金持有水平顯著正相關。融資約束越強的公司，其現金持有水平對宏觀經濟因素的變化越敏感。[18]梁權熙等(2012)，陸正飛，韓非池(2013)的研究也有類似發(fā)現。[19][20]陳艷(2013)基于我國上市公司數據，對宏觀經濟環(huán)境如何影響公司的投資機會和投資效率進行了實證研究。研究發(fā)現，在經濟周期緊縮階段，公司投資機會和投資支出明顯降低，公司投資支出與投資機會的敏感性顯著降低，即經濟緊縮降低了公司的投資效率。經濟周期緊縮階段加劇了公司的融資約束程度，我國政府實施的貨幣政策可以有效緩解公司融資約束，提高公司的投資效率。但我國政府實施的利率調控手段在治理公司融資約束方面的作用有限。[21]上述實證研究為經濟周期波動對公司財務行為的影響提供了充分的證明，但是這些實證研究主要是基于公司金融研究的視角出發(fā)，而本文則是以宏觀金融摩擦模型為指導，重點考慮經濟周期變動對企業(yè)融資約束及融資規(guī)模的影響，以期為構建中國的宏觀金融摩擦模型提供一定的微觀基礎。

理論基礎、研究假設與實證研究設計

一、理論基礎與研究假設

本文通過構建一個簡單的理論模型來闡述上市公司投資行為所面臨的融資約束以及經濟周期變化在其中的影響，根據這個模型提出一些可檢驗的假設，利用現實數據對假設進行相關的實證檢驗。

假定企業(yè)的生產函數為Q=af(k,x)，f(·)為邊際產出遞減的凸函數，α為技術變量，k為固定生產要素(土地、機器設備等)，x為可變生產要素(原材料、勞動力等)。存在兩個時期，0和1。企業(yè)在0期的固定投資為k，可變投資為x1，1期獲得產出為a1f(x1)。并且在1期期末，固定資產剩余價值為q1，可變投資則在使用過程中完全折舊。投資變量的價格標準化為1。企業(yè)要想在0期順利投資必須滿足下列關系式：

其中，a0f(x0)為企業(yè)在0期經營所產生的現金流，f1為企業(yè)外部融資來源，包括債務融資(b1)和股權融資(e1)。c0為第0期的外部融資成本。包括第0期的債務利息支出r0b0和股息支出d0e0。在0期，企業(yè)選擇合適的x1、b1以及e1，來最大化其在1期的產出，即滿足a1f'(x1)=r1+d1，r1、d1分別為第1期的利息支付率和股息發(fā)放率。由于委托代理成本及信息不對稱等原因，企業(yè)并不能完全依靠信用融資方式，還必須借助資產抵押的方式獲得所需資金b1。因此企業(yè)的債務融資額取決于企業(yè)1期末的固定資產凈值的折現值，即b1≤(q1/r1)k。企業(yè)通過股權融資獲得的資金額度為e1，其規(guī)模大小取決于企業(yè)自身的成長前景以及證券市場在第1期的價格表現。因此，企業(yè)在0期的投資x1將受到如下約束：

公式(2)表明，企業(yè)投資水平取決于企業(yè)的經營利潤和現金流創(chuàng)造能力α0f(x0)，企業(yè)的固定資產的剩余價值(q1/r1)k，企業(yè)的股權融資規(guī)模e1，以及企業(yè)先前的債務利息規(guī)模和股息發(fā)放水平，即c0=r0b0+d0e0。

上述融資約束制約因素均會受到經濟周期變化的影響。比如當經濟緊縮或者處于衰退階段時，企業(yè)產出水平下降，企業(yè)經營產生的現金流α0f(x0)減少，期末固定資產價值q1下降，期初負債b0增加，這些都會增加企業(yè)的融資約束程度降低企業(yè)融資能力。如果經濟處于擴張期，企業(yè)不存在融資約束，利息支出的上升，也會使企業(yè)減少投資，以便增加邊際產出滿足α1f'(x1)=r1，如果企業(yè)存在融資約束，r1的上升會減少期末資產價值(q1/r1)k，造成企業(yè)凈值下降，導致企業(yè)面臨更強的融資約束。同樣，先前債務利息r0的上升也會降低企業(yè)凈值，從而增加企業(yè)融資約束。很顯然，經濟周期波動不但會影響到企業(yè)的經營利潤，決定其內部現金流α0f(x0)的大小，還會影響到企業(yè)資產凈值和利率水平進而對企業(yè)的融資能力產生重要影響。另外，根據公式(2)的描述，企業(yè)還可以通過發(fā)行新的股票或者在二級市場上出售股票募集資金，企業(yè)融資約束程度將取決于上市公司股票的價格水平。股票市場作為宏觀經濟的晴雨表，無疑也會受到宏觀經濟周期性波動的影響。基于上述分析提出本文的第一個假設：

H1：經濟周期波動會對企業(yè)的融資約束程度產生影響，或者說在不同的經濟周期階段企業(yè)面臨的融資約束不同。

企業(yè)的實際融資規(guī)模取決于企業(yè)的融資意愿和外部資金的可得性。對于企業(yè)債務融資而言，主要受到資產抵押物的價值和債務償還能力的影響。對于股票融資而言，則主要受股票二級市場的價格表現以及監(jiān)管當局的審批計劃。當經濟增長處于上升期時，企業(yè)投資機會增加，企業(yè)具有較強的融資意愿。房地產及其附屬抵押物以及其他可抵押資產價格的上漲，企業(yè)營業(yè)收入和現金流創(chuàng)造能力的提升，使得銀行等金融機構會增加貸款意愿和放寬貸款審批條件，企業(yè)比較容易獲得信貸資金支持。當然這種趨勢也不是無限制的發(fā)展下去的，經濟高速增長可能導致投資盲目性的增加以及貸款違約率的上升。資產價格的上升也會伴隨著價格泡沫的形成和破滅風險。因此當經濟進入高速增長時企業(yè)的實際還款能力，比如現金流的創(chuàng)造能力可能是信貸供給機構重點考察的對象，此時貸款審批可能會更加嚴格。當經濟處于上升階段時，股票在二級市場的良好表現以及監(jiān)管當局對未來的樂觀預期也會使企業(yè)更容易進行股權融資。反之，當經濟處于下行期時，隨著抵押物資產價值的下降和貸款違約率的上升，銀行等金融機構會收緊信貸計劃并提高貸款審批條件，企業(yè)很難獲得信貸資金支持，而且隨著經濟增長率的下滑，難度也會進一步加大。股票市場的糟糕表現和悲觀預期使得企業(yè)難以進行股權融資。因此，相對于經濟上升期，經濟下行期時企業(yè)的實際融資規(guī)模會顯著下降?；诖颂岢霰疚牡牡诙€假設：

H2：企業(yè)融資規(guī)模隨著經濟周期波動而變化，經濟上行期隨著經濟增長率的提高資金獲得的難度會增加，在經濟下行期，隨著經濟增長率的下降，資金獲得的難度也會增加。

當然，除了經濟周期的實際表現以外，投資者的信心也是影響企業(yè)投資和融資活動的重要因素。比如，當經濟處于蕭條階段，即便是市場處于較低的利率水平，由于對未來經濟增長的信心不足，企業(yè)不會進行實際投資當然也就不會進行融資活動。而此時過低的股票市場估值還可能引發(fā)公司的股票回購行為。當經濟處于繁榮階段，由于經濟的過熱表現引發(fā)投資者對未來的擔憂，企業(yè)不再進行盲目投資，而且可能會拋售股票增加現金持有。此時融資規(guī)模會減少，但是這種減少不是因為融資難或融資成本上升，而是源于對經濟前景的信心不足?；诖颂岢霰疚牡牡谌齻€假設：

H3：經濟周期變化會導致投資者情緒變化，兩者共同發(fā)揮作用進而對企業(yè)的融資行為產生影響。

二、實證研究設計

1. 計量模型構建

當企業(yè)存在投資機會并且實際投資對經營活動產生的現金流有著較高的依賴時，表明企業(yè)存在融資約束。Fazzari、Hubbard和Peterson(1988)首次利用投資-現金流敏感度來衡量企業(yè)面臨的融資約束程度。[10]該方法目前已經成為衡量公司融資約束的標準方法，具體包括，歐拉方程投資模型和托賓Q模型兩個思路。本文借鑒這兩個思路的方法，選取上市公司每年的橫截面數據作為樣本，通過模型(3)對上市公司每年的融資約束程度進行逐年回歸和考察。

其中，It為企業(yè)投資支出；Qi,t-1為前一期的托賓Q值，代表投資機會。CFt為企業(yè)t期經營活動產生的現金凈流量；εi,t為殘差項；i，t分別代表企業(yè)和年份。β1，β2為投資對托賓Q值和現金流敏感度的年度測量值。

為了考察經濟周期和投資者情緒對企業(yè)融資約束程度的影響，我們以回歸系數β1和β2作為被解釋變量，以經濟周期性指標(BC)和投資者情緒指標(ECIC)作為被解釋變量，構建回歸計量模型(4)和(5)。

根據Petersen(2009)[11]和Thompson(2011)[12]年的研究建議，如果樣本數據中存在持續(xù)的企業(yè)固定效應，第一階段回歸系數的標準差可能會是向下偏倚的，采用面板數據回歸并控制企業(yè)和年度固定效應則可以保證回歸結果是無偏倚的。因此，我們將模型(4)和(5)帶入到模型(3)，得到如下面板數據回歸模型(6)。

在系數β1、β3顯著的前提下，如果系數β3，β4顯著，說明企業(yè)融資約束會受到實際經濟周期變化的影響。如果系數β5，β6也顯著，說明企業(yè)融資約束還與投資者情緒有關。

為了進一步衡量企業(yè)的實際融資行為與經濟周期波動的關系，我們以企業(yè)的債務融資增量和股權融資增量作為被解釋變量，構建如下計量模型進行分析和檢驗。

ΔFi,t代表企業(yè)外部融資(債務融資和股權融資)的實際增量。前文提到，企業(yè)實際融資規(guī)模取決于企業(yè)融資意愿和外部資金的可得性。企業(yè)融資意愿與企業(yè)投資機會相關，而外部資金的可得性則取決于企業(yè)的經營水平和資金償還能力。我們用企業(yè)托賓Q值來代表企業(yè)投資機會，用企業(yè)經營活動所產生的現金流水平(CF)來代表企業(yè)的還本付息能力。因此我們的基本解釋變量與前文一致。由于企業(yè)的投資機會和現金流水平與經濟周期變化相關，投資者情緒也是影響企業(yè)實際融資規(guī)模的重要因素，因此我們在模型(7)中繼續(xù)引入經濟周期變量(BC)和投資者情緒變量(ECIC)，與投資機會變量(Q)和現金流變量(CF)形成交互項，考察經濟周期波動與投資者情緒變化對企業(yè)實際融資規(guī)模的影響。

值得注意的是，在模型(6)和(7)中我們沒有將變量BC和ECIC作為獨立變量，檢驗其與投資I以及融資ΔF的關系，原因在于這兩個模型為包含年度固定效應的面板數據回歸模型。年度固定效應已經對變量I，ΔF，Q，CF進行了平均化處理，使其與變量BC和ECIC正交，因此包含年度固定效應的面板數據回歸模型，年度時間序列不再具有解釋力。

2. 相關變量與數據來源

(1)經濟周期變量

本文根據宏觀經濟波動文獻普遍采用的H-P濾波方法來度量實際經濟周期，具體考察1992年證券市場建立以來我國經濟周期的變化情況。經濟周期項(BC)用實際GDP的自然對數減去H-P濾波方法得到的潛在GDP的自然對數，對差值進行標準化使其落在[0,1]之間，從而方便定量處理其參數。H-P濾波周期項的變化趨勢見圖1。根據圖1中經濟周期的波動情況以及經濟增長率(經濟增長率見表2中的數據)的實際表現，我們將2001～2014年設定為我國最近的一輪經濟周期，將2001～2008年定義為經濟恢復和擴張期，2009～2014年定義為經濟衰退期。

(2)投資者情緒變量

投資者情緒是一個難以直接度量的概念，它反映了市場參與者的投資意愿或者預期，本文利用企業(yè)家信心指數作為替代指標來衡量投資者情緒變化。企業(yè)家信心指數是通過企業(yè)景氣調查中企業(yè)家對企業(yè)所在行業(yè)形勢好壞的判斷，綜合反映企業(yè)家對當前宏觀經濟形勢和發(fā)展趨勢的樂觀程度的指標。企業(yè)家信心指數的取值范圍均在0～200之間，以100為臨界值，當指數大于100時，反映企業(yè)家信心是積極的、樂觀的，越接近200樂觀程度越高；當指數小于100時，反映企業(yè)家信心是消極的、悲觀的，越接近0悲觀程度越深。企業(yè)家信心指數值見表2。對應實際經濟周期的處理方法，本文同樣利用H-P濾波方法得到企業(yè)家信心指數的周期項，2001年以來企業(yè)家信心指數周期性變化見圖2。

圖1 經濟周期變化趨勢

(3)公司財務變量

與經濟周期變化相對應，本文選取2001～2014年作為上市公司的樣本研究區(qū)間。為了避免新股上市的影響，選擇2001年之前兩年已在A股市場上市的公司為研究對象，并對樣本做如下處理：(1)剔除金融行業(yè)的公司。(2)由于電力、煤氣及水等類型的公司的生產與定價受到政府的嚴格管制，與經濟周期里的市場假設相左，因此遵循Covas等(2012)[9]，羅時空、龔六堂(2014)[13]的方式將這些公司在樣本選擇中予以剔除。(3)剔除數據缺失的樣本。共得到11992個公司年的非平衡面板數據。GDP數據、企業(yè)家信心指數以及公司財務數據均來源于國泰安數據庫。各變量的名稱及定義如表1所示。

圖2 企業(yè)家信心指數周期變化趨勢

表1 主要變量的名稱及其定義

實證研究及結果分析

一、變量描述性統計

我們計算了所有樣本公司財務數據的年度平均值并與經濟增長率(EGR)和企業(yè)家信心指數(ECI)的年度實際數據進行了對比，統計結果見表2。根據表2，公司的財務數據變化趨勢與宏觀經濟走勢基本一致，只是達到峰值的時間不同。公司財務變量在2006年達到峰值，而宏觀經濟增長率則在2007年達到最高。這可能與公司投資產出及與宏觀經濟統計的滯后性有關。按照前文經濟周期階段的劃分方法，對公司樣本變量在兩階段的表現進行比較和單因素方差分析后發(fā)現，主要變量的均值在兩個階段存在顯著差異(t檢驗結果未列出)。

二、模型檢驗及其分析

1. 經濟周期、投資者情緒對企業(yè)融資約束的影響

本文首先利用模型(3)和(6)對融資約束的存在性，經濟周期波動、投資者情緒變化對融資約束的影響進行了實證檢驗。檢驗過程中為了避免多元線性回歸中多重共線性的影響，我們將經濟周期變量(BC)和投資者情緒變量(ECIC)分別納入回歸模型中，與融資約束檢驗的基本變量投資機會(Q)和現金流(CF)形成交互項進行回歸，這也有利于我們對兩者的影響效果進行區(qū)別和比較。我們同時給出了所有樣本在完整經濟周期(2001～2014年)，經濟上升期(2001～2008年)，經濟衰退期(2009～2014年)的分階段檢驗結果，以檢驗不同經濟周期階段下，經濟波動與投資者情緒變化的影響效果，回歸結果見表3。

表2 樣本描述性統計

表3中的回歸結果(1)-(7)顯示，投資變量對投資機會變量(Q)和現金流變量(CF)的回歸系數均顯著。在所有的回歸結果中投資機會變量(Q)的系數均為正值，這說明投資與投資機會正相關，投資機會越大的企業(yè)投資支出越高，企業(yè)投資行為是比較理性的。而現金流變量(CF)的系數在不同階段的符號有所變化，在整個經濟周期階段和經濟上升期，現金流變量(CF)的系數為負，說明現金流越小的企業(yè)投資支出越高。在經濟下降階段，現金流變量(CF)的系數為正，說明現金流越大的企業(yè)投資支出越高，可見經濟周期變化會改變企業(yè)投資對現金流的依賴程度。通過系數符號變化我們可以看出，企業(yè)在經濟上升期面臨較低的融資約束，在經濟下行期面臨較高的融資約束。

表3 經濟周期、投資者情緒與企業(yè)融資約束的關系檢驗

表4 經濟周期、投資者情緒與企業(yè)債務融資規(guī)模的關系檢驗

我們在模型中引入經濟周期(BC)和投資者情緒變量(ECIC)與初始變量形成交互項。通過交互項系數的顯著性及與初始變量系數的符號對比可以發(fā)現，在整個經濟周期階段，經濟周期波動降低了投資對投資機會和現金流的敏感度，投資者情緒降低了投資對投資機會的敏感度，但是卻增加了投資對現金流的敏感度。分階段回歸結果顯示，在經濟上升期，經濟周期波動和投資者情緒變化會增加投資對投資機會和現金流的敏感度，在經濟下行期則會降低投資對兩者的敏感度。經濟周期波動和投資者情緒變化的影響效應基本一致。由于在經濟上升期現金流越小的企業(yè)投資支出越大，而且這種關系隨著經濟增長率的提高而得到加強，這說明在經濟上升期，隨著經濟增長率的提升，企業(yè)面臨的融資約束較低。在經濟下行期，現金流越高的企業(yè)投資支出越大，而且這種關系隨著經濟增長率的下降而被加強，說明在經濟下行期企業(yè)面臨較強的融資約束，而且隨著經濟增長率的降低，融資約束程度會逐漸增強。

2. 經濟周期、投資者情緒對企業(yè)債務融資規(guī)模的影響

為了進一步考察企業(yè)實際融資規(guī)模與經濟周期和投資者情緒的關系，我們將企業(yè)外部融資(債務融資和股權融資)的實際增量ΔFi,t作為被解釋變量，按照模型(7)進行回歸分析，和分階段考察。首先以企業(yè)債務融資增量變化為被解釋變量進行分析和檢驗，結果見表4。

表4中的回歸結果(1)-(7)顯示，債務融資增量(DF)對投資機會變量(Q)和現金流變量(CF)的回歸系數均顯著。在所有的回歸結果中現金流變量(CF)的系數均為正值，而投資機會變量(Q)系數在不同階段的符號有所變化，在整個經濟周期階段和經濟上升期為負值，在經濟下行期為正值。這說明企業(yè)債務融資規(guī)模取決于企業(yè)的現金流水平，現金流水平越高的企業(yè)融資規(guī)模也越大，而投資機會則在經濟下行期才真正發(fā)揮作用。

在模型中引入經濟周期(B C)和投資者情緒變量(ECIC)與初始變量形成交互項，檢驗經濟周期波動和投資者情緒變化對債務融資規(guī)模的影響。我們同樣重點關注交互項的系數符號變化和顯著性水平?；貧w結果表明，在整個經濟周期階段，經濟周期波動會降低債務融資對投資機會的敏感度，對債務融資對現金流的敏感性的影響不顯著。投資者情緒會降低債務融資對投資機會的敏感度，增加債務融資對現金流的敏感度。在經濟上升期，經濟周期波動會增加債務融資對現金流的敏感度，對債務融資對投資機會的敏感度則影響不顯著。投資者情緒會增加債務融資對投資機會和現金流的敏感度。在經濟下行期，經濟周期波動會降低債務融資對投資機會的敏感度，對債務融資對現金流的敏感度則影響不顯著。投資者情緒會降低債務融資對投資機會的敏感度，增加債務融資對現金流的敏感度?？傮w來看，在經濟上升期，隨著經濟增長率的提高，企業(yè)債務融資越來越依賴于企業(yè)的現金流水平，而在經濟下行期，隨著經濟增長率的下滑，企業(yè)債務融資越來越依賴于企業(yè)的投資機會。這主要是由于，經濟上行期企業(yè)融資需求巨大，融資成本的增加以及貸款違約率上升的擔心，金融機構的貸款發(fā)放可能會更加看重企業(yè)的實際償還能力。而經濟下行期，隨著投資的萎縮，融資成本開始下降，企業(yè)的現金流創(chuàng)造力也普遍較差，因此融資規(guī)模可能更加依賴于投資機會的高低。

3. 經濟周期、投資者情緒對企業(yè)股權融資規(guī)模的影響

本文同時以股權融資增量變化(EF)為被解釋變量繼續(xù)利用模型(7)進行回歸分析和檢驗，但是各回歸模型的檢驗結果均不理想。這主要是由于我們的樣本中發(fā)生股權再融資的企業(yè)數量比較少，各年度值比較分散，因此對模型的回歸效果產生了嚴重影響。同時也說明，我國的股票市場沒有發(fā)揮好其應有的再融資功能。我們在此僅給出回歸結果，不再展開具體分析?；貧w結果見表5。

研究結論及政策建議

本文分別以企業(yè)投資、債務融資增量、股權融資增量為被解釋變量，以投資機會和企業(yè)現金流以及兩者與經濟周期和投資者情緒變量的交互項作為解釋變量，將2001～2014年設定為我國最近的一輪經濟周期，將2001～2008年定義為經濟恢復和擴張期，2009～2014年定義為經濟衰退期，實證研究了經濟周期波動和投資者情緒變化對企業(yè)融資約束以及融資規(guī)模的影響。由于股權再融資的數據有限，因此本文的研究結論主要是針對企業(yè)融資約束和債務融資規(guī)模的影響變化。研究結果表明，企業(yè)投資水平和融資規(guī)模與企業(yè)投資機會和現金流水平之間存在顯著的相關關系，經濟周期波動以及投資者情緒變化會對他們之間的關系產生正向加強或者反向抑制的作用，說明經濟周期波動以及投資者情緒變化會對企業(yè)面臨的融資約束程度以及融資規(guī)模產生影響，本文的研究假設得到了很好的證明。

表5 經濟周期、投資者情緒與企業(yè)股權融資規(guī)模的關系檢驗

本文的研究具有一定的政策指導意義。根據本文的實證研究結果，企業(yè)融資約束或者是融資規(guī)模并不是單單表現為順經濟周期關系或者是逆經濟周期關系，而且與不同經濟周期階段的經濟增長水平和投資者情緒有關，比如在經濟上升期和投資者情緒高漲期，投資與現金流表現為負相關關系，說明現金流越小的企業(yè)投資支出越大，企業(yè)投資更多依賴于外部資金的獲得，而且隨著經濟增長率的提高這種關系被加強，說明經濟上升期，隨著經濟增長率的增加，企業(yè)面臨的融資約束也越低。而在經濟下行期和投資者情緒低落期，投資與現金流的表現為正相關系，說明現金流越高的企業(yè)投資支出規(guī)模越大，企業(yè)投資更多依賴于內部資金積累，而且隨著經濟增長率的下降這種關系被加強，說明經濟下行期隨著經濟增長率的下滑，企業(yè)面臨的融資約束也越高。這也說明根據經濟周期波動實施逆向調整政策是必要的，在經濟上行期采取緊縮的政策，避免經濟增長過熱導致盲目投資，在經濟下行期采取擴張的政策，增加投資以避免經濟進一步低迷。企業(yè)債務融資規(guī)模與企業(yè)現金流水平存在正相關關系，說明充足的現金流是企業(yè)進行債務融資的基本保證，而且這種依賴度在經濟上行期，隨著經濟增長率的提高而得到加強，但是在經濟下行期則不明顯。這說明債務融資在經濟上行期可能存在一種自我加速機制，即經營能力強的企業(yè)越容易獲得信貸資金支持，也容易增加投資，但是也同樣要防止經濟增長過熱導致的債務融資的盲目性。在經濟下行期，企業(yè)的債務融資規(guī)模隨著經濟增長率的下滑，增強了對投資機會的依賴，而降低了對現金流的依賴，說明經濟下行期由于企業(yè)現金流水平普遍下降，投資機會變得更加彌足珍貴。另外，投資者情緒對企業(yè)融資約束和企業(yè)債務融資規(guī)模也有顯著的影響，而且與經濟周期波動的影響效果基本一致，說明投資者情緒對經濟周期波動敏感而且方向一致，投資者情緒變動可以作為政策實施的輔助手段，加強政策的前瞻性和有效性。