■馬秀斌，張慶君

為了應(yīng)對2008年金融危機(jī)及其造成的經(jīng)濟(jì)萎縮，我國實行了大規(guī)模的刺激政策，由此造成我國非金融業(yè)部門信貸規(guī)模的迅速上升。根據(jù)國際清算銀行（BIS）最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國私人非金融業(yè)部門信貸占GDP比例從2008年第三季度的115.8%增長到2018年第四季度的204.2%，我國非金融部門債務(wù)率呈逐年上升趨勢。從具體部門看，私人非金融部門信貸中，增長幅度最大的是非金融企業(yè)部門信貸。根據(jù)國際清算銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國非金融企業(yè)部門信貸占GDP的比例從2008年的97.5%上升至2018年的151.6%，增幅約54%。同期內(nèi)，發(fā)達(dá)國家非金融企業(yè)部門信貸占GDP比例僅由88.7%上升至91.3%，增幅約3%。由此可見，我國非金融企業(yè)部門債務(wù)水平增長幅度遠(yuǎn)大于發(fā)達(dá)國家。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長緩慢和企業(yè)財務(wù)狀況惡化的情況下，我國非金融企業(yè)部門債務(wù)率的快速增長加重了未來償還債務(wù)的負(fù)擔(dān)，信貸違約風(fēng)險成為當(dāng)前我國企業(yè)債務(wù)的主要風(fēng)險。

我國資本市場規(guī)模偏小，社會融資總量中銀行仍處于主導(dǎo)地位。國際金融危機(jī)后，經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性增加，企業(yè)面臨的融資約束不確定性也會增加，進(jìn)而可能對企業(yè)債務(wù)的風(fēng)險造成影響。所以，筆者擬從金融周期的角度分析融資約束對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響。創(chuàng)新之處在于：不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)大多注重金融周期和經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)系或金融周期的測度方法的研究，筆者從金融周期的角度對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險進(jìn)行分析，更加突出了金融周期的現(xiàn)實意義。在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，筆者結(jié)合我國特殊的制度背景，引入融資約束變量，對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險進(jìn)行了更深入的研究，對現(xiàn)有研究進(jìn)行了一個有益補(bǔ)充。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）金融周期與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險

按照明斯基的“金融不穩(wěn)定假說”理論，當(dāng)經(jīng)濟(jì)繁榮時，經(jīng)濟(jì)主體的樂觀預(yù)期會提高經(jīng)濟(jì)主體的風(fēng)險承擔(dān)意愿，由此推動經(jīng)濟(jì)主體杠桿率上升。隨著樂觀情緒的蔓延，企業(yè)杠桿率的增加，投機(jī)性融資和龐氏融資企業(yè)的比重在不斷上升，使企業(yè)債務(wù)風(fēng)險增大。國內(nèi)學(xué)者對經(jīng)濟(jì)周期與企業(yè)杠桿率之間的關(guān)系并未形成統(tǒng)一意見。李晚晴和田野（2018）對我國企業(yè)部門杠桿率研究發(fā)現(xiàn)，衡量我國企業(yè)微觀杠桿率的指標(biāo)（資產(chǎn)負(fù)債率）與衡量我國宏觀杠桿率指標(biāo)（企業(yè)部門債務(wù)/GDP）存在背離，我國企業(yè)債務(wù)率具有明顯逆周期性特征。另有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)我國上市企業(yè)總體資產(chǎn)賬面值負(fù)債水平有明顯的親周期性特征（王振山等，2010）。但多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為我國企業(yè)微觀杠桿率具有明顯的逆周期性特征。當(dāng)金融周期進(jìn)入擴(kuò)張期，我國企業(yè)杠桿率將會降低，而且金融周期的擴(kuò)張也會增加企業(yè)投資機(jī)會和投資支出（陳艷，2013），進(jìn)而會提高企業(yè)的盈利能力。企業(yè)杠桿率的逆周期性和企業(yè)盈利能力的順周期性將會使企業(yè)債務(wù)風(fēng)險降低。據(jù)此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：企業(yè)債務(wù)風(fēng)險呈逆周期性變化，即金融擴(kuò)張期，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險下降；金融周期下行期，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險上升。

（二）金融周期與融資約束

張朝洋和胡援成（2017）研究貨幣政策對融資約束的影響發(fā)現(xiàn)寬松型的貨幣政策有利于降低企業(yè)的融資約束。Elekdag&Wu（2013）對新興市場國家信貸周期進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，信貸擴(kuò)張時伴隨著貨幣政策寬松，利率水平較低；而信貸供給由擴(kuò)張轉(zhuǎn)變?yōu)榫o縮時，往往伴隨著金融危機(jī)的發(fā)生。金融周期處于擴(kuò)張階段，一方面，由于投資者情緒和經(jīng)濟(jì)增長率的提高，投資者投資意愿增強(qiáng)，企業(yè)面臨的融資約束將會降低；另一方面，金融周期擴(kuò)張伴隨著貨幣供應(yīng)量增加，貨幣政策寬松，借款利率水平較低。而且貨幣政策的寬松，企業(yè)面臨的融資約束降低。據(jù)此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：企業(yè)融資約束程度與金融周期反方向變動，即金融周期擴(kuò)張時，企業(yè)面臨的融資約束降低。

（三）金融周期、融資約束與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險

在完美資本市場中，內(nèi)源資金和外源資金可以相互替代，因此公司不需要進(jìn)行流動性管理。然而，現(xiàn)實世界由于“摩擦”普遍存在，資本市場并不是完美的。經(jīng)濟(jì)的擴(kuò)張與收縮表現(xiàn)為信貸的擴(kuò)張和收縮（鄭立根，2017）、融資成本的變化（Myers，1984）、企業(yè)盈利能力的變化（Bernake&Gertler，1989），還表現(xiàn)在資本市場的活躍程度，進(jìn)而造成企業(yè)融資約束的改變。

我國資本市場發(fā)展程度較低，企業(yè)資金來源主要依靠債務(wù)融資，銀行貸款在其中扮演舉足輕重的作用。因此，我國經(jīng)濟(jì)增長主要靠債務(wù)融資推動。企業(yè)過度負(fù)債將不可避免地面臨債務(wù)再融資，企業(yè)面臨的融資約束程度對企業(yè)債務(wù)再融資的影響增大。當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束增大，企業(yè)外部融資能力降低，企業(yè)不得不放棄好的投資項目，進(jìn)而降低企業(yè)的盈利能力，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險提高；而融資約束的增大也會提高企業(yè)的融資成本，企業(yè)債務(wù)負(fù)擔(dān)加重，增大企業(yè)的債務(wù)風(fēng)險。加之企業(yè)面臨的融資約束與金融周期密切相關(guān)。金融周期擴(kuò)張期，伴隨信貸擴(kuò)張，利率降低，企業(yè)融資成本降低；信貸擴(kuò)張使金融市場中流動性增加，貨幣供應(yīng)量充足，企業(yè)外部融資能力增強(qiáng)，企業(yè)債務(wù)再融資更容易獲得，同樣會降低企業(yè)債務(wù)風(fēng)險。據(jù)此，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：金融周期擴(kuò)張，企業(yè)融資約束降低，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險降低；金融周期衰退，企業(yè)融資約束提高，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險上升。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

選取了2003—2018年全部A股非金融類上市公司。并對獲得的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理：剔除ST上市公司和數(shù)據(jù)缺失的樣本數(shù)據(jù)，最終獲得11756個樣本的非平衡面板數(shù)據(jù)。企業(yè)財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)從國泰安數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫獲得。為了去除異常值對回歸結(jié)果的影響，對公司樣本數(shù)據(jù)中所有連續(xù)變量采用0%～1%以及99%～100%的Winsorization處理。構(gòu)建金融周期指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來自于Wind數(shù)據(jù)庫。

（二）研究變量的選擇

1.金融周期指標(biāo)。參考已有文獻(xiàn)（馬勇等，2016；苗文龍等，2018），筆者選擇構(gòu)建金融周期的指標(biāo)為：利率、匯率、貨幣供應(yīng)量、股票價格和信貸五個變量。先采用平滑因子為1600的HP濾波法求得各指標(biāo)的均衡值，進(jìn)一步求取各指標(biāo)實際值與均衡值之間的偏離（缺口值），然后按照標(biāo)準(zhǔn)文獻(xiàn)的做法，運用min-max標(biāo)準(zhǔn)化方法將得到的缺口值數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，具體計算公式為：

其中，Vit表示指標(biāo)i在t時期的缺口值，Min（Vi）和Max（Vi）分別表示指標(biāo)i在缺口值的最小值和最大值，為標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值。

將各標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)進(jìn)行簡單平均（等權(quán)重）加總，得到金融周期序列。在此基礎(chǔ)上再次使用HP濾波法按照上述同樣的方法求取缺口值，將缺口值乘以100即為金融周期指數(shù)（FC）。

2.融資約束指標(biāo)。根據(jù)已有的研究成果，不存在一個確定性的指標(biāo)作為融資約束的替代變量，因此沿用Cleary（1999）構(gòu)建融資約束的做法，將公司樣本數(shù)據(jù)按照一定的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組處理。Cleary選用股利支付率指標(biāo)作為預(yù)分組的分類標(biāo)準(zhǔn)，但于蔚等（2012）指出，我國存在特定的金融制度，證監(jiān)會對企業(yè)的分紅采取了行政干預(yù)，需將分紅標(biāo)準(zhǔn)納入企業(yè)再融資的評價條件?？梢?，面對我國這一特定的金融制度，股利支付率并不能很好地作為企業(yè)所面臨融資約束高低的預(yù)判指標(biāo)。因此，選取利息保障倍數(shù)指標(biāo)（COV）作為融資約束的預(yù)分組指標(biāo)。利息保障倍數(shù)是考察企業(yè)對借債利息的承擔(dān)能力。利息保障倍數(shù)越大，企業(yè)的償債能力越高，企業(yè)融資約束與利息保障倍數(shù)負(fù)相關(guān)。

除了選取利息保障倍數(shù)作為預(yù)分組指標(biāo)之外，還增加了賬面價值指標(biāo)（BV）對樣本進(jìn)行預(yù)分組，融資約束與賬面價值之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系。使用兩個指標(biāo)對公司數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)分組處理，然后取兩者之間的交集，這樣能夠克服單指標(biāo)對企業(yè)分組固定的缺陷。首先，參考已有文獻(xiàn)的做法，按照利息保障倍數(shù)將每年的公司樣本數(shù)據(jù)從小到大排列，將利息保障倍數(shù)前33%的公司樣本設(shè)為受到高融資約束組，利息保障倍數(shù)后33%的公司樣本設(shè)為受到低融資約束組。公司分到高融資約束組的設(shè)為1，公司被分到低融資約束組的設(shè)為0。對賬面價值指標(biāo)也按同樣的方式進(jìn)行分組。將按照兩種指標(biāo)獨立分組后的結(jié)果進(jìn)行重新組合，形成最終的高低融資約束組，即公司被劃分為高融資約束組是滿足按照利息保障倍數(shù)指標(biāo)分組的同時按照賬面價值指標(biāo)分組同樣進(jìn)入高融資約束組；公司被劃分為低融資約束組是滿足按照利息保障倍數(shù)指標(biāo)分組的同時按照賬面價值指標(biāo)分組同樣進(jìn)入低融資約束組。確定高低融資約束組后，選取資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、公司規(guī)模（Size）、經(jīng)營性凈現(xiàn)金流（CFO）、主營業(yè)務(wù)收入增長率（SG）和股利分配率（Div）這5個變量作為融資約束解釋變量，運用Logistic回歸模型構(gòu)建融資約束指數(shù)（FI）。模型如式（2）所示，結(jié)果顯示FI指數(shù)與公司面臨的融資約束程度之間為正相關(guān)關(guān)系。

3.債務(wù)風(fēng)險指標(biāo)?？紤]到樣本分布在多種行業(yè)中，參考已有文獻(xiàn)（李婷婷，2017），使用Alexander Bathory模型來構(gòu)建企業(yè)債務(wù)風(fēng)險指標(biāo)。將企業(yè)債務(wù)風(fēng)險（DR）定義為：

其中，SZL為（利潤總額+折舊+遞延稅款）/流動負(fù)債；SY為利潤總額/（流動資產(chǎn)-流動負(fù)債）；GL為所有者權(quán)益/流動負(fù)債；YF為（所有者權(quán)益-無形資產(chǎn)凈值）/負(fù)債總額；YZ為（流動資產(chǎn)-流動負(fù)債）/總資產(chǎn)。DR值與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險之間負(fù)相關(guān)。DR值越低，企業(yè)對債務(wù)的償付能力越小，企業(yè)的債務(wù)風(fēng)險越高。

4.控制變量。參考已有的文獻(xiàn)（劉曉光和劉元春，2019），選取資產(chǎn)規(guī)模、市凈率、投資機(jī)會、資本密集度、股權(quán)集中度、獨立董事比例、上市年限以及固定資產(chǎn)比重，同時還控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)。各變量的具體定義如表1所示。

表1 各變量定義

續(xù)表1

（三）模型設(shè)定

1.金融周期變動與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險。為驗證假設(shè)1，模型設(shè)定如下：

其中，DR為企業(yè)債務(wù)風(fēng)險、ROA為企業(yè)盈利能力、LEV為企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、FC為金融周期指數(shù)。若假設(shè)1成立，則β1顯著為正，即金融周期擴(kuò)張，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險降低。

2.金融周期、融資約束與企業(yè)債務(wù)。為驗證假設(shè)2和假設(shè)3，模型設(shè)定如下：

若假設(shè)2成立，則α1顯著為負(fù)，即金融周期擴(kuò)張時，企業(yè)面臨的融資約束降低；若假設(shè)3成立，則η1系數(shù)的符號為負(fù)且顯著，θ1系數(shù)的符號為正且顯著，θ2系數(shù)的符號為負(fù)且顯著，但θ1的系數(shù)與β1的系數(shù)相比要小。

四、實證結(jié)果分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。不同企業(yè)之間債務(wù)風(fēng)險的差距較大，最小為-45.83，最大值為137.89；金融周期指標(biāo)的變動也比較明顯，最小值為-54.764，最大值為41.368；融資約束的均值為-2.006，中位數(shù)為-1.596，說明多數(shù)企業(yè)的融資約束程度較小；企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的均值為46.312，與實際情況較符合；企業(yè)盈利能力之間的差距較大，最小值為-164.791，最大值為39.990。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3為方程（2）的logistic回歸結(jié)果，回歸系數(shù)的符號符合預(yù)期，即融資約束與公司規(guī)模（Size）、企業(yè)經(jīng)營凈現(xiàn)金流（CFO）、主營業(yè)務(wù)收入增長率（SG）、股利分配率（Div）負(fù)相關(guān)。而與企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）正相關(guān)。回歸結(jié)果表明，隨著解釋變量的增加，模型的擬合度逐漸增加，5個解釋變量能夠解釋模型的88%。而且每個解釋變量在1%的水平下顯著不為0，模型整體顯著，因此得到的企業(yè)融資約束指數(shù)為：

表3 Logistic模型逐步回歸結(jié)果

（二）金融周期、融資約束與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的回歸結(jié)果分析

利用全樣本數(shù)據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)代入（1）、（3）和（10）方程中求得金融周期變動指標(biāo)FC、企業(yè)債務(wù)風(fēng)險指標(biāo)DR和企業(yè)融資約束的指標(biāo)FI。

為驗證金融周期的變動對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響，將得到的各指標(biāo)數(shù)據(jù)代入方程（4）、（5）、（6）中進(jìn)行回歸。筆者采用了面板固定效應(yīng)回歸（Fixed effect），并采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計。將反映企業(yè)盈利能力的資產(chǎn)收益率（ROA）、反映企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的（DR）和反映企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）三個指標(biāo)作為因變量分析各因素對其影響。

表4反映了金融周期對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的回歸結(jié)果。對于企業(yè)債務(wù)風(fēng)險，金融周期指標(biāo)（FC）系數(shù)為正，并且在1%的水平下顯著，與假設(shè)1預(yù)測的結(jié)果一樣，即金融周期與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險之間負(fù)相關(guān)。對于企業(yè)盈利能力，金融周期指標(biāo)（FC）系數(shù)為正，并且在5%的水平下顯著，而對于企業(yè)微觀杠桿率來說，金融周期指標(biāo)（FC）系數(shù)為負(fù)并且在1%的水平下顯著。驗證了我國經(jīng)濟(jì)主體負(fù)債率具有逆周期性特征，且衡量我國企業(yè)微觀杠桿率的指標(biāo)（資產(chǎn)負(fù)債率）與衡量我國宏觀杠桿率指標(biāo)（企業(yè)部門債務(wù)/GDP）間背離。金融周期擴(kuò)張，企業(yè)盈利能力提高，企業(yè)的杠桿率降低，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險降低。

表4 金融周期對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險回歸結(jié)果

為了驗證假設(shè)2和假設(shè)3的結(jié)果，將各指標(biāo)代入方程（6）、（7）、（8）和（9）中進(jìn)行回歸，表5為假設(shè)2和假設(shè)3的回歸結(jié)果。

1.金融周期與融資約束的檢驗與分析。方程（7）回歸結(jié)果顯示，對于融資約束而言，金融周期的系數(shù)為-0.014，并且在1%的置信水平下顯著。與假設(shè)2預(yù)期的結(jié)果一致，金融周期與融資約束反向變動，即隨著金融周期的擴(kuò)張，企業(yè)融資約束降低。

2.融資約束與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的檢驗與分析。方程（8）回歸結(jié)果顯示，對于企業(yè)債務(wù)風(fēng)險，融資約束的系數(shù)為-0.428，并且在1%的置信水平下顯著為負(fù)，融資約束與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險同向變動，企業(yè)面臨的融資約束越高，企業(yè)的外部融資可獲得性越低，企業(yè)再融資的能力降低，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險增大。

3.融資約束中介效應(yīng)檢驗。借鑒袁飛飛和張友棠（2019）的做法，對融資約束的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗。方程（6）的回歸結(jié)果顯示，金融周期（FC）與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險（DR）之間具有顯著的相關(guān)性，滿足中介效應(yīng)因果檢驗法的第一步假設(shè)；方程（7）的回歸結(jié)果顯示，金融周期（FC）與融資約束（FI）之間具有顯著的相關(guān)性，滿足中介效應(yīng)因果檢驗法的第二步假設(shè)；方程（9）的回歸結(jié)果顯示，金融周期與融資約束的回歸系數(shù)分別是0.010和-0.428，兩個系數(shù)都在1%的水平下顯著。將融資約束指標(biāo)引入模型中，金融周期的回歸系數(shù)由0.016下降為0.010，且兩個系數(shù)都在1%的水平下顯著為正。因此，融資約束在金融周期對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響中起到了部分中介效應(yīng)作用，假設(shè)3成立。

表5 金融周期、融資約束與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

筆者進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗包括：一是在構(gòu)建融資約束指標(biāo)的基礎(chǔ)上增加了凈資產(chǎn)收益率（ROE）。中國上市企業(yè)在資本市場融資的很多行政規(guī)定都與企業(yè)凈資產(chǎn)收益率相關(guān)，因此在構(gòu)建融資約束指標(biāo)中選取了ROE指標(biāo)，并得出企業(yè)融資約束與凈資產(chǎn)收益率負(fù)相關(guān)。在構(gòu)建融資約束指標(biāo)中增加凈資產(chǎn)收益率后不僅增加了融資約束的解釋力，同時穩(wěn)健性檢驗結(jié)果也與前文的實證回歸結(jié)果保持一致。二是考慮內(nèi)生性問題，由于金融周期與債務(wù)風(fēng)險之間可能存在內(nèi)生性問題，參考劉曉光和劉元春（2019）的方法選取所有解釋變量的滯后1期作為相應(yīng)的工具變量，進(jìn)行GMM回歸，結(jié)果也與前文的實證回歸結(jié)果保持一致①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌！?/p>

（四）進(jìn)一步分析

1.企業(yè)所有制對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響存在異質(zhì)性差異

不同所有制企業(yè)所面臨的融資約束水平不同，所以對不同所有制的企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響也可能存在顯著差異。一方面，國有企業(yè)與民營企業(yè)相比與政府聯(lián)系密切（鄧可斌和曾海建，2014），而且絕大多數(shù)金融機(jī)構(gòu)也都由政府控制，因此民營企業(yè)與國有企業(yè)相比會受到信貸歧視的影響。另一方面，國有企業(yè)由于擁有政治優(yōu)勢和政府隱性擔(dān)保的存在（陸正飛等，2015）。即使在過度負(fù)債的情況下，企業(yè)再融資也更容易，更能夠得到額外的政策資金扶持，導(dǎo)致其更容易獲取銀行貸款，會降低企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險。而民營企業(yè)受到的融資約束更大，金融周期變動對民營企業(yè)的影響更深。因此，金融周期、融資約束對不同類型企業(yè)的債務(wù)風(fēng)險影響會有差異。為此，將各指標(biāo)代入方程（9）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。

表6 企業(yè)所有制與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險回歸結(jié)果

金融周期的系數(shù)都為正，民營企業(yè)的系數(shù)為0.012，在1%的水平下顯著；國有企業(yè)的系數(shù)為0.007，但并不顯著，且小于民營企業(yè)的系數(shù)。國有企業(yè)對金融周期的變化不敏感，金融周期變動對民營企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響要顯著高于國有企業(yè)債務(wù)風(fēng)險。融資約束的系數(shù)都顯著為負(fù)，國有企業(yè)的系數(shù)為-0.315，且在1%的水平下顯著；而民營企業(yè)的系數(shù)為-0.498，也在1%的水平上顯著，國有企業(yè)系數(shù)的絕對值與民營企業(yè)系數(shù)的絕對值相比更小。融資約束對國有企業(yè)和民營企業(yè)都有很大影響，但融資約束對民營企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響更大。

2.企業(yè)現(xiàn)金持有水平對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響

現(xiàn)金流是企業(yè)進(jìn)行決策的基礎(chǔ)，企業(yè)現(xiàn)金流來源可分為企業(yè)的留存收益以及通過外部融資獲得兩個部分。連玉君等（2008）發(fā)現(xiàn)面臨融資約束的公司會表現(xiàn)出強(qiáng)烈的現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性，企業(yè)持有預(yù)防性現(xiàn)金過多，可能是由于企業(yè)面臨高融資約束造成的。而且企業(yè)現(xiàn)金流風(fēng)險對現(xiàn)金持有量存在顯著的正向影響（Han and Qiu，2007）。企業(yè)持有現(xiàn)金水平的差異也會影響企業(yè)的債務(wù)風(fēng)險，高現(xiàn)金持有水平的企業(yè)會緩解金融周期波動對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險造成的影響；同時持有現(xiàn)金水平更高的企業(yè)，可能意味著企業(yè)面臨的融資約束更大，會造成企業(yè)債務(wù)風(fēng)險上升。因此，金融周期、融資約束對持有現(xiàn)金水平不同的企業(yè)債務(wù)風(fēng)險影響會有差異。為了驗證推論，將企業(yè)按照每年所有企業(yè)現(xiàn)金持有水平（（貨幣資金+交易性金融資產(chǎn)）/總資產(chǎn)）的均值分組，大于當(dāng)年現(xiàn)金持有水平均值的為高現(xiàn)金持有水平，小于等于均值的為低現(xiàn)金持有水平。將各指標(biāo)代入方程（9）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表7所示。

金融周期的系數(shù)均為正，高現(xiàn)金持有水平企業(yè)的系數(shù)為0.011，在1%的水平下顯著，而低現(xiàn)金持有水平企業(yè)的系數(shù)為0.012，在5%的水平下顯著。金融周期對不同現(xiàn)金持有水平的企業(yè)都有顯著影響，但對高現(xiàn)金持有水平企業(yè)的影響小于低現(xiàn)金持有水平的企業(yè)。企業(yè)持有現(xiàn)金水平增加，對金融周期的變動造成的影響起到緩沖作用，企業(yè)持有預(yù)防性現(xiàn)金能夠緩解金融周期對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響。融資約束的系數(shù)均為負(fù)，高現(xiàn)金持有水平企業(yè)的系數(shù)為0.435，在1%的水平下顯著，而低現(xiàn)金持有水平企業(yè)的系數(shù)為0.411，在1%的水平下顯著。融資約束對不同現(xiàn)金持有水平的企業(yè)都有顯著影響，但對高現(xiàn)金持有水平企業(yè)的影響更大。因此，金融周期擴(kuò)張，企業(yè)面臨的融資約束降低，對于現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性更強(qiáng)的企業(yè)債務(wù)風(fēng)險影響更大。

表7 現(xiàn)金持有水平與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險回歸結(jié)果

五、結(jié)論和政策建議

筆者以2003—2018年滬深A(yù)股上市公司共11756個樣本為研究對象，以融資約束作為中介變量研究金融周期與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險之間的關(guān)系。構(gòu)建金融周期—融資約束—企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的邏輯。研究結(jié)果表明：一是金融周期與企業(yè)債務(wù)風(fēng)險之間負(fù)相關(guān)。金融周期擴(kuò)張，企業(yè)盈利能力提高，企業(yè)杠桿率降低，企業(yè)債務(wù)風(fēng)險下降。二是金融周期的變化會改變企業(yè)面臨的融資約束，改變企業(yè)外部融資能力進(jìn)而間接影響企業(yè)債務(wù)風(fēng)險。三是企業(yè)所有制和現(xiàn)金持有水平會對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的產(chǎn)生影響。實證結(jié)果表明金融周期對民營企業(yè)債務(wù)風(fēng)險影響更大。而金融周期和融資約束對于持有現(xiàn)金水平不同的企業(yè)影響不同，企業(yè)現(xiàn)金持有水平的增加在一定程度上能夠緩解金融周期波動對企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的影響。但現(xiàn)金持有水平越高也表明企業(yè)面臨融資約束更高，面臨融資約束的企業(yè)現(xiàn)金敏感性越強(qiáng)，企業(yè)融資約束對高現(xiàn)金持有水平企業(yè)的債務(wù)風(fēng)險影響更大。

根據(jù)以上結(jié)論提出如下建議：第一，政府制定政策應(yīng)充分把握金融周期的變動情況，積極主動采取逆向調(diào)節(jié)并且加強(qiáng)監(jiān)管力度。當(dāng)金融周期處于緊縮期，政府應(yīng)加強(qiáng)監(jiān)管，并且積極采取擴(kuò)張性政策，增加經(jīng)濟(jì)中的流動性，降低企業(yè)面臨的融資約束，使企業(yè)債務(wù)降低，能夠避免企業(yè)因為融資約束過大而引發(fā)的“債務(wù)—通縮”。第二，提高銀行的獨立性并且積極拓寬融資渠道與融資方式。由于我國資本市場發(fā)展相對緩慢，各種信貸資源主要以銀行貸款為主，而我國銀行的獨立性與歐美國家相比較低，銀行不可避免地受到政府的行政干預(yù)。這就造成國有企業(yè)與民營企業(yè)相比能夠獲得更多的信貸支持。雖然國有企業(yè)改革取得了一些顯著成果，國有企業(yè)資金的使用效率與民營企業(yè)相比還是較低，進(jìn)而造成企業(yè)債務(wù)風(fēng)險的累積。擴(kuò)寬融資渠道和融資方式使資金能夠流向那些有積極回報的項目和企業(yè)，提高資金的使用效率，同時能夠緩解民營企業(yè)面臨的高融資約束問題。