经济周期、投资者情绪对企业融资影响分析

崔丰慧 陈学胜 方红星

(1.东北财经大学会计学院，辽宁 大连 116025；2.山东大学商学院，山东 威海 264209)

引言

经济周期性波动一直是宏观经济研究的重点领域，当前的经济周期理论正在向两个方面延伸，一个是探寻经济周期波动的微观基础，另一个是考虑金融约束和金融摩擦在经济周期波动中的作用。20世纪90年代以后出现的新凯恩斯主义动态随机一般均衡(DSGE)模型，通过对家庭、厂商行为的具体描述为宏观经济模型提供了微观基础，也成为目前最为流行的宏观经济模型。但是早期的DSGE模型的缺陷之一就是对金融市场和金融中介重视不足。Gertler和Kiyotaki(2010)认为学者在研究DSGE模型时应该考虑如何更好的将金融市场纳入模型当中，而不是简单地假设在完美信息条件下金融部门良好运行，金融机构只是实体经济的一层面纱。[1]Gilchrist等(2009)，Christano等(2010)在标准的实际经济周期模型中引入金融摩擦，使得企业面临“事前”融资约束，证明在存在金融摩擦的情况下，企业的融资行为会受到经济周期波动的影响，企业融资行为也反过来会影响经济周期波动。[2][3]

中国经济长期保持高速增长，但是中国的金融体系却广为诟病，融资约束一直是制约中国企业发展的重要难题。如今中国经济增长正向“新常态”转变，通过金融改革实现中国经济稳定增长，也是中国经济未来发展的重要出路。在此背景之下探讨中国经济周期波动的微观基础以及融资约束在其中的作用，对实现中国经济长期稳定增长具有重要的理论和现实意义。本文的主要目的就是以“金融加速器理论”以及新凯恩斯主义动态随机一般均衡模型的最新研究成果为指导，从实证的角度考察中国上市公司融资约束、融资规模及融资来源与经济周期的变化关系，基于此为中国的宏观调控及政策调整提供相应的政策建议。

本文通过构建企业投资的融资约束模型，结合“金融加速器论”进行理论分析并提出本文的相关假设，在投资-现金流敏感度这一传统的融资约束检验模型的基础上，引入经济周期变量来实现本文的相关实证检验。当然除了融资成本外，投资者对未来经济形式的预期或者说投资者情绪也是影响企业投资的重要因素。Bernanke等(1996)指出，究竟是融资约束还是投资机会影响企业投资行为，对两者进行区分是一件困难的事情。[4]因为影响融资成本的因素，同时也会影响企业成长机会，经济紧缩时期投资下降可能源于投资机会的减少而不是融资成本的上升。因此在本文的研究中，我们除了考虑融资约束的周期性变化对企业投资的影响以外，还会考虑投资者预期对于企业投资行为的影响，这是本文研究的第一个贡献。另外，国外的“经济周期金融摩擦模型”主要考虑的是债务融资，本文同时还考察了股权融资与经济周期变化的关系，这是本文研究的另一个贡献，对中国大力发展直接融资市场，缓解企业融资难问题也有直接的现实意义。

文献回顾

本文研究的主要理论指导来源于Bernanke和Gertler(1989)，Bernanke等(1996，1999)提出和不断完善的“金融加速器”理论。[5][4][6]Bernanke等(1989)在提出“金融加速器”模型之后，1996年他们把金融加速器机制引入到新凯恩斯标准动态模型中，提出了BGG模型(Bernanke，Gertler和Gilchfist model，1999年正式称此模型为BGG模型)。BGG模型不同于新凯恩斯标准动态模型之处在于，它假定信贷市场存在摩擦问题，这些摩擦会产生“金融加速器”效应并放大对产出的动态影响。特别是，在BGG模型中，信贷市场摩擦使得无抵押的外部融资成本比内部融资成本更昂贵。外部融资的溢价影响了资本的全部成本，也影响了企业的实际投资决策。在BGG模型中，这类冲击还有间接影响，即来自于相关股票价格的上升所产生的影响。宽松的货币政策，如降低利率会使股票价格上升，这会改善借款者的财务状况，减少其外部融资成本并对投资产生一个新的刺激。投资的增长可能会导致股票价格的进一步上涨和现金流的增加，这会继续改善借款者的资产负债表状况，使企业更容易获得外部融资。“金融加速器”理论的主要贡献就是，其深刻揭示了经济周期和金融动荡两者之间反馈循环的微观机制，为宏微观相结合的思路探讨企业投融资行为与经济周期波动之间的关系架构了一个桥梁。根据“金融加速器”理论，金融市场上资金借贷双方之间的信息不对称导致了外部融资的代理成本，而代理成本的大小与企业经营状况(即企业净值，或者称资产负债状况)负相关。在经济扩张时期，企业经营状况良好，净值增加，借贷双方之间代理成本下降，这会增强企业外部融资能力；反之，经济低迷则会使企业外部融资能力减弱。融资增加(减少)导致投资增加(减少)，从而产出增加(下降)，经济进一步扩张(低迷)，这又会影响到企业经营状况、净值和外部融资能力，从而会产生一种加速器效应。这里面，资金借贷方之间代理成本的变化是问题的关键所在，它使得“金融”因素(市场缺陷)作用于实际产出。Christiano等(2010)[2]将Bernanke等(1996)的“金融加速器”理论与Chari等(1995)[7]的DSGE模型相结合证明，金融摩擦能够在一定程度上很好地解释美国和欧盟的经济波动，它是冲击的主要来源也是冲击的主要传播者。

本文的研究还与其他一系列的实证研究成果紧密相连。Jermann等(2012)利用现金流量表对美国企业融资的周期性特征进行了实证研究，他们发现，企业债务融资是顺周期的但股权融资是逆周期的。[8]Covas等(2012)的实证研究也同样发现企业债务融资是顺周期的，但是除了个别大型企业外，企业股权融资也是顺周期的。[9]罗时空，龚六堂(2014)针对中国上市公司的实证研究显示，中国A股上市公司的债务融资和股权融资是顺周期的。规模较大的企业的债务融资表现出较强的顺周期性，规模较小的企业的债务融资的周期性则不明显。规模对企业股权融资的周期性影响不显著。[13]国内的其他一些研究还对经济周期性变化对企业资本结构及其调整、企业现金持有行为及企业投资行为进行了相关研究。苏冬蔚和曾海舰(2009)发现中国上市公司资本结构呈显著的反经济周期变化，信贷违约风险与资本结构显著负相关，而信贷配额及股市表现与资本结构之间的关系不大。[14]苏冬蔚和曾海舰(2011)进一步发现，宏观经济上行时，公司的融资偏好为“股权-债务”，下行时则为“债务-股权”，企业家对经济前景越有信心，债务融资的可能性越大。[15]闵亮、沈悦(2011)的研究发现，上市公司资本结构的动态调整受宏观冲击和自身财务特征的联合影响。融资约束型企业受到宏观冲击时表现出更为明显的脆弱性。在经济衰退期，由于无法获得外源性融资而更多地依赖于自身留存资金。对外源融资的过度依赖导致其无暇关注资金成本，因此当面临宏观冲击时向目标资本结构移动的速度会迅速放缓。[16]江龙等(2013)研究还发现，不同经济周期环境下，公司资本结构的调整速度具有非对称性，融资约束公司的资产负债率呈顺周期性变化，非融资约束公司的资产负债率呈逆周期性变化，并且经济周期波动对非融资约束公司影响更为显著。[17]顾乃康等(2010)对宏观经济条件与公司现金持有水平之间的关系进行了实证研究。研究结果表明，宏观经济条件与公司现金持有水平负相关，说明在宏观经济较好的时期，公司持有更少的现金。经济周期、信贷规模及股市表现与现金持有水平显著负相关，信贷市场违约风险与现金持有水平显著正相关。融资约束越强的公司，其现金持有水平对宏观经济因素的变化越敏感。[18]梁权熙等(2012)，陆正飞，韩非池(2013)的研究也有类似发现。[19][20]陈艳(2013)基于我国上市公司数据，对宏观经济环境如何影响公司的投资机会和投资效率进行了实证研究。研究发现，在经济周期紧缩阶段，公司投资机会和投资支出明显降低，公司投资支出与投资机会的敏感性显著降低，即经济紧缩降低了公司的投资效率。经济周期紧缩阶段加剧了公司的融资约束程度，我国政府实施的货币政策可以有效缓解公司融资约束，提高公司的投资效率。但我国政府实施的利率调控手段在治理公司融资约束方面的作用有限。[21]上述实证研究为经济周期波动对公司财务行为的影响提供了充分的证明，但是这些实证研究主要是基于公司金融研究的视角出发，而本文则是以宏观金融摩擦模型为指导，重点考虑经济周期变动对企业融资约束及融资规模的影响，以期为构建中国的宏观金融摩擦模型提供一定的微观基础。

理论基础、研究假设与实证研究设计

一、理论基础与研究假设

本文通过构建一个简单的理论模型来阐述上市公司投资行为所面临的融资约束以及经济周期变化在其中的影响，根据这个模型提出一些可检验的假设，利用现实数据对假设进行相关的实证检验。

假定企业的生产函数为Q=af(k,x)，f(·)为边际产出递减的凸函数，α为技术变量，k为固定生产要素(土地、机器设备等)，x为可变生产要素(原材料、劳动力等)。存在两个时期，0和1。企业在0期的固定投资为k，可变投资为x1，1期获得产出为a1f(x1)。并且在1期期末，固定资产剩余价值为q1，可变投资则在使用过程中完全折旧。投资变量的价格标准化为1。企业要想在0期顺利投资必须满足下列关系式：

其中，a0f(x0)为企业在0期经营所产生的现金流，f1为企业外部融资来源，包括债务融资(b1)和股权融资(e1)。c0为第0期的外部融资成本。包括第0期的债务利息支出r0b0和股息支出d0e0。在0期，企业选择合适的x1、b1以及e1，来最大化其在1期的产出，即满足a1f'(x1)=r1+d1，r1、d1分别为第1期的利息支付率和股息发放率。由于委托代理成本及信息不对称等原因，企业并不能完全依靠信用融资方式，还必须借助资产抵押的方式获得所需资金b1。因此企业的债务融资额取决于企业1期末的固定资产净值的折现值，即b1≤(q1/r1)k。企业通过股权融资获得的资金额度为e1，其规模大小取决于企业自身的成长前景以及证券市场在第1期的价格表现。因此，企业在0期的投资x1将受到如下约束：

公式(2)表明，企业投资水平取决于企业的经营利润和现金流创造能力α0f(x0)，企业的固定资产的剩余价值(q1/r1)k，企业的股权融资规模e1，以及企业先前的债务利息规模和股息发放水平，即c0=r0b0+d0e0。

上述融资约束制约因素均会受到经济周期变化的影响。比如当经济紧缩或者处于衰退阶段时，企业产出水平下降，企业经营产生的现金流α0f(x0)减少，期末固定资产价值q1下降，期初负债b0增加，这些都会增加企业的融资约束程度降低企业融资能力。如果经济处于扩张期，企业不存在融资约束，利息支出的上升，也会使企业减少投资，以便增加边际产出满足α1f'(x1)=r1，如果企业存在融资约束，r1的上升会减少期末资产价值(q1/r1)k，造成企业净值下降，导致企业面临更强的融资约束。同样，先前债务利息r0的上升也会降低企业净值，从而增加企业融资约束。很显然，经济周期波动不但会影响到企业的经营利润，决定其内部现金流α0f(x0)的大小，还会影响到企业资产净值和利率水平进而对企业的融资能力产生重要影响。另外，根据公式(2)的描述，企业还可以通过发行新的股票或者在二级市场上出售股票募集资金，企业融资约束程度将取决于上市公司股票的价格水平。股票市场作为宏观经济的晴雨表，无疑也会受到宏观经济周期性波动的影响。基于上述分析提出本文的第一个假设：

H1：经济周期波动会对企业的融资约束程度产生影响，或者说在不同的经济周期阶段企业面临的融资约束不同。

企业的实际融资规模取决于企业的融资意愿和外部资金的可得性。对于企业债务融资而言，主要受到资产抵押物的价值和债务偿还能力的影响。对于股票融资而言，则主要受股票二级市场的价格表现以及监管当局的审批计划。当经济增长处于上升期时，企业投资机会增加，企业具有较强的融资意愿。房地产及其附属抵押物以及其他可抵押资产价格的上涨，企业营业收入和现金流创造能力的提升，使得银行等金融机构会增加贷款意愿和放宽贷款审批条件，企业比较容易获得信贷资金支持。当然这种趋势也不是无限制的发展下去的，经济高速增长可能导致投资盲目性的增加以及贷款违约率的上升。资产价格的上升也会伴随着价格泡沫的形成和破灭风险。因此当经济进入高速增长时企业的实际还款能力，比如现金流的创造能力可能是信贷供给机构重点考察的对象，此时贷款审批可能会更加严格。当经济处于上升阶段时，股票在二级市场的良好表现以及监管当局对未来的乐观预期也会使企业更容易进行股权融资。反之，当经济处于下行期时，随着抵押物资产价值的下降和贷款违约率的上升，银行等金融机构会收紧信贷计划并提高贷款审批条件，企业很难获得信贷资金支持，而且随着经济增长率的下滑，难度也会进一步加大。股票市场的糟糕表现和悲观预期使得企业难以进行股权融资。因此，相对于经济上升期，经济下行期时企业的实际融资规模会显著下降。基于此提出本文的第二个假设：

H2：企业融资规模随着经济周期波动而变化，经济上行期随着经济增长率的提高资金获得的难度会增加，在经济下行期，随着经济增长率的下降，资金获得的难度也会增加。

当然，除了经济周期的实际表现以外，投资者的信心也是影响企业投资和融资活动的重要因素。比如，当经济处于萧条阶段，即便是市场处于较低的利率水平，由于对未来经济增长的信心不足，企业不会进行实际投资当然也就不会进行融资活动。而此时过低的股票市场估值还可能引发公司的股票回购行为。当经济处于繁荣阶段，由于经济的过热表现引发投资者对未来的担忧，企业不再进行盲目投资，而且可能会抛售股票增加现金持有。此时融资规模会减少，但是这种减少不是因为融资难或融资成本上升，而是源于对经济前景的信心不足。基于此提出本文的第三个假设：

H3：经济周期变化会导致投资者情绪变化，两者共同发挥作用进而对企业的融资行为产生影响。

二、实证研究设计

1. 计量模型构建

当企业存在投资机会并且实际投资对经营活动产生的现金流有着较高的依赖时，表明企业存在融资约束。Fazzari、Hubbard和Peterson(1988)首次利用投资-现金流敏感度来衡量企业面临的融资约束程度。[10]该方法目前已经成为衡量公司融资约束的标准方法，具体包括，欧拉方程投资模型和托宾Q模型两个思路。本文借鉴这两个思路的方法，选取上市公司每年的横截面数据作为样本，通过模型(3)对上市公司每年的融资约束程度进行逐年回归和考察。

其中，It为企业投资支出；Qi,t-1为前一期的托宾Q值，代表投资机会。CFt为企业t期经营活动产生的现金净流量；εi,t为残差项；i，t分别代表企业和年份。β1，β2为投资对托宾Q值和现金流敏感度的年度测量值。

为了考察经济周期和投资者情绪对企业融资约束程度的影响，我们以回归系数β1和β2作为被解释变量，以经济周期性指标(BC)和投资者情绪指标(ECIC)作为被解释变量，构建回归计量模型(4)和(5)。

根据Petersen(2009)[11]和Thompson(2011)[12]年的研究建议，如果样本数据中存在持续的企业固定效应，第一阶段回归系数的标准差可能会是向下偏倚的，采用面板数据回归并控制企业和年度固定效应则可以保证回归结果是无偏倚的。因此，我们将模型(4)和(5)带入到模型(3)，得到如下面板数据回归模型(6)。

在系数β1、β3显著的前提下，如果系数β3，β4显著，说明企业融资约束会受到实际经济周期变化的影响。如果系数β5，β6也显著，说明企业融资约束还与投资者情绪有关。

为了进一步衡量企业的实际融资行为与经济周期波动的关系，我们以企业的债务融资增量和股权融资增量作为被解释变量，构建如下计量模型进行分析和检验。

ΔFi,t代表企业外部融资(债务融资和股权融资)的实际增量。前文提到，企业实际融资规模取决于企业融资意愿和外部资金的可得性。企业融资意愿与企业投资机会相关，而外部资金的可得性则取决于企业的经营水平和资金偿还能力。我们用企业托宾Q值来代表企业投资机会，用企业经营活动所产生的现金流水平(CF)来代表企业的还本付息能力。因此我们的基本解释变量与前文一致。由于企业的投资机会和现金流水平与经济周期变化相关，投资者情绪也是影响企业实际融资规模的重要因素，因此我们在模型(7)中继续引入经济周期变量(BC)和投资者情绪变量(ECIC)，与投资机会变量(Q)和现金流变量(CF)形成交互项，考察经济周期波动与投资者情绪变化对企业实际融资规模的影响。

值得注意的是，在模型(6)和(7)中我们没有将变量BC和ECIC作为独立变量，检验其与投资I以及融资ΔF的关系，原因在于这两个模型为包含年度固定效应的面板数据回归模型。年度固定效应已经对变量I，ΔF，Q，CF进行了平均化处理，使其与变量BC和ECIC正交，因此包含年度固定效应的面板数据回归模型，年度时间序列不再具有解释力。

2. 相关变量与数据来源

(1)经济周期变量

本文根据宏观经济波动文献普遍采用的H-P滤波方法来度量实际经济周期，具体考察1992年证券市场建立以来我国经济周期的变化情况。经济周期项(BC)用实际GDP的自然对数减去H-P滤波方法得到的潜在GDP的自然对数，对差值进行标准化使其落在[0,1]之间，从而方便定量处理其参数。H-P滤波周期项的变化趋势见图1。根据图1中经济周期的波动情况以及经济增长率(经济增长率见表2中的数据)的实际表现，我们将2001～2014年设定为我国最近的一轮经济周期，将2001～2008年定义为经济恢复和扩张期，2009～2014年定义为经济衰退期。

(2)投资者情绪变量

投资者情绪是一个难以直接度量的概念，它反映了市场参与者的投资意愿或者预期，本文利用企业家信心指数作为替代指标来衡量投资者情绪变化。企业家信心指数是通过企业景气调查中企业家对企业所在行业形势好坏的判断，综合反映企业家对当前宏观经济形势和发展趋势的乐观程度的指标。企业家信心指数的取值范围均在0～200之间，以100为临界值，当指数大于100时，反映企业家信心是积极的、乐观的，越接近200乐观程度越高；当指数小于100时，反映企业家信心是消极的、悲观的，越接近0悲观程度越深。企业家信心指数值见表2。对应实际经济周期的处理方法，本文同样利用H-P滤波方法得到企业家信心指数的周期项，2001年以来企业家信心指数周期性变化见图2。

图1 经济周期变化趋势

(3)公司财务变量

与经济周期变化相对应，本文选取2001～2014年作为上市公司的样本研究区间。为了避免新股上市的影响，选择2001年之前两年已在A股市场上市的公司为研究对象，并对样本做如下处理：(1)剔除金融行业的公司。(2)由于电力、煤气及水等类型的公司的生产与定价受到政府的严格管制，与经济周期里的市场假设相左，因此遵循Covas等(2012)[9]，罗时空、龚六堂(2014)[13]的方式将这些公司在样本选择中予以剔除。(3)剔除数据缺失的样本。共得到11992个公司年的非平衡面板数据。GDP数据、企业家信心指数以及公司财务数据均来源于国泰安数据库。各变量的名称及定义如表1所示。

图2 企业家信心指数周期变化趋势

表1 主要变量的名称及其定义

实证研究及结果分析

一、变量描述性统计

我们计算了所有样本公司财务数据的年度平均值并与经济增长率(EGR)和企业家信心指数(ECI)的年度实际数据进行了对比，统计结果见表2。根据表2，公司的财务数据变化趋势与宏观经济走势基本一致，只是达到峰值的时间不同。公司财务变量在2006年达到峰值，而宏观经济增长率则在2007年达到最高。这可能与公司投资产出及与宏观经济统计的滞后性有关。按照前文经济周期阶段的划分方法，对公司样本变量在两阶段的表现进行比较和单因素方差分析后发现，主要变量的均值在两个阶段存在显著差异(t检验结果未列出)。

二、模型检验及其分析

1. 经济周期、投资者情绪对企业融资约束的影响

本文首先利用模型(3)和(6)对融资约束的存在性，经济周期波动、投资者情绪变化对融资约束的影响进行了实证检验。检验过程中为了避免多元线性回归中多重共线性的影响，我们将经济周期变量(BC)和投资者情绪变量(ECIC)分别纳入回归模型中，与融资约束检验的基本变量投资机会(Q)和现金流(CF)形成交互项进行回归，这也有利于我们对两者的影响效果进行区别和比较。我们同时给出了所有样本在完整经济周期(2001～2014年)，经济上升期(2001～2008年)，经济衰退期(2009～2014年)的分阶段检验结果，以检验不同经济周期阶段下，经济波动与投资者情绪变化的影响效果，回归结果见表3。

表2 样本描述性统计

表3中的回归结果(1)-(7)显示，投资变量对投资机会变量(Q)和现金流变量(CF)的回归系数均显著。在所有的回归结果中投资机会变量(Q)的系数均为正值，这说明投资与投资机会正相关，投资机会越大的企业投资支出越高，企业投资行为是比较理性的。而现金流变量(CF)的系数在不同阶段的符号有所变化，在整个经济周期阶段和经济上升期，现金流变量(CF)的系数为负，说明现金流越小的企业投资支出越高。在经济下降阶段，现金流变量(CF)的系数为正，说明现金流越大的企业投资支出越高，可见经济周期变化会改变企业投资对现金流的依赖程度。通过系数符号变化我们可以看出，企业在经济上升期面临较低的融资约束，在经济下行期面临较高的融资约束。

表3 经济周期、投资者情绪与企业融资约束的关系检验

表4 经济周期、投资者情绪与企业债务融资规模的关系检验

我们在模型中引入经济周期(BC)和投资者情绪变量(ECIC)与初始变量形成交互项。通过交互项系数的显著性及与初始变量系数的符号对比可以发现，在整个经济周期阶段，经济周期波动降低了投资对投资机会和现金流的敏感度，投资者情绪降低了投资对投资机会的敏感度，但是却增加了投资对现金流的敏感度。分阶段回归结果显示，在经济上升期，经济周期波动和投资者情绪变化会增加投资对投资机会和现金流的敏感度，在经济下行期则会降低投资对两者的敏感度。经济周期波动和投资者情绪变化的影响效应基本一致。由于在经济上升期现金流越小的企业投资支出越大，而且这种关系随着经济增长率的提高而得到加强，这说明在经济上升期，随着经济增长率的提升，企业面临的融资约束较低。在经济下行期，现金流越高的企业投资支出越大，而且这种关系随着经济增长率的下降而被加强，说明在经济下行期企业面临较强的融资约束，而且随着经济增长率的降低，融资约束程度会逐渐增强。

2. 经济周期、投资者情绪对企业债务融资规模的影响

为了进一步考察企业实际融资规模与经济周期和投资者情绪的关系，我们将企业外部融资(债务融资和股权融资)的实际增量ΔFi,t作为被解释变量，按照模型(7)进行回归分析，和分阶段考察。首先以企业债务融资增量变化为被解释变量进行分析和检验，结果见表4。

表4中的回归结果(1)-(7)显示，债务融资增量(DF)对投资机会变量(Q)和现金流变量(CF)的回归系数均显著。在所有的回归结果中现金流变量(CF)的系数均为正值，而投资机会变量(Q)系数在不同阶段的符号有所变化，在整个经济周期阶段和经济上升期为负值，在经济下行期为正值。这说明企业债务融资规模取决于企业的现金流水平，现金流水平越高的企业融资规模也越大，而投资机会则在经济下行期才真正发挥作用。

在模型中引入经济周期(B C)和投资者情绪变量(ECIC)与初始变量形成交互项，检验经济周期波动和投资者情绪变化对债务融资规模的影响。我们同样重点关注交互项的系数符号变化和显著性水平。回归结果表明，在整个经济周期阶段，经济周期波动会降低债务融资对投资机会的敏感度，对债务融资对现金流的敏感性的影响不显著。投资者情绪会降低债务融资对投资机会的敏感度，增加债务融资对现金流的敏感度。在经济上升期，经济周期波动会增加债务融资对现金流的敏感度，对债务融资对投资机会的敏感度则影响不显著。投资者情绪会增加债务融资对投资机会和现金流的敏感度。在经济下行期，经济周期波动会降低债务融资对投资机会的敏感度，对债务融资对现金流的敏感度则影响不显著。投资者情绪会降低债务融资对投资机会的敏感度，增加债务融资对现金流的敏感度。总体来看，在经济上升期，随着经济增长率的提高，企业债务融资越来越依赖于企业的现金流水平，而在经济下行期，随着经济增长率的下滑，企业债务融资越来越依赖于企业的投资机会。这主要是由于，经济上行期企业融资需求巨大，融资成本的增加以及贷款违约率上升的担心，金融机构的贷款发放可能会更加看重企业的实际偿还能力。而经济下行期，随着投资的萎缩，融资成本开始下降，企业的现金流创造力也普遍较差，因此融资规模可能更加依赖于投资机会的高低。

3. 经济周期、投资者情绪对企业股权融资规模的影响

本文同时以股权融资增量变化(EF)为被解释变量继续利用模型(7)进行回归分析和检验，但是各回归模型的检验结果均不理想。这主要是由于我们的样本中发生股权再融资的企业数量比较少，各年度值比较分散，因此对模型的回归效果产生了严重影响。同时也说明，我国的股票市场没有发挥好其应有的再融资功能。我们在此仅给出回归结果，不再展开具体分析。回归结果见表5。

研究结论及政策建议

本文分别以企业投资、债务融资增量、股权融资增量为被解释变量，以投资机会和企业现金流以及两者与经济周期和投资者情绪变量的交互项作为解释变量，将2001～2014年设定为我国最近的一轮经济周期，将2001～2008年定义为经济恢复和扩张期，2009～2014年定义为经济衰退期，实证研究了经济周期波动和投资者情绪变化对企业融资约束以及融资规模的影响。由于股权再融资的数据有限，因此本文的研究结论主要是针对企业融资约束和债务融资规模的影响变化。研究结果表明，企业投资水平和融资规模与企业投资机会和现金流水平之间存在显著的相关关系，经济周期波动以及投资者情绪变化会对他们之间的关系产生正向加强或者反向抑制的作用，说明经济周期波动以及投资者情绪变化会对企业面临的融资约束程度以及融资规模产生影响，本文的研究假设得到了很好的证明。

表5 经济周期、投资者情绪与企业股权融资规模的关系检验

本文的研究具有一定的政策指导意义。根据本文的实证研究结果，企业融资约束或者是融资规模并不是单单表现为顺经济周期关系或者是逆经济周期关系，而且与不同经济周期阶段的经济增长水平和投资者情绪有关，比如在经济上升期和投资者情绪高涨期，投资与现金流表现为负相关关系，说明现金流越小的企业投资支出越大，企业投资更多依赖于外部资金的获得，而且随着经济增长率的提高这种关系被加强，说明经济上升期，随着经济增长率的增加，企业面临的融资约束也越低。而在经济下行期和投资者情绪低落期，投资与现金流的表现为正相关系，说明现金流越高的企业投资支出规模越大，企业投资更多依赖于内部资金积累，而且随着经济增长率的下降这种关系被加强，说明经济下行期随着经济增长率的下滑，企业面临的融资约束也越高。这也说明根据经济周期波动实施逆向调整政策是必要的，在经济上行期采取紧缩的政策，避免经济增长过热导致盲目投资，在经济下行期采取扩张的政策，增加投资以避免经济进一步低迷。企业债务融资规模与企业现金流水平存在正相关关系，说明充足的现金流是企业进行债务融资的基本保证，而且这种依赖度在经济上行期，随着经济增长率的提高而得到加强，但是在经济下行期则不明显。这说明债务融资在经济上行期可能存在一种自我加速机制，即经营能力强的企业越容易获得信贷资金支持，也容易增加投资，但是也同样要防止经济增长过热导致的债务融资的盲目性。在经济下行期，企业的债务融资规模随着经济增长率的下滑，增强了对投资机会的依赖，而降低了对现金流的依赖，说明经济下行期由于企业现金流水平普遍下降，投资机会变得更加弥足珍贵。另外，投资者情绪对企业融资约束和企业债务融资规模也有显著的影响，而且与经济周期波动的影响效果基本一致，说明投资者情绪对经济周期波动敏感而且方向一致，投资者情绪变动可以作为政策实施的辅助手段，加强政策的前瞻性和有效性。