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關鍵詞：貨幣危機；資產負債表效應；產出緊縮
中圖分類號：F820.3 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544(2007)01-0006-04
一､引言
上世紀90年代以來，世界上發生了多次嚴重的貨幣危機，這些貨幣危機有許多共同的特點：不僅貨幣的真實和名義貶值都很嚴重，而且導致了危機國家產出水平在短時期內的嚴重下降。同時，許多國家的金融系統最終崩潰。
在以前的研究中，這種由外部沖擊引起的產出下降的原因一般歸結為：外生性因素引起的全要素生產率下降。然而，由于匯率的巨大變化會引起國內和國外商品的相對價格發生變動，根據經濟學原理，這種相對價格的變化必然會影響真實經濟的運行。因此匯率的變化能夠引起一國投資和產出的變化是符合經濟規律的。
在現有文獻中，關于貨幣危機引起產出下降的理論主要是資產負債表效應(Krugman，1999)[1]。資產負債表效應的主要內容有：如果一經濟體中存在嚴重的貨幣錯配現象，當本國貨幣大幅貶值時，公司債務增加的速度快于收入增加的速度，其凈值將會減少。這時公司的風險增加，籌集資金的成本提高或者是籌集資金的方式受到限制，就會影響投資，從而減少總需求，最終導致產出的下降。這種產出的下降和因貨幣貶值造成的進口成本的增加可能會引起貨幣的進一步貶值，從而加劇資產負債表效應。但是關于資產負債表效應的作用也有不同的看法。例如，Cespedes(2002)[2]認為貨幣錯配不一定必然導致產出的下降。同時，他們還特別指出，只有在外幣債務水平特別高和國際資本市場不完全的情況下，貨幣貶值才有可能導致產出的下降。
由于理論模型沒有得出肯定的結果，對于貨幣危機中產出的下降是否是由資產負債表效應引起的，只能依靠經驗分析。同時，資產負債表效應發生的準確路徑，以及它的重要性也需要在實證分析中解決。本文著重從國家層面，運用計量經濟學的分析方法，分析了貨幣危機中的外債､匯率超調､資產負債表效應和產出緊縮之間的經驗關系，并對這種關系進行了穩健性檢驗。從實證分析上支持了資產負債表效應理論。
關于貨幣危機與產出下降關系方面的實證分析的文章不多。這些文獻中最有代表性的是Milesi-Ferretli和Razin(2000)[3]和Gupta､Mishra､Sahay(2003)的研究[4]。這些研究和本文相比，有如下區別：(1)他們選取了1970-1998年之間所發生的貨幣危機作為樣本，而我們只是選擇了1990年以來的樣本。(2)他們采取了廣義的貨幣危機的定義，而我們所采取的是狹義的定義。(3)他們選擇的國家對資本賬戶的開放度沒有要求。由于本文的研究重點在于論證：在資本賬戶完全開放的條件下，資產負債表效應對經濟的影響，因此我們選擇的樣本集中在1990年以來所發生的貨幣危機。Gupta､Mishra和Sahay(2003)發現：在一個相對自由的資本流動制度下，貨幣危機發生之前，往往有大量的國際資本流入，而危機往往發生在經濟繁榮時期，如果發生貨幣危機的國家的國際貿易量不大，很可能發生短期的產出下降､經濟衰退。我們的經驗研究采用的回歸方法和他們相似，但是我們強調了外債持有額度和匯率超調的關系。同時，凈外債額度在Gupta､Mishra和Sahay(2003)的研究中是不顯著的，而在我們的研究中卻是顯著的，而且它也是產出回歸中重要的回歸變量。
二､貨幣危機的界定和相關概念及其關系的統計描述
通常貨幣危機的定義是與對貨幣匯率的投機攻擊聯系在一起的。它的界定一般分為兩種方法[5]。其一為廣義的貨幣危機；其二為狹義的貨幣危機。廣義的貨幣危機強調投機攻擊對匯率､外匯儲備和利率的共同影響，因此，危機發生時，匯率的變化不一定明顯。而狹義的貨幣危機則強調攻擊對匯率的影響，因此，匯率的變化必須達到一定程度。如Frankel和Rose(1996)在構建貨幣危機預測的多元Probit模型時[6]，就是采用了狹義的貨幣危機的概念。他們把貨幣危機定義為名義匯率貶值至少超過25%，并且比前一年的貶值率至少大于10%。
由于本文檢驗的主要目標是危機發生以后的匯率行為和生產緊縮的關系，因此我們選用狹義貨幣危機的定義，將分析限制在上個世紀90年代以后所發生的貨幣危機，而且，這些危機發生的國家都是資本賬戶對外開放的國家。我們檢驗了JP摩根真實有效匯率庫中所有的國家對美元的匯率，得到了各國貨幣每一個月的名義匯率序列，我們定義depit計為第t個月的貨幣名義貶值率，如果符合下面兩個條件，我們把第t個月作為貨幣危機開始的時間。
條件1：depit＞10%，depit-depit-3＞10%；
條件2：盯住匯率制度或爬行盯住匯率制度崩潰。
符合上述條件的貨幣危機我們共找到了24次，有關這些國家及其相關的數據見表1。
我們把貨幣的貶值分成兩個部分：基本貶值和匯率超調?；举H值是危機開始時的真實有效匯率變動到均衡匯率時的貶值程度。假定當一國開始發生貨幣危機時，它的真實有效匯率估計過高，而危機過后，其真實有效匯率要調整到均衡匯率的水平。由于國家不同，從危機發生到貨幣價值趨于穩定所需的時間不一致。為方便起見，我們規定危機發生后24個月的真實有效匯率作為該國的均衡匯率，在后面我們將檢驗這個假設的可靠性。因此，我們定義貨幣的基本貶值率為：均衡的真實有效匯率偏離危機前的真實有效匯率的百分比。匯率超調就是指貨幣的貶值程度超過基本貶值率的部分，實際上也是危機過后的24個月中貨幣價值最低時的真實有效匯率低于均衡的真實有效匯率的百分比。危機中貨幣總貶值率定義為：危機發生后24個月中的最低貨幣價值時的真實有效匯率偏離危機前的真實有效匯率的百分比。
統計結果表明，在貨幣危機期間那些有高額凈外債的國家的匯率超調比一般國家的匯率超調更嚴重。在這里，凈外債包括各行各業的外幣債務，同時扣除了銀行系統所持有的外幣資產。企業所持有的外幣資產也應該扣除，但是在發展中國家這些數據很難得到，而且這些外幣資產數量相對較少，因此沒有扣除。我們也沒有扣除貨幣當局的外匯儲備，因為在危機發生時，這一部分貨幣不一定為負債者所用。我們將在后面對這個假設進行穩健性檢驗。
我們可以從現實中看到匯率超調與凈外幣債務是相關的。這種關系的產生是資產負債表效應影響的結果。凈外債越多意味著貨幣錯配現象越嚴重。這時，在貨幣貶值的影響下，產出可能會降低。
為檢驗產出下降和資產負債表效應的相關性，我們首先要量化產出降低的程度。我們使用按季節調整的季度GDP數據，把產出下降率定義為：危機發生后的兩年里的最低產出偏離危機發生前產出的百分比。然后，我們需要測度資產負債表效應。根據其定義，資產負債表效應是由于外債的真實價值對GDP的比率上升造成的，因此資產負債表效應可以用凈外債率乘以真實匯率的總的貶值率來表示。
三､ 匯率行為與產出緊縮關系的回歸分析
前面我們提供了關于凈外債､真實匯率超調和產出下降這幾個變量之間的經驗關系的計量經濟學分析。我們估計的方程如下：
匯率超調=α1+α2(凈外債率) (1)
GDP變化率=β1+β2log(凈外債率×總貶值率) (2)
方程(1)對匯率超調和凈外債率進行了回歸。方程(2)對產出下降率和資產負債表效應進行了回歸。我們預期α2＞0，即外幣債務越重導致的匯率超調也越嚴重。我們也預期β2＜0，即資產負債表效應越大導致的產出下降也就越嚴重。我們的回歸結果見表2。
表2的第1列是我們用OLS方法對方程(1)和(2)分別進行回歸得到的結果。盡管我們所取的樣本規模較小，但是估計結果卻強烈支持我們的假設。在顯著性水平為1%的條件下，α2和β2的符號和預期的符號完全相同。我們的回歸結果是：一個國家的外債越高，在貨幣危機中的匯率超調也就越嚴重。同時，一個國家在危機過后的產出下降的嚴重程度和他的資產負債表效應高度相關?；蛘哒f，一個國家的貨幣貶值越大，外債負擔越嚴重，貨幣危機引起的產出下降就越大。然而，我們的結果來自于OLS回歸，根據OLS回歸方法的基本假設，有兩個問題需要注意：樣本數目小和變量的內生性。
首先，我們的回歸只使用了24個觀測目標，由小規模樣本支持的結論是否反映了真實情況呢?作為對所發現的結果的檢驗，我們使用中位數回歸方法再一次估計方程的系數和標準誤差，其檢驗的結果在表2中的第2列。我們發現系數α2和β2的符號和我們所預期的完全相同。因此我們所得出的結論是符合實際的。
其次，我們使用OLS方法分別估計方程(1)和(2)時存在的另一個問題是內生性問題：方程(1)中的匯率超調變量是方程(2)中的總貶值率的一部分。即，總貶值率=基本貶值率+匯率超調+基本貶值率×匯率超調。
因為，如果兩個方程的殘差的方差矩陣不是對角線矩陣，則用OLS獨立估計的兩個方程就不一致。方差矩陣的非對角線性表明在第二個方程中的解釋變量和本方程的殘差有聯系，而這是不符合OLS的假設條件的[7]。為說明這個問題，我們使用3階段最小二乘法(3SLS)來估計方程(1)和(2)。3SLS在回歸來自方程(1)中的內生變量時使用預測數據，用原始數據來估計方程(2)。我們回歸得出的結果在表2第3列，系數在1%的顯著水平下仍然和預期的結果是相同的。另外需要指出的是，3SLS估計得出的數值和OLS估計得出的數值相同。
對我們的回歸結果還需要做如下說明。在我們的樣本中，平均每一個國家的貨幣基本貶值率為15.5%，而凈外債/GDP為40%。當一個國家的凈外債/GDP比率上升10個百分點，則匯率超調增加11.8個百分點，通過匯率超調的直接或間接效應，收入將降低1.6個百分點。我們也能夠測度其他一些外生變量對產出的影響，如基本貶值，根據我們的結論，如果一個國家的貨幣基本貶值率上升10個百分點，我們可以預期產出會降低0.8個百分點。
四､回歸結果的穩健性檢驗
我們在上一部分中所得到的結論可能在兩方面受到質疑。第一，我們假定了外幣風險引發了匯率超調，資產負債表效應導致產出的下降，而這種假定僅僅是對這種現象的一種可能性解釋。為檢驗模型的可靠性，主要通過對前述的兩個方程加入一些另外的變量來重新估計我們的模型。第二，我們的回歸結果對我們所使用的變量的定義是否敏感。對于這個問題的檢驗，主要通過改變變量的定義來重新回歸原來的經驗方程。上述兩方面的檢驗證明了我們的結論是穩健的。檢驗的結果如表3所示。
表3是我們在原來模型的基礎上加入另外的一些變量所得到的回歸結果。它的每一列表示的是加入不同的變量所得到的相應的回歸結果。
第一，我們在方程(2)中加入一個國外資金流入變化的變量，然后在方程(1)和(2)中都加入這個變量。我們知道，一個需要國外資金的企業，如果在國際金融市場上無法融入資金，則肯定會影響到其產出。我們把國外資金流入變化的變量定義為貨幣危機前12個月的國外資金流入量和危機后12個月的國外資金流入量的差與危機前的產出量的商，表3中的第1列和第2列就是加入了這個變量之后的回歸結果。然而，加入這個變量之后并不影響我們基本模型中的系數的顯著性。它只是稍微削弱了一點資產負債表效應對產出的影響力。在增加了資金流入量變化這個變量之后，這些結果仍然表明資產負債表效應是影響產出的決定性因素。
第二，有人認為銀行信用對私營部門的急劇收縮加劇了貨幣危機后產出的下降[8]。因此，我們計算了每一次危機之后兩年內銀行信用的變化量，然后把這個變量加入方程(2)，并把它同時加入方程(1)和(2)，如表3的第3欄和第4欄所示，兩年內銀行信用對私營部門的變化量在5%的條件下是顯著的。這個變量的加入削弱了其他變量的系數，但是外債和資產負債表效應的系數仍然是顯著的，并且其符號與預期的符號相同。
第三，我們把世界經濟增長情況在方程(2)中考慮。這樣做的理由是，當一個國家發生了貨幣危機之后，整個世界經濟的發展情況對該國產出有較大的影響。具體地說，當世界經濟處于擴張狀況時，一個正在經歷貨幣危機的國家可能很快就會得到恢復；當世界經濟處于蕭條狀態時，一個正在經歷貨幣危機的國家，特別是那種對外開放的小國經濟，可能會更加蕭條。為了檢驗這種想法，我們計算了每一次危機之后的兩年的世界經濟增長率，然后，把世界經濟增長率作為自變量加入方程(2)中進行回歸。回歸結果在表3中的第5列，結果顯示世界經濟在1%的水平上是顯著的。但是，此變量的加入對其他變量的系數基本上沒有影響。
第四，產出的急劇下降可能是銀行危機的結果。事實上，在我們的樣本中，有13次貨幣危機和銀行危機是同時發生的。從許多銀行危機發生的原因來看，銀行系統､公司和客戶的貨幣錯配而導致的資產負債表效應是引發銀行危機的部分原因，而且，在我們的例子中，銀行危機的產出效應和資產負債表效應對產出的影響是一致的。由于這些原因，我們認為銀行危機對經濟的影響可能就是資產負債表效應的一部分。為了檢驗這個假設，我們使用最大似然估計法建立一個銀行危機的二元probit模型[9]。當銀行危機和貨幣危機同時出現時，因變量為1，其他情況因變量為0。然后把它與資產負債表效應一起進行回歸。回歸結果見表4。在這里資產負債表效應是顯著的。這個結果表明銀行危機的影響可能是資產負債表效應的一部分。
下面，我們通過改變回歸變量所包含的具體內容來檢驗基本結論的穩健性。
首先，我們把凈外債的定義改為各部門的所有外債扣除掉銀行系統､公司和政府的全部外幣資產，然后按原方式進行回歸。表5的第1欄的結果標明，在改變凈外債/GDP的定義后，我們的結論仍然是成立的。
然后，我們再考慮3種不同的均衡真實有效匯率的定義。當我們把均衡的真實有效匯率定義為危機后36個月的真實有效匯率時，α2和β2的符號仍然和預期的符號相同，并且在1%的水平上是顯著的。其回歸結果在表5第2欄中表示出來。當我們把均衡真實有效匯率定義為危機前3年和危機后兩年的真實有效匯率的平均數時，對我們初始模型進行回歸，結果如表5第3欄所示，α2和β2的符號和預期的符號完全相同，并且在1%的水平上是顯著的，只是α2由1.2變為了0.90。最后，我們把均衡真實有效匯率定義為危機前5年的真實有效匯率，我們這樣定義均衡真實有效匯率的原因是：要說明用危機后的數據來定義均衡真實有效匯率是否有內生性的問題。即，我們的模型中的一個自變量是否內生于我們的模型中。這種情況在理論上是可能的。例如，一定程度的匯率超調､凈外債規?；蛘呤钱a出下降，在危機的初期可能會引起政策的改變，從而改變均衡真實有效匯率。如果是這樣，我們得出的結論將會是無效的。要使我們的模型是可識別的，模型中的兩個變量：凈外幣債務和基本貶值，必須是外生的。當我們把均衡真實匯率用危機前的數據來表示時，則說明基本貶值并不由貨幣危機來決定。根據這個定義重新進行回歸的結果，如表5第5欄中所示，我們的結論仍然得到支持。
最后，我們把匯率超調的測度方式改為：貨幣危機期間，真實有效匯率偏離均衡匯率的百分比的平均值。這種測度方法的改變主要是說明：持續一､兩天的匯率超調對經濟的影響與持續一､兩個月或一､兩年是不一樣的。這種測度方法與初始模型中的方法有很大的不同，因此重新定義的變量的系數與原變量的系數有很大的變動。但是，系數的符號沒有變。這次回歸的結果在表5的第4欄中。盡管改變了我們模型中的各個變量的定義，我們的回歸結果仍然是穩定的。
五､結論
在本文中，我們運用計量經濟學的方法對匯率超調､資產負債表效應和產出下降的關系進行了分析。我們的分析結果表明：
1.負有高額外債的國家，在貨幣危機中的匯率超調現象是非常嚴重的，而嚴重的匯率超調通過資產負債表效應可能導致產出的大幅下降。
2.在貨幣危機中，銀行危機對經濟活動的影響可能是資產負債表效應的一部分。因此，在討論貨幣危機的成本時，不需要作為一個單獨的變量列出。銀行危機對資產負債表效應的影響是非常大的。
3.我們的計量模型可以用來預測處于貨幣危機的國家的匯率超調和產出下降的幅度。
參考文獻：
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[9]于俊年.計量經濟學[M].北京：對外經貿大學出版社，2003：35.
關鍵詞：貨幣乘數；商業銀行；資產結構；負債結構
中圖分類號：F224 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2013）07-0013-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.07.03
一、引言
在現代經濟中，貨幣供給由商業銀行和中央銀行共同完成。中央銀行主要是供應基礎貨幣，商業銀行在原始存款的基礎上創造派生存款。因此，貨幣供給總量是一定的基礎貨幣按照一定倍數或乘數擴張后的結果，即貨幣供給量總是表現為基礎貨幣的一定倍數——貨幣乘數。貨幣乘數有廣義（m2）與狹義（m1）之分，m1和m2分別針對貨幣供給量統計口徑的M1和M2兩個層次，等于貨幣供給量與基礎貨幣相除之商。其中廣義貨幣乘數m2的公式為：
m2=■=■
上式中，B表示基礎貨幣，c代表現金漏損率，r表示法定存款準備金率，t表示活期存款占定期存款的比率，e為超額準備金率。由于商業銀行是貨幣創造的主體，貨幣乘數也表示商業銀行對中央銀行投放的基礎貨幣的派生擴張機制，因此商業銀行基于風險—收益基礎上的資產配置以及負債方式選擇均會影響到貨幣乘數。
二、文獻綜述
關于貨幣乘數的研究大致可以歸結為兩種不同的范式。一種范式是研究貨幣乘數的決定因素，如現金存款比率以及準備金率在貨幣供給中的作用，以及這些因素本身的決定，該范式從宏觀金融數據出發，研究貨幣乘數時間序列本身的運動情況[1]。另一種范式是討論在一定的貨幣政策下，商業銀行和公眾的利益最大化行為對貨幣供給的影響，主要研究結論認為貨幣當局的資產選擇影響公眾的貨幣資產選擇，而公眾的貨幣資產選擇決定了貨幣乘數的變化。國內的研究主要集中于從宏觀角度分析貨幣乘數的時間序列特征及其與決定因素的相互關系。謝平，唐才旭（1996）指出我國漸近性變化的經濟結構與金融制度盡管會對貨幣乘數產生不同程度的沖擊，但是貨幣乘數會在震蕩之后回復到長期均衡狀態，因此通過基礎貨幣進行間接貨幣總量控制在理論上是可行的[2]。陳學彬（1998）研究了我國1993—1996年間貨幣乘數的變動態勢以及貨幣乘數變動的影響因素[3]。陳滌非（2005）認為金融創新過程影響了貨幣乘數的變化，并使得貨幣乘數變得不可預測，同時也加大了貨幣當局控制貨幣總量的難度[4]。李治國（2006）對我國1994
—2006年間基礎貨幣、貨幣乘數和貨幣當局資產負債結構的關系做了實證分析，認為貨幣當局的資產負債結構對基礎貨幣和貨幣乘數產生重要影響，以國外凈資產比重持續上升、商業銀行再貸款比重不斷下降及央行票據比重陡然上升為主要特征的貨幣當局資產負債結構調整，導致我國基礎貨幣過快增加和貨幣乘數持續上升[5]。陸前進，朱麗娜（2011）對中央銀行調整存款準備金率和公開市場業務操作對基礎貨幣和貨幣乘數的影響機制進行研究，認為貨幣供給的變動取決于兩個效應的疊加[6]。
我國商業銀行資產業務和負債業務的經營模式實際上已日趨多元化。負債方面，除了傳統的吸收公眾存款業務，還包括債券融資、股權融資、同業拆入、賣出回購以及央行借款等其他負債方式；資產配置也不僅局限于傳統的發放貸款，另外還通過有價證券投資、央行存款、存放同業、同業拆出、買入返售等多樣化方式來運用資金以獲得收益。鑒于我國商業銀行資產負債的上述結構性調整，本文的分析將基于貨幣乘數第二種研究范式展開，即探討在一定的貨幣政策下，商業銀行和公眾的利益最大化行為對貨幣乘數的影響。
三、商業銀行資產負債選擇對貨幣乘數的影響
商業銀行通過資產業務將負債業務所吸收的資金加以運用，二者之間的利息差成為商業銀行的主要利潤來源。從商業銀行資產負債結構長期變遷的軌跡來看，主要呈現出兩個趨勢：一是存款在總負債中所占的比重下降，非存款負債或者主動負債占比上升；二是貸款在資產配置中的重要性下降，證券投資以及同業資產配置替代貸款。另外，商業銀行“短存長貸”使得其經營過程一直面臨資產負債期限結構不匹配的問題。上述這些因素都影響到商業銀行的貨幣派生機制和貨幣乘數效應。
（一）同業往來對存款貨幣創造的影響
對整個商業銀行體系來說，盡管銀行之間同業往來的融入與融出將相互抵消，似乎不會對整個社會存款貨幣的創造有所影響。但事實上，同業往來市場的存在使資金盈余銀行和資金短缺銀行得到了融通，銀行資金配置與周轉的效率得到了提高，進而提高了整個商業銀行體系的存款貨幣創造能力。
（二）證券投資業務對存款貨幣創造的影響
商業銀行證券投資對象主要包括各種債券和票據，特別是央行票據、記賬式國債、政策銀行債券，它們對商業銀行貨幣創造有著不同的影響。商業銀行購買央行票據會導致其超額準備減少，貨幣創造受到抑制。投資政策性銀行債券和國債導致商業銀行可貸資金減少，存款貨幣創造的能力下降。雖然發行政策性銀行債券和國債所募集的資金最終還是會形成對各級政府的政策性項目貸款，最終轉化為個人、企業的存款，因此從全社會的整體看，商業銀行貨幣創造能力未必減弱?？傮w而言，相對于貸款業務，商業銀行進行有價證券投資，削弱了存款派生機制，貨幣乘數會有一定程度的減小。
（三）商業銀行資產負債期限結構不匹配對貨幣創造的影響
商業銀行經營的一個重要特征是資產負債期限結構不匹配。期限結構不匹配的突出表現是“短存長貸”，針對這一特征，商業銀行建立久期缺口模型對存、貸款之間的期限錯配進行不斷地測度和管理，以確保商業銀行到期貸款帶來的資金供給能夠滿足儲戶支取存款等流動性的需求。存、貸款之間的久期缺口越大，商業銀行面臨的流動性風險和利率價格風險就越大?！熬闷谑Ш狻崩Ь呈侵干虡I銀行面臨負債久期縮短、資產久期變長的境況，負債久期縮短表明銀行穩定資金來源減少。存款的穩定性越高，制約銀行貸款業務的因素（如流動性約束、期限錯配約束、管理成本約束等）就越小，商業銀行的存款貨幣創造能力就越強。在“久期失衡”的情況下，商業銀行一方面需要尋找替代存款的負債方式，另一方面需要增加同業資產和證券類資產的配置，降低貸款比重。
四、我國商業銀行資產負債結構與貨幣乘數分析
（一）商業銀行資產負債結構分析
從表1可看出，我國商業銀行資產負債結構在2006年至2011年期間呈現出以下幾個特征：
1.“金融脫媒”導致銀行存款占所有負債比例出現一定趨勢性下降。居民財富多元化和儲蓄率下降減少了銀行的存款資金來源。從“金融脫媒”來看，存款占比下降主要在于私營部門應對通脹走高的資產再配置行為。近年來我國“金融脫媒”的現象也已經開始顯現：一方面，居民存款活期化趨勢很明顯；另一方面，居民單一以儲蓄存款為意愿的資產配置行為出現了改變，這與金融創新、股票、基金及理財產品市場的發展相一致。從長期來看，隨著金融市場發展和居民收入水平提高，在可選投資范圍增加時居民對于低收益的存款配置會下降，商業銀行貨幣創造能力因而受到抑制。
2.我國銀行業糾正久期失衡困境導致貸款占比下降，同業資產和證券類資產配置增加。我國銀行業的久期失衡問題主要體現在：一方面，由前文所述“金融脫媒”導致以居民儲蓄存款為主的穩定中長期負債正經歷系統性下降；另一方面，2008年后4萬億財政刺激的配套資金使得銀行業中長期資產出現了“信貸固化”（如圖1所示）。穩定存款占比目前僅在45%左右，而中長期貸款余額占比已大幅上升至60%。從利率市場化趨勢來看，商業銀行與其他金融部門、非金融企業等部門等在存量資金獲取方面存在競爭性，因此當居民儲蓄存款下降，銀行間市場的流動性緊張時，商業銀行被迫降低中長期貸款比重，并將其資金配置在流動性較好的部分短期資產（如同業資產和債券類資產）上，因此削弱了銀行的貨幣創造能力。
3.持有其他金融性公司的凈資產占比提高；央行調控使得商業銀行被動持有的準備金占比一直處于高位，大多在15%以上；海外資產占比回落，從2006年的4.3%回落到目前1.5%左右。
總體來講，金融、經濟環境的變化，居民財富多元化、銀行業資產配置多元化、商業銀行糾正中長期貸款占比過高的“久期失衡”是形成上述商業銀行資產負債結構特征的主要原因。而且基于上述分析，我國金融環境的制度性變革導致居民對其持有的現金、銀行存款、股票基金等貨幣資產組合進行調整，居民的資產組合調整必將影響到商業銀行的負債結構，因而整個銀行體系將不得不調整其資產結構，從而影響到貨幣乘數。
（二）貨幣乘數分析
圖2反映了我國2001—2012年貨幣乘數的基本變動趨勢。圖中顯示，狹義貨幣乘數m1的波動幅度比廣義貨幣乘數m2平穩，從波動幅度來看，盡管趨勢不明顯，但仍可以發現m1從2007年1月至2008年末是下降的，隨著2008年末貨幣政策的調整，m1開始逐步回升，一直持續到2010年，在央行貨幣緊縮政策的影響下m1才又開始下降。廣義貨幣乘數m2的變動趨勢比較明顯?？傮w來看，m2自2007年至今基本處于下降的趨勢。在2008年末，由于貨幣政策轉向，m2開始進入上升通道，2009年中期又開始下跌。m2的變動趨勢和m1呈現出一定程度上的一致性，但是波動幅度遠大于m1。
圖3給出了M2與基礎貨幣增長率以及貨幣乘數的變動趨勢。貨幣供應量的基本決定方程為M=m*B，所以M的走勢取決于基礎貨幣B以及貨幣乘數m的變動情況。從圖3可看出，M2增長率與基礎貨幣增長率的變動趨勢在2007年以后呈現出明顯的非同步性特征。在2006年下半年至2007年期間，基礎貨幣投放大幅增加，基礎貨幣余額增長率基本都在30%以上，而M2在這一階段的增長率基本維持在16%～18%之間，這說明我國量化寬松的貨幣政策并沒有帶來廣義貨幣供給量的同步增長。另外，廣義貨幣乘數在此期間呈非常顯著的下滑趨勢，很大程度上抵消了基礎貨幣的擴張效果。這一階段實際上是我國股票市場自成立以來的空前繁榮時期，股票和基金產品市場的發展導致居民以儲蓄存款為主要意愿的資產配置行為出現了改變，存款回流減弱，大量資金從銀行流向股票等金融市場，貨幣乘數出現系統性下降。2010年的貨幣供給情況與2007年類似：基礎貨幣余額增長率大幅反彈、貨幣乘數及M2增長率反而呈下降趨勢。上述分析表明：由于貨幣乘數系統性下降，我國央行基礎貨幣粗放式的擴張并沒有帶來廣義貨幣的供給相應增加，我國數量型的貨幣政策工具并沒有達到很好的政策效果。
五、我國商業銀行資產負債選擇與貨幣乘數的實證分析
（一）樣本數據來源
本文選取2001年1月—2012年12月廣義貨幣乘數m2、商業銀行資產負債結構、法定準備金率以及流通中現金比例的月度數據作為研究樣本。貨幣供應量M2、基礎貨幣、商業銀行資產負債數據與流通中現金數據來源于中國人民銀行網站（http：///），貨幣乘數由貨幣供給量M2和基礎貨幣相除得到，商業銀行資產負債結構通過每一項資產和負債除以資產總額或負債總額得到。法定準備金率來源于Wind數據庫。
（二）研究方法
本文實證分析的思路是選取影響11項貨幣乘數的因素指標，主要包括商業銀行負債結構（每一類負債占負債總額的指標）、商業銀行資產結構（每一類資產占資產總額的指標）和傳統貨幣乘數影響因素指標。其中，商業銀行負債結構指標包括存款占比、儲蓄存款占比、金融債券占比；商業銀行資產結構指標包括貸款占比、短期貸款占比、中長期貸款占比、證券投資占比、信托和其他貸款占比以及國際金融資產占比；流通中現金、法定準備金率是傳統貨幣乘數的兩個重要變量。因為選取的變量較多，而且商業銀行資產負債業務之間存在相互影響的關系，因此各個變量之間可能會存在多重共線性的問題。處理多重共線性問題主要有兩種方法：一是通過剔除相關變量，降低解釋變量之間的相關程度，但這種方法的缺陷是在剔除變量的過程中會失去部分有用的信息；二是解決的辦法是利用因子分析，尋找出公共因子，然后用公共因子作為新的解釋變量替代原先的解釋變量，從而實現降維。本文選擇因子分析的方法，找出公共因子后再對公共因子與貨幣乘數做協整檢驗分析。
表2給出了KMO和Bartlett球形檢驗結果，其中KMO系數為0.743，這個數據越接近1，說明數據越適合做因子分析。一般情況下，這個系數大于0.5說明可以進行因子分析。Bartlett球形檢驗的統計量是3806.133，自由度為55，對應的P值在0.05顯著性水平下顯著。所以本文數據適合使用因子分析。
1.主成分分析。
根據表3貨幣乘數的主成分分析表格，選擇大于1的特征值。在此表中所有的特征值都是按降序排列，前3個特征根的值為7.623、1.538、1.188，有3個因子的特征值大于1，所以最后找出3個公共因子。從方差貢獻來看，前3個因子能夠解釋94.086%的變動，解釋效果良好。
2.因子分析。
如表4所示，貨幣乘數因子載荷矩陣反映出初始指標在各個公共因子上的體現程度，載荷的絕對值越大，說明初始指標在相對應的公共因子上能夠得到更加充分的體現。同樣，如果某一指標組合在公共因子上載荷絕對值之和越大，則表示該指標組合能夠更好地反映在對應公共因子上。從表4可看出，存款及貸款等傳統類業務指標在公因子F1上的載荷值最大；證券投資等非傳統類業務指標在公因子F2上的載荷值最大；法定準備金率及流通中現金比率在F3上有最高載荷。
通過前面的分析找出3個公共因子，為了將公共因子表示為初始指標的函數，還需計算因子得分系數。結果如表5所示，根據因子得分系數，可以將公共因子表示為初始指標的線性函數。
3.貨幣乘數與公共因子的協整分析。在得到公共因子與初始指標的線性函數的基礎上，還需檢驗公共因子之間是否存在長期穩定關系。首先對樣本數據進行單位根檢驗，發現樣本時間序列數據為非平穩，其一階差分序列則不含單位根（由于樣本數據包括較多個變量，所以ADF檢驗結果這里不再列出）。然后對貨幣乘數與公共因子做回歸分析，并對回歸分析的殘差序列進行單位根檢驗，其不含單位根，說明殘差序列為一階平穩序列。協整檢驗結果如表6所示。
從表6貨幣乘數與公共因子協整檢驗結果來看，F1與貨幣乘數正相關，說明在商業銀行的資產負債結構方面，存款以及貸款占比越高則商業銀行貨幣創造能力越強。F3與貨幣乘數負相關說明法定存款準備金率、流通中現金比率等傳統的貨幣乘數因素依然發揮作用。F2與貨幣乘數存在負相關關系，表明商業銀行證券投資等非傳統業務已經對貨幣創造過程產生影響，而且商業銀行將越來越多的資產配置于債券以及票據融資削弱了其貨幣創造能力。
六、結論
本文通過實證分析表明，我國商業銀行日趨多元化的業務模式使得傳統的貨幣乘數難以全面、綜合地反映貨幣創造擴張的機制與過程。作為貨幣創造的主體，商業銀行證券投資等非傳統的短期資產配置已經顯著地影響到了貨幣乘數，非貸款類短期資產比例的上升對貸款形成替代，在一定程度上抑制貨幣乘數并削弱了商業銀行的貨幣創造能力。
本文的研究具有重要的現實意義。我國經濟金融的主客觀環境正在發生一些制度性變革，主要包括利率市場化、直接融資規模擴大、匯率雙向波動等。金融環境變化下的資產再配置使得居民提高證券投資規模，對存款的配置會下降；從貸款的供給來看，“期限結構失衡”困境與存貸比考核將導致商業銀行削減中長期貸款、提高短期票據融資和銀行間債券頭寸以更有利流動性管理；從貸款的需求來看，直接融資規模的擴大減少了企業對于銀行貸款的需求。另外，隨著人民幣單邊升值周期的結束，匯率波動機制改革將提升私人主體對海外資產的需求，商業銀行持有海外凈資產的比例亦會從當前低點趨勢性上升。這些變化將使得我國貨幣乘數經歷系統性的下降趨勢，應進一步考慮的問題是我國長期使用的法定準備金率等數量型貨幣政策工具可能已并非最優選擇，在數量型貨幣政策效果大打折扣的情況下央行需要更多的采取利率等價格型的貨幣政策工具。
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關鍵詞：中央銀行資產負債 金融危機傳導路徑 固定匯率 外匯儲備
引言
經濟學家對金融危機在不同國家之間的傳導路徑進行了探索研究。傳統上，中央銀行通常將其持有的外匯資產份額置于外國政府證券類別。近幾年，我國央行熱衷持有美國機構擔保債務，隨著美國財政部宣布將房利美和房貸美收歸國有，潛在預示著這一行為很可能是金融危機跨國傳播的另一個重要的傳導路徑：這一路徑建立在危機發生時中央銀行出資救助國內銀行的意愿度，以及中央銀行是否有能力或有必要遣返外匯資產的基礎之上。
近些年來我國采用的是將人民幣與一籃子貨幣盯住的機制。2011年底我國銀行的外匯儲備額已超過3.2萬億美元，這種高額外匯儲備為我國銀行業帶來了潛在的經營風險（見圖1）。事實上，早在2004年我國央行就曾動用450億美元的外匯儲備用來對我國最大的兩家國有商業銀行中國銀行、中國建設銀行進行資本重組就證明了這一點。金融危機以及隨之而來的中央銀行對國內銀行的救助可能會引發美國機構擔保債券的拋售，這會引起債務市場出現危機。
金融危機的傳導路徑
金融危機的跨國傳導路徑大體可以歸為三類：貿易渠道、金融渠道和消費者行為渠道。前兩個渠道是基于市場力量的作用，而后者建立在心理行為因素上。
貿易渠道可以細分為兩種類型：競爭途徑和國內需求途徑。Dornbusch等（2000）認為，對于貨幣貶值路徑，如果發生貨幣貶值的國家是一個貿易產品的大生產商，發生貨幣貶值的國家會將貶值傳遞到第三方國家，即便第三方國家沒有直接與發生貶值的國家進行貿易，也會使第三方國家產生危機。與貿易渠道類似，金融渠道也可以細分為兩類子范疇：信用聯結路徑和投資組合重組路徑。當國內銀行運行出現故障導致需要對國外貸款進行清算或外國將資產遣返時，信用聯結路徑得以發生作用。Miller認為，遣返資產的行為可能會帶來針對外匯的投機性攻擊，這樣會對外國經濟帶來蓄意的深遠的破壞。投資組合重組渠道與信用聯結路徑的密切相關之處，就在于它們都包含了對遣返外匯資產的研究。而消費者行為渠道則認為：一國發生金融恐慌會引發另一國金融恐慌和資產拋售。
除上述之外，本文還提出另外一種金融渠道：當央行已成為外匯資產市場的最重要參與者，并在努力維護貨幣盯住的情形下實施救援計劃時，這一傳導機制形成。在這一情況下，風險外匯資產市場的危機可能會引發國內銀行業部門危機，并且國內銀行業危機可能會傳遞到外匯資產市場。
模型設定
銀行對待風險的態度取決于當危機發生時其是否能得到救助的預期。如果有得到救助的預期，其會比較偏好風險貸款；如果救援發生的可能性很小，則其更傾向于選擇風險小的投資組合。這些預期又依賴于危機發生時政策制定者是否能夠或者愿意幫助其擺脫困境。本文采用以下模型來量化和評估這種能力和意愿程度：
p=α-γi （1）
p=p*+e （2）
i=i*+ee-e+ρ(χ)，ρ`>0，ρ>0，χ>0 （3）
方程（1）和方程（2）分別為貨幣市場均衡條件和購買力平價公式。R：貨幣供給量，D：國內信貸，P：價格水平，e：匯率，i：國內存款利率。除了利率之外，所有的小寫字母變量都用對數。星號表示外生變量，上標e表示期望值。α固定不變，γ用來測量利率半彈性。
方程（3）是利率平價條件（包含了風險溢價ρ），當且僅當存款人面臨銀行風險時，風險溢價χ為正，并且會隨著風險的變大而變大。方程（3）還包含期望折舊率ee-e，由于資金流動是瞬時的，貨幣增長穩態為0且沒有名義剛性，所以ee-e=0。將方程（2）和方程（3）代入方程（1），設i*= ee-e = p*=0，得：
ln（R+D）-e=α-γρ(χ) （4）
起初，銀行不承擔額外風險，貨幣市場均衡由下式決定：
ln（R+D）-ē=α （5）
現在假定銀行承擔額外風險χ0。當危機發生，如果儲戶面臨的風險取決于央行是否愿意和有能力出資救助下屬銀行，此時風險溢價增加為ρ0=ρ(χ0)。從方程（4）可以明顯看出，如果風險溢價增加，貨幣供給必然會減少，或者匯率會上升以使貨幣市場重新達到均衡。
為了斷定決策者是否會出資救助銀行，用方程（6）（損失函數）及方程（7）（產出方程）加以詳細論證：
L=（y-y）2+C （6）
y=y-δi （7）
【關鍵詞】保險 資產負債 償付能力
隨著我國國民經濟的持續、快速發展，保險業也獲得了空前的發展機遇，國內金融改革不斷深入，保險行業自身也從高速增長進入了一個相對平穩的發展階段。而在快速的發展壯大下，保險公司經營管理中存在的問題也日趨明顯，如保險公司資金使用效率低下、償付能力不足、利差損嚴重等，這些問題的根本原因都可以歸結為是資產負債管理問題。資產負債管理是現代保險經營管理的核心，是現代金融理論和管理技術的關鍵。它是一個復雜的系統工程，通過對保險公司所擁有的資產負債的期限結構，風險程度，類型、數量大小來進行控制與選擇，從而在兩個方面——結構和總量上實現最優化的動態管理，使得企業盈余最大化。
一、資產負債管理面臨的挑戰
保險公司對資產負債管理的理解不充分。資產負債管理還沒有引起保險公司足夠的重視，公司對于其概念還存在偏差。例如有的公司認為只要盡力拓寬業務范圍，把保費收入做大，一味的看重保費收入就可以實現公司利益最大化，而不關心資產與負債是否匹配，這顯然是極其片面的想法，有的公司雖然了解資產負債的理念，但卻將其看成一種數學模式，或者技術手段，認為只要交給技術人員算出數據就完成了，這顯然也是錯誤的想法。在資產負債管理中，需要建立包括投資、精算、銷售以及財務等各個部門緊密合作的體系結構，并保證各環節的信息溝通順暢及時。這是一個貫通的體系。然而，我國保險公司目前都主要采用縱向的組織結構形式，資產管理和負債管理彼此分離，各有獨立的部門進行控制，沒有達到相互交流和融合的關系。
來自外部的挑戰。隨著保險資金運用市場化改革不斷提速，保險機構在資金運方面將具備更大的自主性。與此同時，這也意味著保險機構自身也將更多承擔資產負債管理風險的責任。保險公司需要應對來自資本市場大幅波動帶來的風險和執行新的會計準則所帶來的挑戰。眾所周知，保險公司的經營易受利率波動的影響，尤其是對于壽險公司，負債期限長。利率的波動會影響到保險公司產品定價的合理性，投資收益能否滿足最低保證收益的要求等。而在新的會計準則下，保險公司對資產和負債的計量方式的發生了改變，也增加了報表管理難度。因此，保險公司在進行資產負債管理時，不僅要注重理論的分析，更要根據外部環境的變化做出恰當的反應。
公司實務應用的局限性。資產負債管理的技術與理論一般較為復雜，理論當中還存在很多難點，仍缺乏統一的標準。同時，沒有任何一個指標可以反映問題的全貌，每個指標僅能反映資產負債管理的某個方面。從行業的實務情況中也能發現，在常用的利率免疫、現金流匹配、成本收益匹配等方法中對各項指標的計算方法還有不足，例如對久期的計算方法還有待商酌，對收益率的算法不盡相同，沒有將資產現金流與負債現金流結合考量，部分算法缺乏理論支持等等。
二、對保險公司的綜合性建議
充分考慮公司償付能力對資產負債管理的約束。我國保險監管部門通過對比保險公司實際償付能力額度與最低償付能力額度，來判斷一家保險公司的償付能力是否充足。實際償付能力與公司認可資產的比例密切相關，因此保險公司可以據此靈活配置資產：在償付能力充足率高時，可以配置認可比例低的資產，以追求更高的投資收益； 在償付能力充足率低時，應優配置認可比例高的資產，以盡可能提高公司的實際償付能力額度，使償付能力滿足監管的要求。
根據業務結構不同合理安排投資品種和期限的原則。保險公司所經營的險種大體包括但不限于兩類，一類是出險頻率低，每次損失高的，這種資金的流出數量和時間都是不確定的，一類是出險頻率高、每次損失金額低的、資金流出穩定的險種，為保證保險公司及時支付賠款，保險公司在資產負債管理過程中應該分別配置投資資產，充分考慮險種類別、業務結構的不同，特別注重對低頻率高損失業務所對應的資產的流動性配置，以保證公司資產能滿足償付責任的需要和債務的及時賠付，這樣能夠有效降低公司的財務風險。
【關鍵詞】資產負債表 分析 研究
分析財務報表可以及早地幫助和提醒利益相關者確認企業的發展趨勢和潛在的問題。對財務報表尤其是資產負債表的分析能使使用者真正理解會計報表所揭示的經濟內涵，從而有利于報表使用者做出正確決策。
一、資產負債表的分析
資產負債表的分析方法可以概括為三種：數字對比法，數字核對法，指標對比法。在綜合運用各種分析方法的基礎上，從以下幾個方面來具體分析和研究資產負債表。
（一）資產結構分析。資產是企業的經濟資源，公司所擁有或控制的經濟資源要能最大限度地發揮其功能，要用一個合理的配置。對資產結構的分析有助于企業優化資產結構，改善財務狀況，降低風險時期保持適當的流動性。合理的資產結構是企業正常經營并實現良性循環的必要條件。企業資產按其變現速度分為流動資產和非流動資產（固定資產），兩者的結構受企業的經營性質、經營狀況、生產經營周期、風險偏好以及市場環境影響。目前大多數企業普遍采用一系列統一的資產結構分析的指標對資產的結構進行比較分析，包括一系列表示各類資產占總資產比重。各類資產比率，有現金資產比率、應收賬款比率、存貨資產比率、流動資產比率、固定資產比率、對外投資比率、無形資產比率，以及表示流動資產與固定資產之間比例關系的流動資產與固定資產比率。資產的變動是由各資產項目的結構比重變動引起的，流動性資產的比重尤其重要。貨幣資產的流動性是最強的，因此企業要保持一定的貨幣資產來進行利率和價格投機，滿足日常支付和應付各種風險，以不造成資產閑置為目標限量。其余資產的比重也應該以企業的經營業務要求為標準正確確定各資產比率，例如控制長期投資率以免其過高使金融風險加大，擁有一定的固定資產和無形資產以控制經營風險，避免影響企業資信。
（二）對償債能力的分析。企業償債能力是企業財務狀況和經營能力的重要標志。投資者在選定投資企業的過程中，償債能力是其最先考慮也是衡量投資回報時間的重要標志之一。投資者應關注的企業償債能力應從兩方面來分析，短期償債能力和長期償債能力。
1、短期償債能力分析。企業償付短期債務的能力分析是資產負債表的主要作用，其主要考察指標有：營運資金，是指流動資產超過該負債部分，短缺會使企事業難以償債，過多則會使企業擴大經營獲取更多利潤的機會；流動比率，是資產與負債的比率，評價企業用流動資產償還流動負債的能力；速動比率，是資產中扣除存貨的部分再除以負債的比值，準確反映企業變現能力；現金流動債務比，較好反映企業實際的短期償債能力，因為流動資產中大部分并不可能很快轉變為可償債的現金。
2、長期償債能力分析。長期資產與長期資金比率是一項重要的指標，它不僅反映企業的財務狀況及償債能力，在其值高于1時也會影響企業的短期償債能力，其公式為：長期資產與長期資金比率=（資產總額 - 流動資產）/（長期負債+所有者權益）。其余像資產負債率、權益比率、負債與所有者權益比率可以反映企業清算時債權人得到的保障，這幾項可以綜合反映企業的長期償債能力。
（三）對資產流動性的分析。流動性指資產轉換成現金或負債到期清償所需時間，資產越能快速轉換成現金、負債到期日越短，其流動性越強。流動性不僅能反映公司的短期償債能力，也有助于判斷公司的破產風險，資產的流動性分析還能對公司的資產質量和資金運用效率作出評價。資產流動性在資產結構中已有所涉及，不同行業的流動資產比重應注意區分，一般制造業企業固定資產比重要大于商業企業，而高科技企業的無形資產比重也高于其他行業。反映流動性的比率指標主要是流動比率和速動比率，比率越高說明公司用以償債的流動資金越充裕，債權人向公司放債的安全程度越高。而投資者還要管住其他方面，流動性與盈利性是矛盾的，擁有較高收益率的往往是一些投資期限長、見效慢的項目。公司保持較高的流動性，會使資金運用效率低下，收益率較低。投資者應參考經驗數據和行業平均水平作出適度的流動性比率評價。
（四）負債與所有者權益分析。對比分析負債比率、流動負債率、負債經營率可以反映出企業的融資結構比重。企業負債率是負債總額占資產總額的比重，反映企業使用自有資金和吸收、利用外部Y金的情況，企業這一比率大體在70%左右。流動負債率是流動負債總額，比率升高則償債風險加大，企業盈利能力降低，企業結構穩定性會降低。負債經營率是長期負債總額占所有者權益總額的比率，在25%-30%間比較合理，升高說明企業資金來源增大，長期償債成本高，但是過高會降低企業獨立性。所有者權益即公司的凈資產，可以從總量與結構兩個角度對所有者權益進行判斷，判斷公司的保值和增值能力。分析所有者權益項目，可使投資者了解公司擁有的自有資金，也能夠評價公司的經營業績，保證公司良好的獲利能力和投資安全性。
二、資產負債表的局限性
資產負債表能夠為投資者決策提供必不可少的信息，但是它本身存在一定的局限性。只能進行靜態數據的分析是資產負債表的最大缺陷，不能反映財務狀況變動的過程，應與現金流量表結合分析。而且，資產和負債的確認和計量都涉及到人為估計，準確性不能保證，資產項目的計量，受到不同計價方法和會計原則的制約。歷史成本計價使公司計提的減值準備不能在報表中體現，會計核算方法的多樣性也對報表的可比性產生影響，應注意會計核算方法的選用和調整，從而在可比的基礎上做出最優決策。在資產負債表的審核分析中切忌就數論數，應在分析前與分析中了解企業經營狀況和主客觀環境的變化，并且注意表中數字形成的原因，結合企業的性質以及不同的分析時間采用不同的分析方法，提高工作效率。
三、結語
對企業財務報表的分析是一個動態的系統工程，對資產負債表的分析了解掌握企業的資產總額及結構、負債總額及結構，評價企業的經營業績，判斷企業的經營趨勢，為經營者選擇經營方向、經營結構及籌資方式提供有用依據。為了使資產負債表分析更為有效，應采用一定的分析技巧和分析方法，將本期報表項目與前幾期項目相比較，把多個時點的財務狀況綜合分析，結合利潤表與現金流量表更全面動態地分析企業的資產負債表。
參考文獻：
[關鍵詞]資產結構 資本結構 負債結構
一、引言
企業的投融資研究一直以來是經濟管理的重要課題。資本結構理論是現代公司財務理論最核心的內容，是現代公司金融理論的基礎。資產結構與資產收益率、企業價值的關系是十分密切。
一個合適的資產結構對企業而言是相當重要的，固定資產具有良好的盈利性，但是缺乏流動性；流動資產反之。資產結構管理的重點在于確定一個既能維持企業正常開展經營活動，又能在減少或者不增加企業經營風險的前提下，給企業帶來更多利潤的流動資金水平。
本文選取滬深300指數的樣本公司2010年的財務數據檢驗我國資本結構、負債結構對資產結構的影響，以此發現我國企業存在的問題。
二、研究假設，設計與分析
（1）提出假設
假設1：在企業的資本結構中，資產負債率越高，企業的非流動資產比例越低。
假設2：在企業的負債結構中，非流動負債比越高，企業的非流動資產比例越高。
（2）變量的設計
以非流動資產占總資產的比重表示資產結構，用Lassetr表示。資本結構則使用資產負債率，用Debtr來表示。以非流動負債占總債務比來表示企業的債務結構，用Loanr表示。由于企業的生產活動存在規模經濟效益，在這里取企業資產的對數引入模型中，用ln Asset表示企業規模。企業的績效也會對被解釋變量產生內生性的影響，用經營營業利潤來表示企業的績效，用Profit來表示。
四、實證結果分析
從回歸結果來看，資產負債率、營業利潤率對資產結構的呈顯著的負相關，且通過了置信度為1%的檢驗；非流動負債比、企業規模對資產結構呈顯著正相關，非流動負債比通過了1%的置信度檢驗，企業規模的顯著性稍差，只在10%的置信度水平下通過檢驗，各回歸系數均具有良好的經濟意義。
模型的表達式可以寫成：
Lassetr=21.235-0.379Debtr+0.692Loanr-21.385Profit+2.069lnAsset+ε
資產負債率的系數為負數，也就是說負債的增加使企業受到負債融資的約束，因為債務資本到期是要償還的，所以企業對于債券資本的運用較少考慮投入到非流動資產中，可能因此而產生投資不足的問題，這一點和假設1相一致；非流動負債比的系數為0.692，顯著為正，表明負債結構對資產結構具有顯著影響，而且負債結構中，長期負債的增加是有利于企業進行非流動資產的投資，這一數據也符合資本期限性質和資產期限性質。企業規模的系數為正說明了規模大的企業較規模小的企業更容易形成非流動資產投資。
營業利潤率的系數顯著為負值，說明在樣本中，企業的營業利潤率與企業的長期資產的形成負相關。分析樣本公司背景發現，有133家制造業上市公司，占樣本總數50.37%，我國制造業上市公司中主要從事粗放經營的簡單加工制造和貿易加工制造模式，工藝水平不高，產品附加值低，所以利潤率較低，故得到負系數.
五、研究結論與研究展望
本文通過實證發現：債權資本的增加并不能增加我國上市公司的非流動資產比，非流動資產的投資很大的程度上是依賴于股權融資；長期債務較短期債務更適合于非流動資產的投資。
結論啟示：加快完善我國資本市場，建立現代公司制度，使得更多的企業能進行股權融資；降低企業長期債務籌資的門檻，會有利于企業進行收益性更強的非流動資產投資；所以應該盡快完善市場經濟中相關的法律法規，規范企業的并購重組，讓企業快速做強做大。
本文的局限在于沒有能考慮被解釋變量對解釋變量的反作用影響，上述的不足需要進一步研究.
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【關鍵詞】會計信息 相關性 資產負債表債務法 遞延所得稅
一、與資產負債表債務法相關的上市公司會計信息相關性的理論分析
（一）資產負債表債務法
資產負債表債務法是一種要求企業從資產負債表出發，通過比較資產負債表上列示的資產、負債的賬面價值與計稅基礎，將兩者之間的差異分為應納稅暫時性差異和可抵扣暫時性差異，確認相應的遞延所得稅資產和遞延所得稅負債，并在此基礎上進一步確認利潤表上“所得稅費用”的所得稅核算方法。資產負債表債務法是以所有者理論和資產負債觀為理論基礎，認為所得稅是企業為獲得最終凈利潤而發生的支出，是一項費用。該方法以“資產負債表”為中心，確認的遞延所得稅資產（負債）是資產（負債）引起的納稅后果，與資產和負債有一一對應關系，更符合資產和負債的定義。同時強調全面收益，認為資產價值增加或負債價值減少時就產生收益。使用資產負債表債務法核算所得稅，首先應計算遞延所得稅，然后計算當期應交所得稅，最后倒擠出利潤上的列報的“所得稅費用”。
（二）會計信息相關性
衡量會計信息相關性標準：一是該信息與信息使用者的決策相關，二是該信息能夠提高信息使用者的決策水平。具體到資產負債表債務法所提供的會計信息相關性，就是指使用該方法核算出的所得稅信息以及披露在相關報表附注中所得稅信息，資本市場是否會對其產生反應，繼而影響投資者的決策。
（三）資產負債表債務法對會計信息相關性影響的理論分析總結
（1）遞延所得稅資產（負債）符合資產（負債）的定義，與企業價值之間存在相關關系。遞延所得稅資產（負債）通常是在企業資產負債表日或企業合并等特殊交易或事項發生時確認，反映企業已發生的交易或事項的所得稅影響。其表示企業未來稅款的繳納情況，將影響企業未來現金流情況，從而導致企業價值的變化。
（2）遞延所得稅可以提供關于企業未來現金流量的信息。資產負債表債務法核算的遞延所得稅，不僅表示某一時點的累計差異影響額，而且采用暫時性差異轉回時的預計稅率計算，從而幫助會計信息使用者直接從資產負債表中獲得企業未來現金流的信息。這些現金流的信息不僅是有關所得稅部分的現金流，同時包括導致遞延所得稅產生的資產或負債相關的現金流。在一定程度上，這些現金流信息可以幫助投資者了解企業的資產、負債的狀況，有助于投資者對企業的未來價值做出預測，具有會計信息相關性。
（3）遞延所得稅可以全面反映暫時性差異，滿足復雜經濟環境下投資者的信息需求。在當前我國的市場經濟環境下，非時間性的暫時性差異的數額非常大，由此可能會給企業帶來調控利潤的機會。而使用資產負債表債務法，能夠將這些非時間性差異的暫時性差異反映在遞延所得稅中，全面正確核算遞延稅費，減少企業調控利潤的空間。
二、資產負債表債務法對會計信息相關性影響的實證研究
（一）模型選取與假設提出
本文選擇Feltham和Ohlso的剩余收益模型進行分析。該模型可簡化表示為，Pit+1=β0+β1*NAPSit+β2*EPSit+ε。注：β系數的大小表示自變量對股價的解釋程度；β系數的正負表示自變量對股價的影響方向；ε系數表示測量誤差和其他未明確表示的自變量對股價的影響；該模型計算出的擬合優度R Square表示模型中的所有自變量對股價的聯合解釋程度。根據上文的理論分析，本文提出兩個假設：
假設一：遞延所得稅凈負債和當期遞延所得稅與股票價格之間有負相關關系。
Pit+1=β0+β1*adj_NAPSit+β3*adj_EPSit+ε
Pit+1=β0+β1*adj_NAPSit+β2*NDT_Pit+β3*adj_EPSit+
β4*DT_EPSit+ε
假設二：遞延所得稅資產的期末余額與股票價格有正相關關系，遞延所得稅負債的期末余額與股票價格有負相關關系；當期遞延所得稅資產的增加與股票價格有正相關關系，當期遞延所得稅負債的增加與股票價格有負相關關系。
Pit+1=β0+β1*adj_NAPSit+β2*DTA_Pit+β3*DTI_Pit+ε
Pit+1=β0+β1*adj_EPSit+β2*DTA_EPSit+β3*DTL_EPSit+ε
本文選取全部A股公司為樣本，并剔除以下數據：金融類的上市公司；因暫停上市或者退市等原因缺少股票價格以及缺少財務數據的上市公司；剔除連續兩年或兩年以上虧損以及財務異常的公司。最終選定樣本2108家，利用其2013年數據進行分析，數據來源于國泰安數據庫，所用的統計軟件為IBM SPSS Statistics19。
（二）回歸分析總結
第一，以上多個分析結果，都與假設一致，即遞延所得稅凈負債、遞延所得稅與股票價格負相關，遞延所得稅資產與股票價格正相關，遞延所得稅負債與股票價格負相關。第二，業績好的上市公司較業績差的上市公司，遞延所得稅相關的會計信息與股票價格之間的相關性關系更顯著。第三，所有基于全部A股的分析結果都顯示企業凈利潤對股價的影響要遠高于凈資產。這與資產負債表債務法強調“資產負債表”的作用有較大偏差。即我國上市公司在實行資產負債表債務法后，雖然提高了其會計信息與投資者決策的相關性，但投資者還未改變其以“利潤表”為核心的決策習慣。
參考文獻：
[1]歐陽君媛，聶永紅.數據挖掘在企業財務管理中的應用――企業成本及財務指標分析系統的設計[J].廣西工學院學報，2005.
