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作者简介：栾佳锐（1995-），女，辽宁沈阳人，博士研究生，主要从事公司财务、宏观经济政策与微观企业行为等方面的研究。E-mail：ljrnju@163.com
王俊（通訊作者）（1992-），女，辽宁沈阳人，讲师，博士，主要从事内部控制与公司治理等研究。E-mail：junwang@mail.neu.edu.cn
摘要：金融冲击对实体经济的影响促使金融体系周期性的波动特征被广泛关注。本文以1998—2018年中国A股上市公司为样本，通过CF带通滤波法提取金融周期短、中周期波动成分并构建了金融周期综合指数，分析了中国金融周期的波动特征，实证检验了金融周期对企业财务危机的影响。研究发现，企业财务危机呈现逆周期变化，即在金融下行周期，企业更容易陷入财务危机;尤其对于战略扩张程度激进和民营企业来说，财务危机的逆周期变化更强。进一步研究发现，金融下行周期主要通过企业融资约束和投资不足两种路径影响其陷入财务危机的概率。本文的结论拓展了企业财务危机影响因素在宏观层面的探索，并有助于理解金融周期波动特征对微观企业的影响。
关键词：金融周期;企业财务危机;扩张战略;融资约束;投资不足
中图分类号：F830.9;F275文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2021）04-0067-13
一、引言
从1929年纽约证券交易所“黑色星期二”事件开启长达10年的全球性经济大萧条，到2008年美国次贷危机席卷世界，再到2020年美股历史性暴跌已致三次触发熔断机制，金融冲击早已从金融市场蔓延到实体市场，给企业生产经营带来巨大挑战。近年来，中国经济蓬勃发展，在金融市场现代化、信息化、智能化的大数据时代背景下，金融活动的特征规律和交易模式不断变化，金融体系的周期性波动呈现持续化和常态化特征。中国人民银行发布的《2017年第三季度中国货币政策执行报告》首次提出了“金融周期”概念，强调现阶段各国央行只关注以物价稳定等为表征的经济周期已然不够，还应关注由信贷和资产价格等金融变量的扩张和收缩引起的金融周期性波动。同年，习近平总书记在党的十九大报告中也明确提出要健全双支柱调控框架，强调以宏观审慎政策来调控金融周期，维护金融稳定、防范系统性金融风险。在此背景下，金融周期日益受到学术界与实务界的高度关注。
从主流经济学的发展脉络来看，早期基于真实经济周期理论的研究认为技术和资源等外生冲击是导致经济波动的主要原因，对金融因素的考虑极其有限。2008年全球金融危机爆发后，金融因素对宏观经济的重要作用才逐渐受到关注。以往研究表明，虽然金融周期与经济周期之间存在动态的正相关关系，但二者仍然存在较大不同。首先，金融周期的长度、频率、振幅等波动性特征均与经济周期存在显著差异。其次，金融周期体现了融资约束、投资者对风险和价值的认知与态度以及风险承担之间的交互作用，这种交互作用导致了金融萧条与繁荣的周期性交替，放大了经济波动，影响了经济的稳定性。因此，金融周期不仅能够反应金融体系周期运行的状态，前瞻性地识别金融困境，还能够有效预测经济周期，是实体经济波动的重要驱动因素。综上，基于包含内生性金融因素的经济理论进行金融周期的相关研究，不仅有利于维护金融体系的稳定运行，还能够作为良好先行指标传递实体经济动向，并由此产生新的宏观调控思维和方式。
现阶段关于金融周期的研究主要集中在金融周期与其他宏观层面变量间关联机制的探讨，比如经济周期、商业周期、货币政策和工业产品价格等，关于金融周期对微观企业的影响研究较为有限，且缺乏对周期性的考虑。然而，外在环境持续不断的周期性运行状态会破坏微观企业发展的持续性，甚至会挑战以可持续发展为前提的主流财务学研究结论的普遍适用性。尤其对于以中国为代表的新兴经济体而言，整体经济增速较快，经济改革与社会转型强度较大，金融风险较高，企业更容易受到金融体系波动的影响。因此，探究宏观金融周期对微观企业行为的影响，不仅契合我国当前的金融环境，也有利于缓解已有学术研究中宏观环境与微观企业之间存在的割裂现象。
我国经济与金融体制改革的深化成就了无数企业，也使不少企业被卷入失败的漩涡挣扎求存。从“味精大王”莲花味精破产重组到“影音大王”暴风集团进入退市倒计时，因财务状况不佳陷入危机甚至导致企业破产的例子屡见不鲜，为我国经济平稳快速增长带来了巨大隐患。如何在不断变化的经济环境中稳步发展是所有企业亟须解决的难题。上市公司从财务健康到财务恶化直至陷入财务危机是一个循序渐进、有规可循的过程。加强对企业财务危机影响因素的分析，能够为企业起到预警作用，有利于管理者快速作出反应，实现企业健康可持续的发展。基于此，本文以1998—2018年沪、深两市A股上市公司作为研究样本，利用CF带通滤波法提取了我国金融短、中周期波动成分，对其特征属性进行了分析，并利用算术平均法合成了我国金融周期综合指数，实证检验了我国金融周期对企业发生财务危机概率的影响。
本文可能的贡献在于：首先，对于宏观环境如何影响微观企业行为这一重要话题，以往文献大多仅关注经济周期的影响，在考虑金融因素时，主要针对房价、股价等单个金融因素的影响，或将金融危机作为外生冲击变量进行探究。本文则在此基础上整合了金融周期综合指数，进一步考虑了金融环境常态化和持续化的周期性波动特征，拓展了有关金融周期的研究成果。其次，以往对企业财务危机影响因素的研究大多关注于微观层面因素，如公司各项财务指标、治理机制等，对宏观层面因素的考虑较为有限。本文引入金融周期变量，进一步丰富了企业财务危机的影响因素研究。最后，近年来人工智能和互联网技术在金融领域的应用进一步推动了金融市场的创新与开放，加强对金融周期对企业财务危机影响的探讨，有利于增强投资者对资本市场的认知和理解，为管理者提前进行合理有效的投融资决策提供借鉴，并为政策制定部门和监管机构进一步完善金融制度、防范和化解金融风险提供决策依据，从而推动金融市场和上市公司同步高质量健康发展。 二、理论分析与假设提出
（一）金融周期与企业财务危机
关于金融周期的研究主要基于信贷周期理论[1]、金融加速器理论[2]和金融中介理论[3]，将金融冲击、金融摩擦和金融部门等金融因素引入经济学理论模型形成新兴的金融经济周期分析框架。由于信息不对称和金融摩擦的存在，金融冲击主要通过抵押约束机制[1-4]、金融加速器机制[5-6]和银行中介机制[4-7]传导至实体经济，分别从非金融部门信贷融资和金融部门信贷供给角度考察金融周期，解释了金融体系对企业本身的外部冲击，以及源自金融中介的内部冲击对实体经济的传导、放大和加速作用。
金融加速器机制和抵押约束机制均是从企业信贷融资角度考察金融周期的影响。其中，抵押约束机制主要是从企业可获得的贷款规模角度，引入数量型金融摩擦，侧重于强调企业净值和价格直接对企业融资能力产生影响的静态与动态效应;而金融加速器机制主要是从企业贷款利率角度，引入价格型金融摩擦，侧重于强调企业净值和价格通过外部融资溢价对当期融资能力的间接影响[8-9]，包括外部融资溢价机制和“费雪-通缩效应”机制[5]。具体而言，基于外部融资溢价机制，金融周期下行时，企业资产负债表健康程度恶化，净资产价值下降，使得银行对企业发放贷款的风险溢价提高，企业外源融资成本大幅升高。随着金融周期持续下行，价格和产出水平同向变化，企业实际负债负担加重，在这一过程中还会出现“费雪通缩效应”和外部融资溢价效应彼此加强的情况，成倍放大负向冲击。基于抵押约束机制，当金融周期下行时，企业用于抵押贷款的资产实际价值下跌，企业在信贷合约中可获得的信贷额度下降，受到信贷约束的企业未来预期收益和现金流会因此更为悲观，从而导致抵押资产的预期价格进一步下跌，产生动态效应，使企业融资能力降低，企业将被迫削减投资。
银行中介机制是从银行中介信贷供给角度考察金融周期的影响，引入银行体系流动性，将由于借款人与贷款人之间信息不对称导致的代理问题拓展为借款人与银行、银行与债权人之间的双层代理问题[4]。银行中介在经济中履行流动性保障功能，其主要职责就是将缺乏流动性的存款契约转向具有流动性的贷款契约[10]。银行等金融中介部门是企业最重要的融资渠道，通过自身的最优化行为来实现信贷需求与供给的均衡，然而，一旦金融环境恶化，银行受到的违约冲击则是导致随后大量企业产出崩溃的源头[11]。当金融周期下行時，银行的资产负债表也会受到影响，与同行机构拆借存在困难，为了避免难以满足存款准备金和资本充足率的要求，导致挤兑危机和流动性困境，银行将采取催还借款、提升利差等措施，这使得企业在受到金融摩擦导致自身融资能力下降的同时，面临更严峻的外部信贷约束。
在以上三种机制的共同作用下，在金融周期下行时，企业资产价格受损、偿债压力暴增，会导致负面的“财富效应”，企业将具有较低的贷款水平，面临较强的融资约束。融资是影响企业可持续发展的关键因素，持续缺乏足够的现金流会使得企业的生产与投资严重受阻[4-7]，从而提高企业陷入财务危机的概率[12]。同时，若金融市场中出现越来越多偿债能力下降但仍有借贷需求的高杠杆主体，将加剧金融中介机构的脆弱性，此时任何负面冲击都会更容易通过金融中介传导放大，从而进一步引发企业的违约和破产[13]，使恶性循环不断自我强化，经济萎缩加剧。
反之，当金融周期上行时，资本市场信贷资金增加，新型贷款工具和大量金融工程应运而生，企业面临的融资约束逐步缓解。金融中介机构的稳定和繁荣使资本市场结构功能更加完善，提高了资金的配置效率，增强了市场有效性，这些均有利于企业进行高效的生产经营，并开展高质量的投资活动，从而有效降低企业陷入财务危机的可能性。
基于此，笔者提出以下假设：
H1：控制其他因素，企业财务危机呈现逆周期变化，即在金融周期下行时企业更容易陷入财务危机。
（二）扩张战略对金融周期与企业财务危机关系的调节作用
随着我国资本市场的资源配置功能不断完善，很多企业开始不满足于自身现状并开始寻求进一步扩张[14]。在实践中，企业的扩张方式主要分为内部扩张和外部扩张，内部扩张主要是通过自身的资本积累，利用资金、技术和管理等方面的优势，实现企业规模的扩大;外部扩张主要是指通过并购迅速获取资源，进入新市场并实现多元化发展。苏冬蔚[15]认为，企业扩张有利于实现规模经济和协同效应，为企业带来经营业绩提高和价值增值，通过不断扩张实现多元化战略，也有利于降低企业经营风险。但是，如果忽略过度扩张所引起的风险或缺乏控制，则会使企业面临运营资金减少、融资困难等一系列问题，甚至陷入财务困境[16-17]。因此，企业对扩张战略的选择可能会影响金融周期与企业财务危机之间的关系。
第一，企业扩张需要大量资金，尤其是外源资金的支持。扩张越激进的企业往往更多地关注于新产品的开发和新市场的拓展，从而具有更高的不确定性和业绩风险[18];也更多地依赖于金融关联、商业信用等方式以获取足够资金，具有惯性依赖风险[19]。因此，当金融周期下行时，激进扩张的企业会面临更强的融资约束和更高的偿债风险，从而缺乏足够的现金流支撑企业的高速扩张，导致企业出现低效的过度扩张行为，增加企业陷入财务困境的可能[14]。
第二，企业过度扩张会导致股东与管理层之间的信息不对称程度提高，引发委托代理问题。管理者可能会在此过程中实施低效率的融资和投资等机会主义行为，导致企业的资产结构失衡，影响整体的发展效率[20];此外，如果管理者忽略自身能力水平和公司发展规律，通过激烈的扩张行为构建商业帝国以获取私利，容易导致组织管理能力与扩张规模速度的脱节，使管理者难以把控企业扩张所引发的风险。当金融周期下行时，以上问题则会进一步加大企业的破产风险[17]。
第三，企业扩张使得企业的组织形式变得更加复杂，内控机制也更为分散和不稳定[18]。由于企业的组织结构和战略目标均存在一定的惯性，如果管理者未能积极进行调整变革，一味地盲目扩张，则会导致企业存在规模扩大但内部机构冗余等问题，使企业抵抗冲击的能力减弱[21]。因此，当金融周期下行时，企业难以适应外部环境的变化，从而更可能陷入财务危机。 基于此，笔者提出以下假设：
H2：控制其他因素，企业的扩张战略加剧了企业财务危机的逆周期变化，即企业的扩张程度越激进，越容易在金融下行周期时陷入财务危机。
（三）产权性质对金融周期与企业财务危机关系的调节作用
基于我国独特的制度背景，探讨宏观金融环境对微观企业行为的影响时，不可避免地要考虑企业产权性质的异质性。金融周期波动对国有企业与民营企业财务风险的影响可能存在明显不同，主要原因如下：
第一，从企业对金融市场的依赖性来看，在政府干预的前提下，国有企业更多地依赖于银行及财政的资金支持和税收减免等优惠政策，具有较强的融资贷款优势;相比之下，民营企业则面临较大的融资约束，获得贷款的难度和标准均明显更高[22-23]。同时，由于预算软约束的存在，当国有企业面临亏损或财务困境时，政府具有很强的动机对其进行支持和保护[24]，国有企业也更倾向于通过获得补贴资助和金融机构支持等具有政府干预色彩的非市场化手段应对财务困境，而民营企业则大多会选择战略和运营重组等市场化手段[25]。因此，民营企业财务状况受金融冲击的影响较大，也对金融周期波动的反应更为敏感。
第二，从企业治理机制来看，国有企业高管兼具企业经营管理者和政府官员的双重身份，出于政治动机的考虑通常比较厌恶风险[26];相比之下，民营企业高管则更多出于经济动机的考虑，对可能导致企业陷入危机但有利于自身收益增加的高风险行为并不具有明显的防御倾向[27]。同时，国有企业具有独特的党内巡视、纪检派驻等外部治理机制和“三重一大”等内部治理机制[28]，而民营企业的经营活动则较少受到政治监督与行政干预，管理者在战略制定和经营决策等方面拥有较大自主权，这也使得民营企业更容易出现管理者利益侵占行为[29]。因此，当金融周期下行时，外部金融环境的恶化将加剧民营企业高管基于经济动机的风险偏好行为和代理行为的负面影响[30]，金融摩擦的增大也使高杠杆民营企业的脆弱性开始显现，提高了企业的财务风险以及陷入财务危机的概率[2-23]。
基于此，笔者提出以下假设：
H3：控制其他因素，民营企业的财务危机呈现更强的逆周期变化，即民营企业更容易在金融下行周期时陷入财务危机。
三、研究设计
（一）研究样本与数据来源
基于相关数据的可获得性，本文选取1998—2018年中国沪、深两市A股上市公司作为初始研究样本。通过以下原则进行样本筛选：由于金融业公司的资本结构比较特殊，难以与其他公司进行对比，故剔除金融业公司;为了避免已陷入财务危机、经营状况恶化具有不可逆转性企业的影响，企业被ST即企业因财务状况异常被特殊处理以向投资者提示防范风险。吕峻和李梓房[31]指出，大多数公司一旦被ST，公司就会陷入财务危机，大多退市，或是通过重组、资产置换才能“摘帽”，经营状况的恶化具有不可逆转性。故剔除ST，*ST公司;剔除变量存在缺失值的样本，最终得到29147个总样本观测值。本文金融周期数据来自国际清算银行，产权性质数据来自CCER数据库，其他变量均来自Wind数据库和CSMAR数据库，针对数据库部分缺失数据进行了手工整理补充。为消除极端值的影响，本文对连续变量进行1%分位和99%分位的缩尾处理。数据的分析处理采用了Stata15和Eviews7软件。
（二）构建中国金融周期综合指数
1.基础指标
金融周期定义中的主要核心指标是信贷总量和房地产价格指标[32]。借鉴马勇等[33]与伊楠和张斌[34]的研究方法，本文以私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数三个变量作为测算金融周期的基础指标。一是私营信贷总量主要由非金融企业信贷、居民和为居民服务的非盈利机构信贷构成，较好地融合了金融机构贷款余额和社会融资规模这两个反映信贷约束程度的主要特征，也契合了近年来我国金融市场和产品不断创新、社会融资方式和渠道日趋多元化的金融环境，是用于衡量融资约束的理想指标。二是私营信贷/GDP指标也在研究中被广泛应用。私营信贷总量体现了信贷的发放总量，私营信贷/GDP则体现了信贷结构即信贷通过流向实体企业参与GDP生产，是用于衡量金融体系系统性风险积累和吸收损失能力的理想指标。三是本文选择国房景气指数作为投资者对风险和价值的认知与态度的替代变量。房地产作为信贷的抵押资产和金融创新的基础资产，不仅反映着金融体系的运行状况，还是联系金融体系与实体经济的重要纽带。国房景气指数由土地、资金、市场需求等多角度的多项量化指标组成，能够较好地反映我国房地产业的实际运行状况，是衡量资产价格以及经济参与者对风险与价值的认知和态度的理想指标。私营信贷/GDP与不动产價格同步正偏差，房地产价格也可以检验吸收损失的能力，因此，将两个指标相结合可以减少误差与扰动，有利于金融周期的准确测算。未采用房屋销售价格，是由于商品房销售和住宅销售价格在样本前期数据质量较差、波动较大，存在较大走势差异。
在选取以上三项基础指标后，由于样本数据时序不长，私营信贷等变量在样本区间大多处于持续上升的态势，针对变量绝对值进行分析难以消除序列的时间递增趋势、有效识别周期的转折点。因此，本文将季节调整后的序列取自然对数并选取增长率，得到平稳时间序列以进一步提取周期性，这也在一定程度上缓解了异方差的影响。具体地，首先利用CPI平减将名义值转为实际值，将月度数据取算术平均值得到季度时间序列数据;其次进行X-12季节调整，剔除季节性因素和不规则因素;最后对除私营信贷/GDP外的其他基础指标取自然对数一阶差分。
2.测算方法
Borio[32]在测算金融周期时通常会采用带通滤波法或转折点法，但由于转折点法主要通过在一定范围内比较数值大小来确定波峰和波谷，难以具体描述周期性波动的特征。因此，本文使用Christiano和Fitzgerald[35]提出的全样本非对称带通滤波（CF带通滤波法）来提取各单变量的周期波动成分，该方法放弃了时间序列平稳性和对称性的严格假设，能够根据不同性质的序列选择合适的公式和权重，剔除短期噪声波动和长期趋势的影响，从而能够更为灵活地提取特定频率和波长的周期成分。参考以往文献，本文进行滤波分解时，短周期的参数设置为5—24个季度，中周期的参数设置为24—78个季度。 3.单变量周期特征描述
图1—图3展示了对本文样本期间内私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数三项基础指标进行CF滤波识别金融周期短、中周期波动的结果。从图中可以看出，私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数在1998—2018年内均经历了多个短周期和中周期。虽然不同的指标测度对与金融周期波动上行与下行阶段的识别略有差异，但整体而言符合我国金融经济发展的实际情况，并且与以往学者的研究结果基本一致[33]。由于我国金融自由化程度较低，金融周期尤其是短周期与国家金融调控政策紧密相关。从短期CF滤波分解结果来看，样本期间内的几次波峰与波谷的时间点也均对应着重要的国家金融调控政策。
例如，2006年由于股权分置改革的全面展开以及《短期融资券管理办法》等金融调控政策的出台，金融市场制度性建设获得较大进展，因此，出现了金融周期的一次波峰。但随着全球性金融危机的到来，金融周期开始下行。为应对负面冲击，我国开始实施宽松的货币政策和“四万亿”经济刺激计划，在一定程度上解救了银行业的资产负债表危机，因此，2009年出现了又一次波峰。然而，在该计划结束之后，金融体系的脆弱性逐渐暴露，经济增速乏力，我国进入了金融周期与经济周期双重下行阶段。2016年，多项政策相继出台，加快了借力供给侧结构性改革去杠杆化的部署，因此，2017年金融周期再次达到峰值。
经CF滤波分解后测算出的短周期长度在2—3年，中周期长度在7—9年，略长于中国经济周期（4—6年）。多数指标的金融周期下行阶段的持续时间均略高于上行阶段的持续时间，下行阶段的波动幅度普遍高于上行阶段的波动幅度。
4.合成中国金融周期综合指数
为了进一步分析三个基础指标之间的关系以选取合适的变量构建综合性的金融周期指标，本文借鉴Harding和Pagan[36]的方法计算一致性指数（pXY），以此来衡量多个指标的一致性程度。
其中，X、Y分别表示上述三个基础指标中的任意两个指标，ptX（ptY）取1表明X（Y）处于上行阶段，取0表明X（Y）处于下行阶段。一致性指数的大小代表着两个周期指标同时处于上行阶段或是下行阶段的时间占总时间的比重，越趋向于1，则说明两个周期指标的一致性程度越大，同步性越高，越适合共同用于综合指标的构建。通过计算，私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数三个指标任意两者的一致性指数均大于0.5，说明存在较好的同步性和一致性，因此，本文利用以上三个指标共同构建金融周期综合指数，以更全面地反映金融体系各方面的信息和整体运行态势。
考虑到上述三个指标在数据类型和单位上存在差异，按照主流文献的做法，采用Max-Min标准化方法将其进行无量纲转换，具体计算公式为：
其中，Vit表示指标i在t时期的实际值，Min（Vi）和Max（Vi）分别表示变量i在整个样本时间区间中的最小值和最大值，V′it表示变量i在第t期经过标准化处理后的数值。借鉴Drehmann等[37]的方法，本文使用算术平均法将经无量纲化处理后的金融单变量合成为金融周期综合指数（FC），其数值的大小对应着金融周期的上行和下行。在稳健性检验中选择主成分分析法合成金融周期综合指数，研究结果依然稳健。
（三）模型构建
为了检验H1，本文以金融周期做为解释变量，为了在一定程度上排除政策的影响和市场随机噪音的干扰，本文在主回归中选取金融中周期指数，稳健性检验中利用金融短周期指數进行回归，结果依然显著。构建如下回归模型：Hausman检验结果显示P值小于0.01，因此，本文采用固定效应模型进行回归。
其中，被解释变量为企业财务危机。采用两种方式度量：一是利用Altman[12]构建的五因素Z-score模型度量企业财务危机发生的概率（FD1）。Z=100×（0.006×股票总市值/期末负债账面价值+0.012×营运资金/期末总资产+0.014×期末留存收益/期末总资产+0.033×息税前利润/期末总资产+0.999×本期销售收入/期末总资产）。Z值越小，意味着企业发生财务危机的概率越大。二是借鉴姜付秀等[14]的方法利用Z值设置哑变量来判断企业的财务危机状况（FD2），即如果Z值小于1.810，取值为1，否则取0。本文在后续实证检验过程中，考虑到结果的可读性，将Z值取相反数进行回归，使其回归系数与哑变量方向一致，即Z值的相反数越大，发生财务危机的概率越大。
此外，借鉴以往学者关于财务危机影响因素的研究结果，为了控制企业投资机会、企业成长性、公司治理水平等企业层面因素的影响，模型选取了资产周转率（TAT）、总资产收益率（ROA）、托宾Q值（TobinQ）、企业收入增长率（Growth）、市值账面比（B/M）、企业规模（Size）、董事会规模（lnBod）、第一股东持股比例（Top1）等作为控制变量。同时，本文还控制了行业和企业（Industry）变量以规避行业和企业因素的影响。ε表示随机扰动项。具体变量定义如表1所示。
如果模型（1）中估计系数α1显著为负，说明企业发生财务危机的可能性与金融周期负相关，即企业财务危机呈逆周期变化，H1得到验证。
为了检验H2，在模型（1）的基础上，分别加入企业内部扩张和外部扩张及其与金融周期的交互项，构建如下回归模型：
按照战略类型划分，本文将扩张战略分为内部扩张（IEP）和外部扩张（EEP）。借鉴姜付秀等[14]的方法，利用企业内部投资额来反应企业内部扩张的激进程度。企业内部投资额=（企业支付构建固定资产、无形资产等的现金-出售固定资产、无形资产等收回的净现金-当年折旧额）/年末总资产。本文借鉴张雯等[38]，利用并购支付对价与年末总资产的比值来反应企业外部扩张的激进程度。
如果模型（2）中估计系数γ3、β3显著为负，说明企业内、外部扩张增强了企业财务危机与金融周期的负相关性，即内、外部扩张程度越高的企业财务危机逆周期变化越强，H2得到验证。 为了检验假设H3，在模型（1）的基础上，加入虚拟变量产权性质（Nature）及其与金融周期（FC）的交互项（FC×Nature），构建如下回归模型：
产权性质（Nature）的度量方式为，最终控制人为国有控股取值为1，否则为0。如果模型（4）中估计系数δ3显著为正，说明国有企业特殊的所有权性质削弱了企业财务危机与金融周期的负相关性，即与国有企业相比，民营企业财务危机的逆周期变化更强，H3得到验证。
四、实证结果及分析
（一）描述性统计分析
各变量描述性统计结果显示，金融周期综合指数（FC）的均值（中位数）为51.637（51.640），与以往研究的计算结果基本一致[33]。财务危机FD1的均值（中位数）为6.331（3.670）;FD2的均值（中位数）为0.216（0.000），说明我国约五分之一的上市公司都面临较高的财务风险。其余控制变量的描述性统计结果均与以往文献类似。
（二）回归结果及分析
1.金融周期对企业财务危机的影响
表2分别报告了以连续值和哑变量计量的企业财务危机与金融周期的回归结果。结果显示，企业财务危机（FD1和FD2）与金融周期（FC）的回归系数在1%水平下显著为负，说明企业财务危机呈现逆周期变化，支持H1。该结果表明，在金融周期上行阶段，企业受到的融资约束程度较低，生产经营、投资机会与创新能力相对较强，因而陷入财务危机的可能性较低;然而当资产价格持续上涨、信贷规模过度扩张，银行风险增大，金融供给开始收缩;在金融周期下行阶段，市场需求疲软，企业融资受阻，进一步约束了企业生产与投资，提高了企业出现财务危机的可能性。因此，企业财务危机整体呈现逆周期性。从经济意义上看，其他变量保持不变，金融周期综合指数每降低一个百分点，企业的Z值降低0.09%，企业陷入财务危机的可能性提高0.03%。
从控制变量的回归结果来看，企业规模（Size）与陷入财务危机的概率显著正相关;企业营运能力（TAT）、盈利能力（ROA）和第一大股东持股比例（Top1）与陷入财务危机的概率显著负相关。
2.金融周期、企业扩张与企业财务危机
表3分别报告了内、外部扩张程度对企业财务危机与金融周期关系影响的回归结果。样本中发生并购行为且可获得并购支付对价数据的观测值共8588个，虽然数据量较少，但并购费用能够更好地区分并购程度。结果显示，金融周期与企业财务危机的回归系数仍在1%水平下显著为负，内部扩张程度（IEP）与外部扩张程度（EEP）与金融周期交互项的回归系数分别在1%、5%或10%水平下显著为负，该结果说明无论是企业内部扩张还是外部扩张，均对企业财务危机与金融周期之间的关系具有显著的正向调节作用，即企业扩张程度加剧了企业财务危机的逆周期变化，支持H2。
3.金融周期、产权性质与企业财务危机
表4报告了产权性质对企业财务危机与金融周期关系影响的回归结果。结果显示，金融周期与企业财务危机的回归系数仍在1%水平下显著为负，产权性质（Nature）与金融周期交乘项的回归系数在1%水平下显著为正，该结果说明产权性质对企业财务危机与金融周期之间的关系具有显著的负向调节作用，即民营企业的财务危机具有更强的逆周期变化，支持H3。
五、进一步分析与稳健性检验
（一）进一步分析
本文進一步对金融周期对企业财务危机的影响机制进行探讨。从金融周期对企业财务危机的作用路径可以看出，金融周期主要通过影响企业的融资，进而影响企业的日常经营生产和投资，从而导致企业的财务风险发生变化。具体而言，金融周期上行缓解了融资约束，不仅有利于资金在日常经营活动中的周转和循环、保障企业正常产出，还抑制了企业投资不足的非效率投资行为，从而削弱了企业陷入财务危机的可能性;而金融周期下行则使企业受到较严重的融资约束，导致企业不得不将更多的现金流用于偿还债务，使得企业生产能力下降，企业投资不足，从而增强了企业陷入财务危机的可能性。企业的融资与投资体现了资金在企业和金融市场之间的流动和增值，以企业投融资作为切入点，本文进一步对路径机制进行探讨。
1.融资约束的中介效应
首先，本文使用不包含企业内部融资特征、相对外生且较为稳健的SA指数度量企业所面临的外部融资约束，其中，Size为企业规模（总资产取自然对数），Age为企业年龄（所在年份与成立年份的差值加1）。SA值的绝对值越大，代表企业所面临的融资约束越大。公式如下：
SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age（5）
其次，借鉴温忠麟和叶宝娟[39]构建模型（6）和模型（7）进行融资约束的中介效应检验：
表5分别报告了以FD1和FD2作为被解释变量时，融资约束的中介效应检验结果。列（1）的结果显示，金融周期与融资约束在1%的水平上显著为负;列（2）和列（3）的结果显示，控制了中介变量融资约束后，金融周期与财务危机依然在1%水平上显著为负，但金融周期对企业财务危机的负面影响减弱，且Sobel检验结果的P值分别小于0.1和0.01，以上结果说明融资约束在金融周期对企业财务危机产生负面影响的过程中发挥了显著的中介效应。
进一步对相关系数进行计算分析中介效应的效应量。以FD1作为被解释变量时，标准化后的估计系数α1-τ1衡量了中介变量所发挥的间接效应，其与α1的比值是衡量中介效应占总效应比例的常用指标。对相关系数进行分析计算可得，中介变量融资约束发挥的中介效应占总效应的2.2%;以FD2作被解释变量时，由于FD2是虚拟变量，借鉴刘红云等[40]的方法，计算各变量的标准差以及中介变量与自变量的协方差，采用系数乘积法进行中介效应效果量的计算，计算得出中介变量融资约束发挥的中介效应占总效应的12.4%。 2.投資不足的中介效应
首先，借鉴李万福等[41]与李延喜等[42]的研究，构建企业投资水平模型如下：
表6分别报告了以FD1和FD2作为被解释变量时，投资不足的中介效应检验结果。列（1）的结果显示，金融周期与投资不足在1%的水平上显著为负;列（2）和列（3）的结果显示，控制了中介变量投资不足后，金融周期与财务危机依然在1%水平上显著为负，但金融周期对企业财务危机的负面影响减弱，且Sobel检验结果的P值分别小于0.1和0.01，以上结果说明投资不足在金融周期对企业财务危机产生负面影响的过程中发挥了显著的中介效应。进一步对相关系数进行计算分析中介效应的效应量，当因变量为FD1和FD2时，中介变量投资不足发挥的中介效应分别占总效应的12.3%和22.4%。
（二）稳健性检验
1.内生性问题
本文可能存在的内生性问题主要是金融周期与企业财务危机的反向因果关系，根据以往文献，金融周期作为外部宏观层面的经济变量，微观层面企业个体的财务危机很难影响到宏观经济变量。但基于谨慎性考虑，针对这一内生性问题，本文将企业财务危机与滞后1—3期的金融周期加入模型进行回归。回归结果显示，主要回归结果仍然成立，较有效地控制了这一内生性问题。
2.选取金融周期的替代指标
一是本文选取主成分分析法合成金融周期综合指数，由主成分分析法提取出的金融中周期综合指数为：FC=0.390×私营信贷+0.370×私营信贷/GDP+0.250×国房景气指数。二是本文选取算术平均法计算的金融短周期指数替换解释变量金融周期。结果显示，两种度量方法下主要回归结果均保持稳健。
3.选取财务危机的替代指标
一是企业资不抵债是上市公司开始陷入财务危机的标志，企业一旦出现资不抵债，意味着企业偿债能力的丧失，很有可能会继续出现现金流量无法满足需求的情况，甚至宣告破产。因此，本文借鉴王克敏等[30]的做法，以公司是否出现资不抵债现象界定公司发生财务危机的可能性，即如果企业连续两年流动比率小于1则取值为1，否则取0。二是借鉴廖义刚和王艳艳[43]基于盈利能力论对企业财务危机的判断标准，将经营活动现金净流量、净营运资本、营业利润、留存收益中任意一项或多项为负的企业定义为财务危机企业，并设置哑变量。结果显示，两种度量方式下主要回归结果均保持稳健。
六、结论与启示
作为新兴市场的中国，金融自由化和金融创新在一定程度上有效解决了企业的投融资问题，但也存在金融体系风险较高、波动剧烈、监管相对缺失、金融机构逐利性等问题。从2018年上半年开始，强烈的金融去杠杆叠加中美贸易摩擦等因素，金融周期下行特征明显。2020年3月，受新冠肺炎疫情和石油价格战影响，美股巨幅下跌三次触发熔断机制，金融周期对实体经济的影响不容小觑。已有关于宏观周期性经济变量对微观企业影响的相关研究中，更为关注经济周期的影响，缺乏对金融周期的考量。基于传统经济周期理论存在的局限性，金融周期等金融因素应逐渐被纳入分析框架并基于新的理论形成新的研究范式，以契合当下企业所处的真实外部金融经济环境。因此，基于金融经济周期理论，本文通过合成金融周期综合指数，解释、分析了我国金融周期的特征，并实证检验了金融周期对企业财务危机的影响，在一定程度上弥补了宏观周期性因素相关研究的局限性，也拓展了企业财务危机的影响因素。研究结果表明，企业财务危机呈现逆周期变化，与金融周期上行阶段相比，金融周期下行时企业陷入财务危机的概率更大，对内部、外部扩张程度更激烈的企业和民营企业影响更大。进一步研究发现，金融下行周期能够通过增强企业的融资约束，导致企业投资不足，从而提高企业财务危机发生的概率。
随着金融一体化的推进，金融体系呈现出交互性、网络化等新特征和趋势，维持金融安全与稳定、推动金融高质量发展已成为政府和社会共同努力的重要目标。本文的研究成果不仅有利于帮助企业及时调整财务状况，当金融周期下行、金融体系波动剧烈、风险增加时，为其提供科学预警，降低企业陷入财务危机的可能性。还揭示了我国金融周期性波动的表现特征，在一定程度上为金融监管的实施和宏观政策的制定提供了有益的依据，有利于增强其前瞻性和科学性，防控金融风险的积累、有效侦测金融危机，具有一定的政策启示意义。同时，金融体系的周期性波动对内、外部扩张行为更激进的企业，尤其是民营企业影响更大。在确保金融体系的稳健运行时，也应密切关注上述企业的财务状况，根据其对金融周期的敏感程度给予一定的政策倾斜，以防企业破产潮的出现，这也有利于增强金融体系的稳定性，使其更好地服务实体经济。
然而，本文也存在一些不足有待进一步完善。首先，本文选择了上市公司样本。然而非上市公司样本和跨国公司样本发生财务危机的可能性依然值得探讨，并可以进行横向对比，以此增强结论的普适性。其次，企业财务危机受到很多公司层面、宏观层面因素的影响，虽然本文在模型构建、实证检验时进行了一定控制，但尚有遗漏，未来还可以进一步考虑金融周期与其他因素的替代作用。
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（责任编辑：杨全山）
王俊（通訊作者）（1992-），女，辽宁沈阳人，讲师，博士，主要从事内部控制与公司治理等研究。E-mail：junwang@mail.neu.edu.cn
摘要：金融冲击对实体经济的影响促使金融体系周期性的波动特征被广泛关注。本文以1998—2018年中国A股上市公司为样本，通过CF带通滤波法提取金融周期短、中周期波动成分并构建了金融周期综合指数，分析了中国金融周期的波动特征，实证检验了金融周期对企业财务危机的影响。研究发现，企业财务危机呈现逆周期变化，即在金融下行周期，企业更容易陷入财务危机;尤其对于战略扩张程度激进和民营企业来说，财务危机的逆周期变化更强。进一步研究发现，金融下行周期主要通过企业融资约束和投资不足两种路径影响其陷入财务危机的概率。本文的结论拓展了企业财务危机影响因素在宏观层面的探索，并有助于理解金融周期波动特征对微观企业的影响。
关键词：金融周期;企业财务危机;扩张战略;融资约束;投资不足
中图分类号：F830.9;F275文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2021）04-0067-13
一、引言
从1929年纽约证券交易所“黑色星期二”事件开启长达10年的全球性经济大萧条，到2008年美国次贷危机席卷世界，再到2020年美股历史性暴跌已致三次触发熔断机制，金融冲击早已从金融市场蔓延到实体市场，给企业生产经营带来巨大挑战。近年来，中国经济蓬勃发展，在金融市场现代化、信息化、智能化的大数据时代背景下，金融活动的特征规律和交易模式不断变化，金融体系的周期性波动呈现持续化和常态化特征。中国人民银行发布的《2017年第三季度中国货币政策执行报告》首次提出了“金融周期”概念，强调现阶段各国央行只关注以物价稳定等为表征的经济周期已然不够，还应关注由信贷和资产价格等金融变量的扩张和收缩引起的金融周期性波动。同年，习近平总书记在党的十九大报告中也明确提出要健全双支柱调控框架，强调以宏观审慎政策来调控金融周期，维护金融稳定、防范系统性金融风险。在此背景下，金融周期日益受到学术界与实务界的高度关注。
从主流经济学的发展脉络来看，早期基于真实经济周期理论的研究认为技术和资源等外生冲击是导致经济波动的主要原因，对金融因素的考虑极其有限。2008年全球金融危机爆发后，金融因素对宏观经济的重要作用才逐渐受到关注。以往研究表明，虽然金融周期与经济周期之间存在动态的正相关关系，但二者仍然存在较大不同。首先，金融周期的长度、频率、振幅等波动性特征均与经济周期存在显著差异。其次，金融周期体现了融资约束、投资者对风险和价值的认知与态度以及风险承担之间的交互作用，这种交互作用导致了金融萧条与繁荣的周期性交替，放大了经济波动，影响了经济的稳定性。因此，金融周期不仅能够反应金融体系周期运行的状态，前瞻性地识别金融困境，还能够有效预测经济周期，是实体经济波动的重要驱动因素。综上，基于包含内生性金融因素的经济理论进行金融周期的相关研究，不仅有利于维护金融体系的稳定运行，还能够作为良好先行指标传递实体经济动向，并由此产生新的宏观调控思维和方式。
现阶段关于金融周期的研究主要集中在金融周期与其他宏观层面变量间关联机制的探讨，比如经济周期、商业周期、货币政策和工业产品价格等，关于金融周期对微观企业的影响研究较为有限，且缺乏对周期性的考虑。然而，外在环境持续不断的周期性运行状态会破坏微观企业发展的持续性，甚至会挑战以可持续发展为前提的主流财务学研究结论的普遍适用性。尤其对于以中国为代表的新兴经济体而言，整体经济增速较快，经济改革与社会转型强度较大，金融风险较高，企业更容易受到金融体系波动的影响。因此，探究宏观金融周期对微观企业行为的影响，不仅契合我国当前的金融环境，也有利于缓解已有学术研究中宏观环境与微观企业之间存在的割裂现象。
我国经济与金融体制改革的深化成就了无数企业，也使不少企业被卷入失败的漩涡挣扎求存。从“味精大王”莲花味精破产重组到“影音大王”暴风集团进入退市倒计时，因财务状况不佳陷入危机甚至导致企业破产的例子屡见不鲜，为我国经济平稳快速增长带来了巨大隐患。如何在不断变化的经济环境中稳步发展是所有企业亟须解决的难题。上市公司从财务健康到财务恶化直至陷入财务危机是一个循序渐进、有规可循的过程。加强对企业财务危机影响因素的分析，能够为企业起到预警作用，有利于管理者快速作出反应，实现企业健康可持续的发展。基于此，本文以1998—2018年沪、深两市A股上市公司作为研究样本，利用CF带通滤波法提取了我国金融短、中周期波动成分，对其特征属性进行了分析，并利用算术平均法合成了我国金融周期综合指数，实证检验了我国金融周期对企业发生财务危机概率的影响。
本文可能的贡献在于：首先，对于宏观环境如何影响微观企业行为这一重要话题，以往文献大多仅关注经济周期的影响，在考虑金融因素时，主要针对房价、股价等单个金融因素的影响，或将金融危机作为外生冲击变量进行探究。本文则在此基础上整合了金融周期综合指数，进一步考虑了金融环境常态化和持续化的周期性波动特征，拓展了有关金融周期的研究成果。其次，以往对企业财务危机影响因素的研究大多关注于微观层面因素，如公司各项财务指标、治理机制等，对宏观层面因素的考虑较为有限。本文引入金融周期变量，进一步丰富了企业财务危机的影响因素研究。最后，近年来人工智能和互联网技术在金融领域的应用进一步推动了金融市场的创新与开放，加强对金融周期对企业财务危机影响的探讨，有利于增强投资者对资本市场的认知和理解，为管理者提前进行合理有效的投融资决策提供借鉴，并为政策制定部门和监管机构进一步完善金融制度、防范和化解金融风险提供决策依据，从而推动金融市场和上市公司同步高质量健康发展。 二、理论分析与假设提出
（一）金融周期与企业财务危机
关于金融周期的研究主要基于信贷周期理论[1]、金融加速器理论[2]和金融中介理论[3]，将金融冲击、金融摩擦和金融部门等金融因素引入经济学理论模型形成新兴的金融经济周期分析框架。由于信息不对称和金融摩擦的存在，金融冲击主要通过抵押约束机制[1-4]、金融加速器机制[5-6]和银行中介机制[4-7]传导至实体经济，分别从非金融部门信贷融资和金融部门信贷供给角度考察金融周期，解释了金融体系对企业本身的外部冲击，以及源自金融中介的内部冲击对实体经济的传导、放大和加速作用。
金融加速器机制和抵押约束机制均是从企业信贷融资角度考察金融周期的影响。其中，抵押约束机制主要是从企业可获得的贷款规模角度，引入数量型金融摩擦，侧重于强调企业净值和价格直接对企业融资能力产生影响的静态与动态效应;而金融加速器机制主要是从企业贷款利率角度，引入价格型金融摩擦，侧重于强调企业净值和价格通过外部融资溢价对当期融资能力的间接影响[8-9]，包括外部融资溢价机制和“费雪-通缩效应”机制[5]。具体而言，基于外部融资溢价机制，金融周期下行时，企业资产负债表健康程度恶化，净资产价值下降，使得银行对企业发放贷款的风险溢价提高，企业外源融资成本大幅升高。随着金融周期持续下行，价格和产出水平同向变化，企业实际负债负担加重，在这一过程中还会出现“费雪通缩效应”和外部融资溢价效应彼此加强的情况，成倍放大负向冲击。基于抵押约束机制，当金融周期下行时，企业用于抵押贷款的资产实际价值下跌，企业在信贷合约中可获得的信贷额度下降，受到信贷约束的企业未来预期收益和现金流会因此更为悲观，从而导致抵押资产的预期价格进一步下跌，产生动态效应，使企业融资能力降低，企业将被迫削减投资。
银行中介机制是从银行中介信贷供给角度考察金融周期的影响，引入银行体系流动性，将由于借款人与贷款人之间信息不对称导致的代理问题拓展为借款人与银行、银行与债权人之间的双层代理问题[4]。银行中介在经济中履行流动性保障功能，其主要职责就是将缺乏流动性的存款契约转向具有流动性的贷款契约[10]。银行等金融中介部门是企业最重要的融资渠道，通过自身的最优化行为来实现信贷需求与供给的均衡，然而，一旦金融环境恶化，银行受到的违约冲击则是导致随后大量企业产出崩溃的源头[11]。当金融周期下行時，银行的资产负债表也会受到影响，与同行机构拆借存在困难，为了避免难以满足存款准备金和资本充足率的要求，导致挤兑危机和流动性困境，银行将采取催还借款、提升利差等措施，这使得企业在受到金融摩擦导致自身融资能力下降的同时，面临更严峻的外部信贷约束。
在以上三种机制的共同作用下，在金融周期下行时，企业资产价格受损、偿债压力暴增，会导致负面的“财富效应”，企业将具有较低的贷款水平，面临较强的融资约束。融资是影响企业可持续发展的关键因素，持续缺乏足够的现金流会使得企业的生产与投资严重受阻[4-7]，从而提高企业陷入财务危机的概率[12]。同时，若金融市场中出现越来越多偿债能力下降但仍有借贷需求的高杠杆主体，将加剧金融中介机构的脆弱性，此时任何负面冲击都会更容易通过金融中介传导放大，从而进一步引发企业的违约和破产[13]，使恶性循环不断自我强化，经济萎缩加剧。
反之，当金融周期上行时，资本市场信贷资金增加，新型贷款工具和大量金融工程应运而生，企业面临的融资约束逐步缓解。金融中介机构的稳定和繁荣使资本市场结构功能更加完善，提高了资金的配置效率，增强了市场有效性，这些均有利于企业进行高效的生产经营，并开展高质量的投资活动，从而有效降低企业陷入财务危机的可能性。
基于此，笔者提出以下假设：
H1：控制其他因素，企业财务危机呈现逆周期变化，即在金融周期下行时企业更容易陷入财务危机。
（二）扩张战略对金融周期与企业财务危机关系的调节作用
随着我国资本市场的资源配置功能不断完善，很多企业开始不满足于自身现状并开始寻求进一步扩张[14]。在实践中，企业的扩张方式主要分为内部扩张和外部扩张，内部扩张主要是通过自身的资本积累，利用资金、技术和管理等方面的优势，实现企业规模的扩大;外部扩张主要是指通过并购迅速获取资源，进入新市场并实现多元化发展。苏冬蔚[15]认为，企业扩张有利于实现规模经济和协同效应，为企业带来经营业绩提高和价值增值，通过不断扩张实现多元化战略，也有利于降低企业经营风险。但是，如果忽略过度扩张所引起的风险或缺乏控制，则会使企业面临运营资金减少、融资困难等一系列问题，甚至陷入财务困境[16-17]。因此，企业对扩张战略的选择可能会影响金融周期与企业财务危机之间的关系。
第一，企业扩张需要大量资金，尤其是外源资金的支持。扩张越激进的企业往往更多地关注于新产品的开发和新市场的拓展，从而具有更高的不确定性和业绩风险[18];也更多地依赖于金融关联、商业信用等方式以获取足够资金，具有惯性依赖风险[19]。因此，当金融周期下行时，激进扩张的企业会面临更强的融资约束和更高的偿债风险，从而缺乏足够的现金流支撑企业的高速扩张，导致企业出现低效的过度扩张行为，增加企业陷入财务困境的可能[14]。
第二，企业过度扩张会导致股东与管理层之间的信息不对称程度提高，引发委托代理问题。管理者可能会在此过程中实施低效率的融资和投资等机会主义行为，导致企业的资产结构失衡，影响整体的发展效率[20];此外，如果管理者忽略自身能力水平和公司发展规律，通过激烈的扩张行为构建商业帝国以获取私利，容易导致组织管理能力与扩张规模速度的脱节，使管理者难以把控企业扩张所引发的风险。当金融周期下行时，以上问题则会进一步加大企业的破产风险[17]。
第三，企业扩张使得企业的组织形式变得更加复杂，内控机制也更为分散和不稳定[18]。由于企业的组织结构和战略目标均存在一定的惯性，如果管理者未能积极进行调整变革，一味地盲目扩张，则会导致企业存在规模扩大但内部机构冗余等问题，使企业抵抗冲击的能力减弱[21]。因此，当金融周期下行时，企业难以适应外部环境的变化，从而更可能陷入财务危机。 基于此，笔者提出以下假设：
H2：控制其他因素，企业的扩张战略加剧了企业财务危机的逆周期变化，即企业的扩张程度越激进，越容易在金融下行周期时陷入财务危机。
（三）产权性质对金融周期与企业财务危机关系的调节作用
基于我国独特的制度背景，探讨宏观金融环境对微观企业行为的影响时，不可避免地要考虑企业产权性质的异质性。金融周期波动对国有企业与民营企业财务风险的影响可能存在明显不同，主要原因如下：
第一，从企业对金融市场的依赖性来看，在政府干预的前提下，国有企业更多地依赖于银行及财政的资金支持和税收减免等优惠政策，具有较强的融资贷款优势;相比之下，民营企业则面临较大的融资约束，获得贷款的难度和标准均明显更高[22-23]。同时，由于预算软约束的存在，当国有企业面临亏损或财务困境时，政府具有很强的动机对其进行支持和保护[24]，国有企业也更倾向于通过获得补贴资助和金融机构支持等具有政府干预色彩的非市场化手段应对财务困境，而民营企业则大多会选择战略和运营重组等市场化手段[25]。因此，民营企业财务状况受金融冲击的影响较大，也对金融周期波动的反应更为敏感。
第二，从企业治理机制来看，国有企业高管兼具企业经营管理者和政府官员的双重身份，出于政治动机的考虑通常比较厌恶风险[26];相比之下，民营企业高管则更多出于经济动机的考虑，对可能导致企业陷入危机但有利于自身收益增加的高风险行为并不具有明显的防御倾向[27]。同时，国有企业具有独特的党内巡视、纪检派驻等外部治理机制和“三重一大”等内部治理机制[28]，而民营企业的经营活动则较少受到政治监督与行政干预，管理者在战略制定和经营决策等方面拥有较大自主权，这也使得民营企业更容易出现管理者利益侵占行为[29]。因此，当金融周期下行时，外部金融环境的恶化将加剧民营企业高管基于经济动机的风险偏好行为和代理行为的负面影响[30]，金融摩擦的增大也使高杠杆民营企业的脆弱性开始显现，提高了企业的财务风险以及陷入财务危机的概率[2-23]。
基于此，笔者提出以下假设：
H3：控制其他因素，民营企业的财务危机呈现更强的逆周期变化，即民营企业更容易在金融下行周期时陷入财务危机。
三、研究设计
（一）研究样本与数据来源
基于相关数据的可获得性，本文选取1998—2018年中国沪、深两市A股上市公司作为初始研究样本。通过以下原则进行样本筛选：由于金融业公司的资本结构比较特殊，难以与其他公司进行对比，故剔除金融业公司;为了避免已陷入财务危机、经营状况恶化具有不可逆转性企业的影响，企业被ST即企业因财务状况异常被特殊处理以向投资者提示防范风险。吕峻和李梓房[31]指出，大多数公司一旦被ST，公司就会陷入财务危机，大多退市，或是通过重组、资产置换才能“摘帽”，经营状况的恶化具有不可逆转性。故剔除ST，*ST公司;剔除变量存在缺失值的样本，最终得到29147个总样本观测值。本文金融周期数据来自国际清算银行，产权性质数据来自CCER数据库，其他变量均来自Wind数据库和CSMAR数据库，针对数据库部分缺失数据进行了手工整理补充。为消除极端值的影响，本文对连续变量进行1%分位和99%分位的缩尾处理。数据的分析处理采用了Stata15和Eviews7软件。
（二）构建中国金融周期综合指数
1.基础指标
金融周期定义中的主要核心指标是信贷总量和房地产价格指标[32]。借鉴马勇等[33]与伊楠和张斌[34]的研究方法，本文以私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数三个变量作为测算金融周期的基础指标。一是私营信贷总量主要由非金融企业信贷、居民和为居民服务的非盈利机构信贷构成，较好地融合了金融机构贷款余额和社会融资规模这两个反映信贷约束程度的主要特征，也契合了近年来我国金融市场和产品不断创新、社会融资方式和渠道日趋多元化的金融环境，是用于衡量融资约束的理想指标。二是私营信贷/GDP指标也在研究中被广泛应用。私营信贷总量体现了信贷的发放总量，私营信贷/GDP则体现了信贷结构即信贷通过流向实体企业参与GDP生产，是用于衡量金融体系系统性风险积累和吸收损失能力的理想指标。三是本文选择国房景气指数作为投资者对风险和价值的认知与态度的替代变量。房地产作为信贷的抵押资产和金融创新的基础资产，不仅反映着金融体系的运行状况，还是联系金融体系与实体经济的重要纽带。国房景气指数由土地、资金、市场需求等多角度的多项量化指标组成，能够较好地反映我国房地产业的实际运行状况，是衡量资产价格以及经济参与者对风险与价值的认知和态度的理想指标。私营信贷/GDP与不动产價格同步正偏差，房地产价格也可以检验吸收损失的能力，因此，将两个指标相结合可以减少误差与扰动，有利于金融周期的准确测算。未采用房屋销售价格，是由于商品房销售和住宅销售价格在样本前期数据质量较差、波动较大，存在较大走势差异。
在选取以上三项基础指标后，由于样本数据时序不长，私营信贷等变量在样本区间大多处于持续上升的态势，针对变量绝对值进行分析难以消除序列的时间递增趋势、有效识别周期的转折点。因此，本文将季节调整后的序列取自然对数并选取增长率，得到平稳时间序列以进一步提取周期性，这也在一定程度上缓解了异方差的影响。具体地，首先利用CPI平减将名义值转为实际值，将月度数据取算术平均值得到季度时间序列数据;其次进行X-12季节调整，剔除季节性因素和不规则因素;最后对除私营信贷/GDP外的其他基础指标取自然对数一阶差分。
2.测算方法
Borio[32]在测算金融周期时通常会采用带通滤波法或转折点法，但由于转折点法主要通过在一定范围内比较数值大小来确定波峰和波谷，难以具体描述周期性波动的特征。因此，本文使用Christiano和Fitzgerald[35]提出的全样本非对称带通滤波（CF带通滤波法）来提取各单变量的周期波动成分，该方法放弃了时间序列平稳性和对称性的严格假设，能够根据不同性质的序列选择合适的公式和权重，剔除短期噪声波动和长期趋势的影响，从而能够更为灵活地提取特定频率和波长的周期成分。参考以往文献，本文进行滤波分解时，短周期的参数设置为5—24个季度，中周期的参数设置为24—78个季度。 3.单变量周期特征描述
图1—图3展示了对本文样本期间内私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数三项基础指标进行CF滤波识别金融周期短、中周期波动的结果。从图中可以看出，私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数在1998—2018年内均经历了多个短周期和中周期。虽然不同的指标测度对与金融周期波动上行与下行阶段的识别略有差异，但整体而言符合我国金融经济发展的实际情况，并且与以往学者的研究结果基本一致[33]。由于我国金融自由化程度较低，金融周期尤其是短周期与国家金融调控政策紧密相关。从短期CF滤波分解结果来看，样本期间内的几次波峰与波谷的时间点也均对应着重要的国家金融调控政策。
例如，2006年由于股权分置改革的全面展开以及《短期融资券管理办法》等金融调控政策的出台，金融市场制度性建设获得较大进展，因此，出现了金融周期的一次波峰。但随着全球性金融危机的到来，金融周期开始下行。为应对负面冲击，我国开始实施宽松的货币政策和“四万亿”经济刺激计划，在一定程度上解救了银行业的资产负债表危机，因此，2009年出现了又一次波峰。然而，在该计划结束之后，金融体系的脆弱性逐渐暴露，经济增速乏力，我国进入了金融周期与经济周期双重下行阶段。2016年，多项政策相继出台，加快了借力供给侧结构性改革去杠杆化的部署，因此，2017年金融周期再次达到峰值。
经CF滤波分解后测算出的短周期长度在2—3年，中周期长度在7—9年，略长于中国经济周期（4—6年）。多数指标的金融周期下行阶段的持续时间均略高于上行阶段的持续时间，下行阶段的波动幅度普遍高于上行阶段的波动幅度。
4.合成中国金融周期综合指数
为了进一步分析三个基础指标之间的关系以选取合适的变量构建综合性的金融周期指标，本文借鉴Harding和Pagan[36]的方法计算一致性指数（pXY），以此来衡量多个指标的一致性程度。
其中，X、Y分别表示上述三个基础指标中的任意两个指标，ptX（ptY）取1表明X（Y）处于上行阶段，取0表明X（Y）处于下行阶段。一致性指数的大小代表着两个周期指标同时处于上行阶段或是下行阶段的时间占总时间的比重，越趋向于1，则说明两个周期指标的一致性程度越大，同步性越高，越适合共同用于综合指标的构建。通过计算，私营信贷总量、私营信贷/GDP和国房景气指数三个指标任意两者的一致性指数均大于0.5，说明存在较好的同步性和一致性，因此，本文利用以上三个指标共同构建金融周期综合指数，以更全面地反映金融体系各方面的信息和整体运行态势。
考虑到上述三个指标在数据类型和单位上存在差异，按照主流文献的做法，采用Max-Min标准化方法将其进行无量纲转换，具体计算公式为：
其中，Vit表示指标i在t时期的实际值，Min（Vi）和Max（Vi）分别表示变量i在整个样本时间区间中的最小值和最大值，V′it表示变量i在第t期经过标准化处理后的数值。借鉴Drehmann等[37]的方法，本文使用算术平均法将经无量纲化处理后的金融单变量合成为金融周期综合指数（FC），其数值的大小对应着金融周期的上行和下行。在稳健性检验中选择主成分分析法合成金融周期综合指数，研究结果依然稳健。
（三）模型构建
为了检验H1，本文以金融周期做为解释变量，为了在一定程度上排除政策的影响和市场随机噪音的干扰，本文在主回归中选取金融中周期指数，稳健性检验中利用金融短周期指數进行回归，结果依然显著。构建如下回归模型：Hausman检验结果显示P值小于0.01，因此，本文采用固定效应模型进行回归。
其中，被解释变量为企业财务危机。采用两种方式度量：一是利用Altman[12]构建的五因素Z-score模型度量企业财务危机发生的概率（FD1）。Z=100×（0.006×股票总市值/期末负债账面价值+0.012×营运资金/期末总资产+0.014×期末留存收益/期末总资产+0.033×息税前利润/期末总资产+0.999×本期销售收入/期末总资产）。Z值越小，意味着企业发生财务危机的概率越大。二是借鉴姜付秀等[14]的方法利用Z值设置哑变量来判断企业的财务危机状况（FD2），即如果Z值小于1.810，取值为1，否则取0。本文在后续实证检验过程中，考虑到结果的可读性，将Z值取相反数进行回归，使其回归系数与哑变量方向一致，即Z值的相反数越大，发生财务危机的概率越大。
此外，借鉴以往学者关于财务危机影响因素的研究结果，为了控制企业投资机会、企业成长性、公司治理水平等企业层面因素的影响，模型选取了资产周转率（TAT）、总资产收益率（ROA）、托宾Q值（TobinQ）、企业收入增长率（Growth）、市值账面比（B/M）、企业规模（Size）、董事会规模（lnBod）、第一股东持股比例（Top1）等作为控制变量。同时，本文还控制了行业和企业（Industry）变量以规避行业和企业因素的影响。ε表示随机扰动项。具体变量定义如表1所示。
如果模型（1）中估计系数α1显著为负，说明企业发生财务危机的可能性与金融周期负相关，即企业财务危机呈逆周期变化，H1得到验证。
为了检验H2，在模型（1）的基础上，分别加入企业内部扩张和外部扩张及其与金融周期的交互项，构建如下回归模型：
按照战略类型划分，本文将扩张战略分为内部扩张（IEP）和外部扩张（EEP）。借鉴姜付秀等[14]的方法，利用企业内部投资额来反应企业内部扩张的激进程度。企业内部投资额=（企业支付构建固定资产、无形资产等的现金-出售固定资产、无形资产等收回的净现金-当年折旧额）/年末总资产。本文借鉴张雯等[38]，利用并购支付对价与年末总资产的比值来反应企业外部扩张的激进程度。
如果模型（2）中估计系数γ3、β3显著为负，说明企业内、外部扩张增强了企业财务危机与金融周期的负相关性，即内、外部扩张程度越高的企业财务危机逆周期变化越强，H2得到验证。 为了检验假设H3，在模型（1）的基础上，加入虚拟变量产权性质（Nature）及其与金融周期（FC）的交互项（FC×Nature），构建如下回归模型：
产权性质（Nature）的度量方式为，最终控制人为国有控股取值为1，否则为0。如果模型（4）中估计系数δ3显著为正，说明国有企业特殊的所有权性质削弱了企业财务危机与金融周期的负相关性，即与国有企业相比，民营企业财务危机的逆周期变化更强，H3得到验证。
四、实证结果及分析
（一）描述性统计分析
各变量描述性统计结果显示，金融周期综合指数（FC）的均值（中位数）为51.637（51.640），与以往研究的计算结果基本一致[33]。财务危机FD1的均值（中位数）为6.331（3.670）;FD2的均值（中位数）为0.216（0.000），说明我国约五分之一的上市公司都面临较高的财务风险。其余控制变量的描述性统计结果均与以往文献类似。
（二）回归结果及分析
1.金融周期对企业财务危机的影响
表2分别报告了以连续值和哑变量计量的企业财务危机与金融周期的回归结果。结果显示，企业财务危机（FD1和FD2）与金融周期（FC）的回归系数在1%水平下显著为负，说明企业财务危机呈现逆周期变化，支持H1。该结果表明，在金融周期上行阶段，企业受到的融资约束程度较低，生产经营、投资机会与创新能力相对较强，因而陷入财务危机的可能性较低;然而当资产价格持续上涨、信贷规模过度扩张，银行风险增大，金融供给开始收缩;在金融周期下行阶段，市场需求疲软，企业融资受阻，进一步约束了企业生产与投资，提高了企业出现财务危机的可能性。因此，企业财务危机整体呈现逆周期性。从经济意义上看，其他变量保持不变，金融周期综合指数每降低一个百分点，企业的Z值降低0.09%，企业陷入财务危机的可能性提高0.03%。
从控制变量的回归结果来看，企业规模（Size）与陷入财务危机的概率显著正相关;企业营运能力（TAT）、盈利能力（ROA）和第一大股东持股比例（Top1）与陷入财务危机的概率显著负相关。
2.金融周期、企业扩张与企业财务危机
表3分别报告了内、外部扩张程度对企业财务危机与金融周期关系影响的回归结果。样本中发生并购行为且可获得并购支付对价数据的观测值共8588个，虽然数据量较少，但并购费用能够更好地区分并购程度。结果显示，金融周期与企业财务危机的回归系数仍在1%水平下显著为负，内部扩张程度（IEP）与外部扩张程度（EEP）与金融周期交互项的回归系数分别在1%、5%或10%水平下显著为负，该结果说明无论是企业内部扩张还是外部扩张，均对企业财务危机与金融周期之间的关系具有显著的正向调节作用，即企业扩张程度加剧了企业财务危机的逆周期变化，支持H2。
3.金融周期、产权性质与企业财务危机
表4报告了产权性质对企业财务危机与金融周期关系影响的回归结果。结果显示，金融周期与企业财务危机的回归系数仍在1%水平下显著为负，产权性质（Nature）与金融周期交乘项的回归系数在1%水平下显著为正，该结果说明产权性质对企业财务危机与金融周期之间的关系具有显著的负向调节作用，即民营企业的财务危机具有更强的逆周期变化，支持H3。
五、进一步分析与稳健性检验
（一）进一步分析
本文進一步对金融周期对企业财务危机的影响机制进行探讨。从金融周期对企业财务危机的作用路径可以看出，金融周期主要通过影响企业的融资，进而影响企业的日常经营生产和投资，从而导致企业的财务风险发生变化。具体而言，金融周期上行缓解了融资约束，不仅有利于资金在日常经营活动中的周转和循环、保障企业正常产出，还抑制了企业投资不足的非效率投资行为，从而削弱了企业陷入财务危机的可能性;而金融周期下行则使企业受到较严重的融资约束，导致企业不得不将更多的现金流用于偿还债务，使得企业生产能力下降，企业投资不足，从而增强了企业陷入财务危机的可能性。企业的融资与投资体现了资金在企业和金融市场之间的流动和增值，以企业投融资作为切入点，本文进一步对路径机制进行探讨。
1.融资约束的中介效应
首先，本文使用不包含企业内部融资特征、相对外生且较为稳健的SA指数度量企业所面临的外部融资约束，其中，Size为企业规模（总资产取自然对数），Age为企业年龄（所在年份与成立年份的差值加1）。SA值的绝对值越大，代表企业所面临的融资约束越大。公式如下：
SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age（5）
其次，借鉴温忠麟和叶宝娟[39]构建模型（6）和模型（7）进行融资约束的中介效应检验：
表5分别报告了以FD1和FD2作为被解释变量时，融资约束的中介效应检验结果。列（1）的结果显示，金融周期与融资约束在1%的水平上显著为负;列（2）和列（3）的结果显示，控制了中介变量融资约束后，金融周期与财务危机依然在1%水平上显著为负，但金融周期对企业财务危机的负面影响减弱，且Sobel检验结果的P值分别小于0.1和0.01，以上结果说明融资约束在金融周期对企业财务危机产生负面影响的过程中发挥了显著的中介效应。
进一步对相关系数进行计算分析中介效应的效应量。以FD1作为被解释变量时，标准化后的估计系数α1-τ1衡量了中介变量所发挥的间接效应，其与α1的比值是衡量中介效应占总效应比例的常用指标。对相关系数进行分析计算可得，中介变量融资约束发挥的中介效应占总效应的2.2%;以FD2作被解释变量时，由于FD2是虚拟变量，借鉴刘红云等[40]的方法，计算各变量的标准差以及中介变量与自变量的协方差，采用系数乘积法进行中介效应效果量的计算，计算得出中介变量融资约束发挥的中介效应占总效应的12.4%。 2.投資不足的中介效应
首先，借鉴李万福等[41]与李延喜等[42]的研究，构建企业投资水平模型如下：
表6分别报告了以FD1和FD2作为被解释变量时，投资不足的中介效应检验结果。列（1）的结果显示，金融周期与投资不足在1%的水平上显著为负;列（2）和列（3）的结果显示，控制了中介变量投资不足后，金融周期与财务危机依然在1%水平上显著为负，但金融周期对企业财务危机的负面影响减弱，且Sobel检验结果的P值分别小于0.1和0.01，以上结果说明投资不足在金融周期对企业财务危机产生负面影响的过程中发挥了显著的中介效应。进一步对相关系数进行计算分析中介效应的效应量，当因变量为FD1和FD2时，中介变量投资不足发挥的中介效应分别占总效应的12.3%和22.4%。
（二）稳健性检验
1.内生性问题
本文可能存在的内生性问题主要是金融周期与企业财务危机的反向因果关系，根据以往文献，金融周期作为外部宏观层面的经济变量，微观层面企业个体的财务危机很难影响到宏观经济变量。但基于谨慎性考虑，针对这一内生性问题，本文将企业财务危机与滞后1—3期的金融周期加入模型进行回归。回归结果显示，主要回归结果仍然成立，较有效地控制了这一内生性问题。
2.选取金融周期的替代指标
一是本文选取主成分分析法合成金融周期综合指数，由主成分分析法提取出的金融中周期综合指数为：FC=0.390×私营信贷+0.370×私营信贷/GDP+0.250×国房景气指数。二是本文选取算术平均法计算的金融短周期指数替换解释变量金融周期。结果显示，两种度量方法下主要回归结果均保持稳健。
3.选取财务危机的替代指标
一是企业资不抵债是上市公司开始陷入财务危机的标志，企业一旦出现资不抵债，意味着企业偿债能力的丧失，很有可能会继续出现现金流量无法满足需求的情况，甚至宣告破产。因此，本文借鉴王克敏等[30]的做法，以公司是否出现资不抵债现象界定公司发生财务危机的可能性，即如果企业连续两年流动比率小于1则取值为1，否则取0。二是借鉴廖义刚和王艳艳[43]基于盈利能力论对企业财务危机的判断标准，将经营活动现金净流量、净营运资本、营业利润、留存收益中任意一项或多项为负的企业定义为财务危机企业，并设置哑变量。结果显示，两种度量方式下主要回归结果均保持稳健。
六、结论与启示
作为新兴市场的中国，金融自由化和金融创新在一定程度上有效解决了企业的投融资问题，但也存在金融体系风险较高、波动剧烈、监管相对缺失、金融机构逐利性等问题。从2018年上半年开始，强烈的金融去杠杆叠加中美贸易摩擦等因素，金融周期下行特征明显。2020年3月，受新冠肺炎疫情和石油价格战影响，美股巨幅下跌三次触发熔断机制，金融周期对实体经济的影响不容小觑。已有关于宏观周期性经济变量对微观企业影响的相关研究中，更为关注经济周期的影响，缺乏对金融周期的考量。基于传统经济周期理论存在的局限性，金融周期等金融因素应逐渐被纳入分析框架并基于新的理论形成新的研究范式，以契合当下企业所处的真实外部金融经济环境。因此，基于金融经济周期理论，本文通过合成金融周期综合指数，解释、分析了我国金融周期的特征，并实证检验了金融周期对企业财务危机的影响，在一定程度上弥补了宏观周期性因素相关研究的局限性，也拓展了企业财务危机的影响因素。研究结果表明，企业财务危机呈现逆周期变化，与金融周期上行阶段相比，金融周期下行时企业陷入财务危机的概率更大，对内部、外部扩张程度更激烈的企业和民营企业影响更大。进一步研究发现，金融下行周期能够通过增强企业的融资约束，导致企业投资不足，从而提高企业财务危机发生的概率。
随着金融一体化的推进，金融体系呈现出交互性、网络化等新特征和趋势，维持金融安全与稳定、推动金融高质量发展已成为政府和社会共同努力的重要目标。本文的研究成果不仅有利于帮助企业及时调整财务状况，当金融周期下行、金融体系波动剧烈、风险增加时，为其提供科学预警，降低企业陷入财务危机的可能性。还揭示了我国金融周期性波动的表现特征，在一定程度上为金融监管的实施和宏观政策的制定提供了有益的依据，有利于增强其前瞻性和科学性，防控金融风险的积累、有效侦测金融危机，具有一定的政策启示意义。同时，金融体系的周期性波动对内、外部扩张行为更激进的企业，尤其是民营企业影响更大。在确保金融体系的稳健运行时，也应密切关注上述企业的财务状况，根据其对金融周期的敏感程度给予一定的政策倾斜，以防企业破产潮的出现，这也有利于增强金融体系的稳定性，使其更好地服务实体经济。
然而，本文也存在一些不足有待进一步完善。首先，本文选择了上市公司样本。然而非上市公司样本和跨国公司样本发生财务危机的可能性依然值得探讨，并可以进行横向对比，以此增强结论的普适性。其次，企业财务危机受到很多公司层面、宏观层面因素的影响，虽然本文在模型构建、实证检验时进行了一定控制，但尚有遗漏，未来还可以进一步考虑金融周期与其他因素的替代作用。
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（责任编辑：杨全山）