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关键词：货币危机；资产负债表效应；产出紧缩
中图分类号：F820.3 文献标识码：A 文章编号：1006-3544(2007)01-0006-04
一､引言
上世纪90年代以来，世界上发生了多次严重的货币危机，这些货币危机有许多共同的特点：不仅货币的真实和名义贬值都很严重，而且导致了危机国家产出水平在短时期内的严重下降。同时，许多国家的金融系统最终崩溃。
在以前的研究中，这种由外部冲击引起的产出下降的原因一般归结为：外生性因素引起的全要素生产率下降。然而，由于汇率的巨大变化会引起国内和国外商品的相对价格发生变动，根据经济学原理，这种相对价格的变化必然会影响真实经济的运行。因此汇率的变化能够引起一国投资和产出的变化是符合经济规律的。
在现有文献中，关于货币危机引起产出下降的理论主要是资产负债表效应(Krugman，1999)[1]。资产负债表效应的主要内容有：如果一经济体中存在严重的货币错配现象，当本国货币大幅贬值时，公司债务增加的速度快于收入增加的速度，其净值将会减少。这时公司的风险增加，筹集资金的成本提高或者是筹集资金的方式受到限制，就会影响投资，从而减少总需求，最终导致产出的下降。这种产出的下降和因货币贬值造成的进口成本的增加可能会引起货币的进一步贬值，从而加剧资产负债表效应。但是关于资产负债表效应的作用也有不同的看法。例如，Cespedes(2002)[2]认为货币错配不一定必然导致产出的下降。同时，他们还特别指出，只有在外币债务水平特别高和国际资本市场不完全的情况下，货币贬值才有可能导致产出的下降。
由于理论模型没有得出肯定的结果，对于货币危机中产出的下降是否是由资产负债表效应引起的，只能依靠经验分析。同时，资产负债表效应发生的准确路径，以及它的重要性也需要在实证分析中解决。本文着重从国家层面，运用计量经济学的分析方法，分析了货币危机中的外债､汇率超调､资产负债表效应和产出紧缩之间的经验关系，并对这种关系进行了稳健性检验。从实证分析上支持了资产负债表效应理论。
关于货币危机与产出下降关系方面的实证分析的文章不多。这些文献中最有代表性的是Milesi-Ferretli和Razin(2000)[3]和Gupta､Mishra､Sahay(2003)的研究[4]。这些研究和本文相比，有如下区别：(1)他们选取了1970-1998年之间所发生的货币危机作为样本，而我们只是选择了1990年以来的样本。(2)他们采取了广义的货币危机的定义，而我们所采取的是狭义的定义。(3)他们选择的国家对资本账户的开放度没有要求。由于本文的研究重点在于论证：在资本账户完全开放的条件下，资产负债表效应对经济的影响，因此我们选择的样本集中在1990年以来所发生的货币危机。Gupta､Mishra和Sahay(2003)发现：在一个相对自由的资本流动制度下，货币危机发生之前，往往有大量的国际资本流入，而危机往往发生在经济繁荣时期，如果发生货币危机的国家的国际贸易量不大，很可能发生短期的产出下降､经济衰退。我们的经验研究采用的回归方法和他们相似，但是我们强调了外债持有额度和汇率超调的关系。同时，净外债额度在Gupta､Mishra和Sahay(2003)的研究中是不显著的，而在我们的研究中却是显著的，而且它也是产出回归中重要的回归变量。
二､货币危机的界定和相关概念及其关系的统计描述
通常货币危机的定义是与对货币汇率的投机攻击联系在一起的。它的界定一般分为两种方法[5]。其一为广义的货币危机；其二为狭义的货币危机。广义的货币危机强调投机攻击对汇率､外汇储备和利率的共同影响，因此，危机发生时，汇率的变化不一定明显。而狭义的货币危机则强调攻击对汇率的影响，因此，汇率的变化必须达到一定程度。如Frankel和Rose(1996)在构建货币危机预测的多元Probit模型时[6]，就是采用了狭义的货币危机的概念。他们把货币危机定义为名义汇率贬值至少超过25%，并且比前一年的贬值率至少大于10%。
由于本文检验的主要目标是危机发生以后的汇率行为和生产紧缩的关系，因此我们选用狭义货币危机的定义，将分析限制在上个世纪90年代以后所发生的货币危机，而且，这些危机发生的国家都是资本账户对外开放的国家。我们检验了JP摩根真实有效汇率库中所有的国家对美元的汇率，得到了各国货币每一个月的名义汇率序列，我们定义depit计为第t个月的货币名义贬值率，如果符合下面两个条件，我们把第t个月作为货币危机开始的时间。
条件1：depit＞10%，depit-depit-3＞10%；
条件2：盯住汇率制度或爬行盯住汇率制度崩溃。
符合上述条件的货币危机我们共找到了24次，有关这些国家及其相关的数据见表1。
我们把货币的贬值分成两个部分：基本贬值和汇率超调。基本贬值是危机开始时的真实有效汇率变动到均衡汇率时的贬值程度。假定当一国开始发生货币危机时，它的真实有效汇率估计过高，而危机过后，其真实有效汇率要调整到均衡汇率的水平。由于国家不同，从危机发生到货币价值趋于稳定所需的时间不一致。为方便起见，我们规定危机发生后24个月的真实有效汇率作为该国的均衡汇率，在后面我们将检验这个假设的可靠性。因此，我们定义货币的基本贬值率为：均衡的真实有效汇率偏离危机前的真实有效汇率的百分比。汇率超调就是指货币的贬值程度超过基本贬值率的部分，实际上也是危机过后的24个月中货币价值最低时的真实有效汇率低于均衡的真实有效汇率的百分比。危机中货币总贬值率定义为：危机发生后24个月中的最低货币价值时的真实有效汇率偏离危机前的真实有效汇率的百分比。
统计结果表明，在货币危机期间那些有高额净外债的国家的汇率超调比一般国家的汇率超调更严重。在这里，净外债包括各行各业的外币债务，同时扣除了银行系统所持有的外币资产。企业所持有的外币资产也应该扣除，但是在发展中国家这些数据很难得到，而且这些外币资产数量相对较少，因此没有扣除。我们也没有扣除货币当局的外汇储备，因为在危机发生时，这一部分货币不一定为负债者所用。我们将在后面对这个假设进行稳健性检验。
我们可以从现实中看到汇率超调与净外币债务是相关的。这种关系的产生是资产负债表效应影响的结果。净外债越多意味着货币错配现象越严重。这时，在货币贬值的影响下，产出可能会降低。
为检验产出下降和资产负债表效应的相关性，我们首先要量化产出降低的程度。我们使用按季节调整的季度GDP数据，把产出下降率定义为：危机发生后的两年里的最低产出偏离危机发生前产出的百分比。然后，我们需要测度资产负债表效应。根据其定义，资产负债表效应是由于外债的真实价值对GDP的比率上升造成的，因此资产负债表效应可以用净外债率乘以真实汇率的总的贬值率来表示。
三､ 汇率行为与产出紧缩关系的回归分析
前面我们提供了关于净外债､真实汇率超调和产出下降这几个变量之间的经验关系的计量经济学分析。我们估计的方程如下：
汇率超调=α1+α2(净外债率) (1)
GDP变化率=β1+β2log(净外债率×总贬值率) (2)
方程(1)对汇率超调和净外债率进行了回归。方程(2)对产出下降率和资产负债表效应进行了回归。我们预期α2＞0，即外币债务越重导致的汇率超调也越严重。我们也预期β2＜0，即资产负债表效应越大导致的产出下降也就越严重。我们的回归结果见表2。
表2的第1列是我们用OLS方法对方程(1)和(2)分别进行回归得到的结果。尽管我们所取的样本规模较小，但是估计结果却强烈支持我们的假设。在显著性水平为1%的条件下，α2和β2的符号和预期的符号完全相同。我们的回归结果是：一个国家的外债越高，在货币危机中的汇率超调也就越严重。同时，一个国家在危机过后的产出下降的严重程度和他的资产负债表效应高度相关。或者说，一个国家的货币贬值越大，外债负担越严重，货币危机引起的产出下降就越大。然而，我们的结果来自于OLS回归，根据OLS回归方法的基本假设，有两个问题需要注意：样本数目小和变量的内生性。
首先，我们的回归只使用了24个观测目标，由小规模样本支持的结论是否反映了真实情况呢?作为对所发现的结果的检验，我们使用中位数回归方法再一次估计方程的系数和标准误差，其检验的结果在表2中的第2列。我们发现系数α2和β2的符号和我们所预期的完全相同。因此我们所得出的结论是符合实际的。
其次，我们使用OLS方法分别估计方程(1)和(2)时存在的另一个问题是内生性问题：方程(1)中的汇率超调变量是方程(2)中的总贬值率的一部分。即，总贬值率=基本贬值率+汇率超调+基本贬值率×汇率超调。
因为，如果两个方程的残差的方差矩阵不是对角线矩阵，则用OLS独立估计的两个方程就不一致。方差矩阵的非对角线性表明在第二个方程中的解释变量和本方程的残差有联系，而这是不符合OLS的假设条件的[7]。为说明这个问题，我们使用3阶段最小二乘法(3SLS)来估计方程(1)和(2)。3SLS在回归来自方程(1)中的内生变量时使用预测数据，用原始数据来估计方程(2)。我们回归得出的结果在表2第3列，系数在1%的显著水平下仍然和预期的结果是相同的。另外需要指出的是，3SLS估计得出的数值和OLS估计得出的数值相同。
对我们的回归结果还需要做如下说明。在我们的样本中，平均每一个国家的货币基本贬值率为15.5%，而净外债/GDP为40%。当一个国家的净外债/GDP比率上升10个百分点，则汇率超调增加11.8个百分点，通过汇率超调的直接或间接效应，收入将降低1.6个百分点。我们也能够测度其他一些外生变量对产出的影响，如基本贬值，根据我们的结论，如果一个国家的货币基本贬值率上升10个百分点，我们可以预期产出会降低0.8个百分点。
四､回归结果的稳健性检验
我们在上一部分中所得到的结论可能在两方面受到质疑。第一，我们假定了外币风险引发了汇率超调，资产负债表效应导致产出的下降，而这种假定仅仅是对这种现象的一种可能性解释。为检验模型的可靠性，主要通过对前述的两个方程加入一些另外的变量来重新估计我们的模型。第二，我们的回归结果对我们所使用的变量的定义是否敏感。对于这个问题的检验，主要通过改变变量的定义来重新回归原来的经验方程。上述两方面的检验证明了我们的结论是稳健的。检验的结果如表3所示。
表3是我们在原来模型的基础上加入另外的一些变量所得到的回归结果。它的每一列表示的是加入不同的变量所得到的相应的回归结果。
第一，我们在方程(2)中加入一个国外资金流入变化的变量，然后在方程(1)和(2)中都加入这个变量。我们知道，一个需要国外资金的企业，如果在国际金融市场上无法融入资金，则肯定会影响到其产出。我们把国外资金流入变化的变量定义为货币危机前12个月的国外资金流入量和危机后12个月的国外资金流入量的差与危机前的产出量的商，表3中的第1列和第2列就是加入了这个变量之后的回归结果。然而，加入这个变量之后并不影响我们基本模型中的系数的显著性。它只是稍微削弱了一点资产负债表效应对产出的影响力。在增加了资金流入量变化这个变量之后，这些结果仍然表明资产负债表效应是影响产出的决定性因素。
第二，有人认为银行信用对私营部门的急剧收缩加剧了货币危机后产出的下降[8]。因此，我们计算了每一次危机之后两年内银行信用的变化量，然后把这个变量加入方程(2)，并把它同时加入方程(1)和(2)，如表3的第3栏和第4栏所示，两年内银行信用对私营部门的变化量在5%的条件下是显著的。这个变量的加入削弱了其他变量的系数，但是外债和资产负债表效应的系数仍然是显著的，并且其符号与预期的符号相同。
第三，我们把世界经济增长情况在方程(2)中考虑。这样做的理由是，当一个国家发生了货币危机之后，整个世界经济的发展情况对该国产出有较大的影响。具体地说，当世界经济处于扩张状况时，一个正在经历货币危机的国家可能很快就会得到恢复；当世界经济处于萧条状态时，一个正在经历货币危机的国家，特别是那种对外开放的小国经济，可能会更加萧条。为了检验这种想法，我们计算了每一次危机之后的两年的世界经济增长率，然后，把世界经济增长率作为自变量加入方程(2)中进行回归。回归结果在表3中的第5列，结果显示世界经济在1%的水平上是显著的。但是，此变量的加入对其他变量的系数基本上没有影响。
第四，产出的急剧下降可能是银行危机的结果。事实上，在我们的样本中，有13次货币危机和银行危机是同时发生的。从许多银行危机发生的原因来看，银行系统､公司和客户的货币错配而导致的资产负债表效应是引发银行危机的部分原因，而且，在我们的例子中，银行危机的产出效应和资产负债表效应对产出的影响是一致的。由于这些原因，我们认为银行危机对经济的影响可能就是资产负债表效应的一部分。为了检验这个假设，我们使用最大似然估计法建立一个银行危机的二元probit模型[9]。当银行危机和货币危机同时出现时，因变量为1，其他情况因变量为0。然后把它与资产负债表效应一起进行回归。回归结果见表4。在这里资产负债表效应是显著的。这个结果表明银行危机的影响可能是资产负债表效应的一部分。
下面，我们通过改变回归变量所包含的具体内容来检验基本结论的稳健性。
首先，我们把净外债的定义改为各部门的所有外债扣除掉银行系统､公司和政府的全部外币资产，然后按原方式进行回归。表5的第1栏的结果标明，在改变净外债/GDP的定义后，我们的结论仍然是成立的。
然后，我们再考虑3种不同的均衡真实有效汇率的定义。当我们把均衡的真实有效汇率定义为危机后36个月的真实有效汇率时，α2和β2的符号仍然和预期的符号相同，并且在1%的水平上是显著的。其回归结果在表5第2栏中表示出来。当我们把均衡真实有效汇率定义为危机前3年和危机后两年的真实有效汇率的平均数时，对我们初始模型进行回归，结果如表5第3栏所示，α2和β2的符号和预期的符号完全相同，并且在1%的水平上是显著的，只是α2由1.2变为了0.90。最后，我们把均衡真实有效汇率定义为危机前5年的真实有效汇率，我们这样定义均衡真实有效汇率的原因是：要说明用危机后的数据来定义均衡真实有效汇率是否有内生性的问题。即，我们的模型中的一个自变量是否内生于我们的模型中。这种情况在理论上是可能的。例如，一定程度的汇率超调､净外债规模或者是产出下降，在危机的初期可能会引起政策的改变，从而改变均衡真实有效汇率。如果是这样，我们得出的结论将会是无效的。要使我们的模型是可识别的，模型中的两个变量：净外币债务和基本贬值，必须是外生的。当我们把均衡真实汇率用危机前的数据来表示时，则说明基本贬值并不由货币危机来决定。根据这个定义重新进行回归的结果，如表5第5栏中所示，我们的结论仍然得到支持。
最后，我们把汇率超调的测度方式改为：货币危机期间，真实有效汇率偏离均衡汇率的百分比的平均值。这种测度方法的改变主要是说明：持续一､两天的汇率超调对经济的影响与持续一､两个月或一､两年是不一样的。这种测度方法与初始模型中的方法有很大的不同，因此重新定义的变量的系数与原变量的系数有很大的变动。但是，系数的符号没有变。这次回归的结果在表5的第4栏中。尽管改变了我们模型中的各个变量的定义，我们的回归结果仍然是稳定的。
五､结论
在本文中，我们运用计量经济学的方法对汇率超调､资产负债表效应和产出下降的关系进行了分析。我们的分析结果表明：
1.负有高额外债的国家，在货币危机中的汇率超调现象是非常严重的，而严重的汇率超调通过资产负债表效应可能导致产出的大幅下降。
2.在货币危机中，银行危机对经济活动的影响可能是资产负债表效应的一部分。因此，在讨论货币危机的成本时，不需要作为一个单独的变量列出。银行危机对资产负债表效应的影响是非常大的。
3.我们的计量模型可以用来预测处于货币危机的国家的汇率超调和产出下降的幅度。
参考文献：
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[3]Milesi-Ferretti，G.M.，Razin，A.Current account reversals and cur-rency crises(A).Krugman.CurrencyCrises(C). Chicago：Universityof
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[5]金洪飞，姜诚.关于货币危机后经济衰退的经验分析[J].财经研究，2005，(10).
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[8]米什金.货币金融学[M].北京：中国人民大学出版社，2000：
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[9]于俊年.计量经济学[M].北京：对外经贸大学出版社，2003：35.
关键词：货币乘数；商业银行；资产结构；负债结构
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2013）07-0013-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.07.03
一、引言
在现代经济中，货币供给由商业银行和中央银行共同完成。中央银行主要是供应基础货币，商业银行在原始存款的基础上创造派生存款。因此，货币供给总量是一定的基础货币按照一定倍数或乘数扩张后的结果，即货币供给量总是表现为基础货币的一定倍数——货币乘数。货币乘数有广义（m2）与狭义（m1）之分，m1和m2分别针对货币供给量统计口径的M1和M2两个层次，等于货币供给量与基础货币相除之商。其中广义货币乘数m2的公式为：
m2=■=■
上式中，B表示基础货币，c代表现金漏损率，r表示法定存款准备金率，t表示活期存款占定期存款的比率，e为超额准备金率。由于商业银行是货币创造的主体，货币乘数也表示商业银行对中央银行投放的基础货币的派生扩张机制，因此商业银行基于风险—收益基础上的资产配置以及负债方式选择均会影响到货币乘数。
二、文献综述
关于货币乘数的研究大致可以归结为两种不同的范式。一种范式是研究货币乘数的决定因素，如现金存款比率以及准备金率在货币供给中的作用，以及这些因素本身的决定，该范式从宏观金融数据出发，研究货币乘数时间序列本身的运动情况[1]。另一种范式是讨论在一定的货币政策下，商业银行和公众的利益最大化行为对货币供给的影响，主要研究结论认为货币当局的资产选择影响公众的货币资产选择，而公众的货币资产选择决定了货币乘数的变化。国内的研究主要集中于从宏观角度分析货币乘数的时间序列特征及其与决定因素的相互关系。谢平，唐才旭（1996）指出我国渐近性变化的经济结构与金融制度尽管会对货币乘数产生不同程度的冲击，但是货币乘数会在震荡之后回复到长期均衡状态，因此通过基础货币进行间接货币总量控制在理论上是可行的[2]。陈学彬（1998）研究了我国1993—1996年间货币乘数的变动态势以及货币乘数变动的影响因素[3]。陈涤非（2005）认为金融创新过程影响了货币乘数的变化，并使得货币乘数变得不可预测，同时也加大了货币当局控制货币总量的难度[4]。李治国（2006）对我国1994
—2006年间基础货币、货币乘数和货币当局资产负债结构的关系做了实证分析，认为货币当局的资产负债结构对基础货币和货币乘数产生重要影响，以国外净资产比重持续上升、商业银行再贷款比重不断下降及央行票据比重陡然上升为主要特征的货币当局资产负债结构调整，导致我国基础货币过快增加和货币乘数持续上升[5]。陆前进，朱丽娜（2011）对中央银行调整存款准备金率和公开市场业务操作对基础货币和货币乘数的影响机制进行研究，认为货币供给的变动取决于两个效应的叠加[6]。
我国商业银行资产业务和负债业务的经营模式实际上已日趋多元化。负债方面，除了传统的吸收公众存款业务，还包括债券融资、股权融资、同业拆入、卖出回购以及央行借款等其他负债方式；资产配置也不仅局限于传统的发放贷款，另外还通过有价证券投资、央行存款、存放同业、同业拆出、买入返售等多样化方式来运用资金以获得收益。鉴于我国商业银行资产负债的上述结构性调整，本文的分析将基于货币乘数第二种研究范式展开，即探讨在一定的货币政策下，商业银行和公众的利益最大化行为对货币乘数的影响。
三、商业银行资产负债选择对货币乘数的影响
商业银行通过资产业务将负债业务所吸收的资金加以运用，二者之间的利息差成为商业银行的主要利润来源。从商业银行资产负债结构长期变迁的轨迹来看，主要呈现出两个趋势：一是存款在总负债中所占的比重下降，非存款负债或者主动负债占比上升；二是贷款在资产配置中的重要性下降，证券投资以及同业资产配置替代贷款。另外，商业银行“短存长贷”使得其经营过程一直面临资产负债期限结构不匹配的问题。上述这些因素都影响到商业银行的货币派生机制和货币乘数效应。
（一）同业往来对存款货币创造的影响
对整个商业银行体系来说，尽管银行之间同业往来的融入与融出将相互抵消，似乎不会对整个社会存款货币的创造有所影响。但事实上，同业往来市场的存在使资金盈余银行和资金短缺银行得到了融通，银行资金配置与周转的效率得到了提高，进而提高了整个商业银行体系的存款货币创造能力。
（二）证券投资业务对存款货币创造的影响
商业银行证券投资对象主要包括各种债券和票据，特别是央行票据、记账式国债、政策银行债券，它们对商业银行货币创造有着不同的影响。商业银行购买央行票据会导致其超额准备减少，货币创造受到抑制。投资政策性银行债券和国债导致商业银行可贷资金减少，存款货币创造的能力下降。虽然发行政策性银行债券和国债所募集的资金最终还是会形成对各级政府的政策性项目贷款，最终转化为个人、企业的存款，因此从全社会的整体看，商业银行货币创造能力未必减弱。总体而言，相对于贷款业务，商业银行进行有价证券投资，削弱了存款派生机制，货币乘数会有一定程度的减小。
（三）商业银行资产负债期限结构不匹配对货币创造的影响
商业银行经营的一个重要特征是资产负债期限结构不匹配。期限结构不匹配的突出表现是“短存长贷”，针对这一特征，商业银行建立久期缺口模型对存、贷款之间的期限错配进行不断地测度和管理，以确保商业银行到期贷款带来的资金供给能够满足储户支取存款等流动性的需求。存、贷款之间的久期缺口越大，商业银行面临的流动性风险和利率价格风险就越大。“久期失衡”困境是指商业银行面临负债久期缩短、资产久期变长的境况，负债久期缩短表明银行稳定资金来源减少。存款的稳定性越高，制约银行贷款业务的因素（如流动性约束、期限错配约束、管理成本约束等）就越小，商业银行的存款货币创造能力就越强。在“久期失衡”的情况下，商业银行一方面需要寻找替代存款的负债方式，另一方面需要增加同业资产和证券类资产的配置，降低贷款比重。
四、我国商业银行资产负债结构与货币乘数分析
（一）商业银行资产负债结构分析
从表1可看出，我国商业银行资产负债结构在2006年至2011年期间呈现出以下几个特征：
1.“金融脱媒”导致银行存款占所有负债比例出现一定趋势性下降。居民财富多元化和储蓄率下降减少了银行的存款资金来源。从“金融脱媒”来看，存款占比下降主要在于私营部门应对通胀走高的资产再配置行为。近年来我国“金融脱媒”的现象也已经开始显现：一方面，居民存款活期化趋势很明显；另一方面，居民单一以储蓄存款为意愿的资产配置行为出现了改变，这与金融创新、股票、基金及理财产品市场的发展相一致。从长期来看，随着金融市场发展和居民收入水平提高，在可选投资范围增加时居民对于低收益的存款配置会下降，商业银行货币创造能力因而受到抑制。
2.我国银行业纠正久期失衡困境导致贷款占比下降，同业资产和证券类资产配置增加。我国银行业的久期失衡问题主要体现在：一方面，由前文所述“金融脱媒”导致以居民储蓄存款为主的稳定中长期负债正经历系统性下降；另一方面，2008年后4万亿财政刺激的配套资金使得银行业中长期资产出现了“信贷固化”（如图1所示）。稳定存款占比目前仅在45%左右，而中长期贷款余额占比已大幅上升至60%。从利率市场化趋势来看，商业银行与其他金融部门、非金融企业等部门等在存量资金获取方面存在竞争性，因此当居民储蓄存款下降，银行间市场的流动性紧张时，商业银行被迫降低中长期贷款比重，并将其资金配置在流动性较好的部分短期资产（如同业资产和债券类资产）上，因此削弱了银行的货币创造能力。
3.持有其他金融性公司的净资产占比提高；央行调控使得商业银行被动持有的准备金占比一直处于高位，大多在15%以上；海外资产占比回落，从2006年的4.3%回落到目前1.5%左右。
总体来讲，金融、经济环境的变化，居民财富多元化、银行业资产配置多元化、商业银行纠正中长期贷款占比过高的“久期失衡”是形成上述商业银行资产负债结构特征的主要原因。而且基于上述分析，我国金融环境的制度性变革导致居民对其持有的现金、银行存款、股票基金等货币资产组合进行调整，居民的资产组合调整必将影响到商业银行的负债结构，因而整个银行体系将不得不调整其资产结构，从而影响到货币乘数。
（二）货币乘数分析
图2反映了我国2001—2012年货币乘数的基本变动趋势。图中显示，狭义货币乘数m1的波动幅度比广义货币乘数m2平稳，从波动幅度来看，尽管趋势不明显，但仍可以发现m1从2007年1月至2008年末是下降的，随着2008年末货币政策的调整，m1开始逐步回升，一直持续到2010年，在央行货币紧缩政策的影响下m1才又开始下降。广义货币乘数m2的变动趋势比较明显。总体来看，m2自2007年至今基本处于下降的趋势。在2008年末，由于货币政策转向，m2开始进入上升通道，2009年中期又开始下跌。m2的变动趋势和m1呈现出一定程度上的一致性，但是波动幅度远大于m1。
图3给出了M2与基础货币增长率以及货币乘数的变动趋势。货币供应量的基本决定方程为M=m*B，所以M的走势取决于基础货币B以及货币乘数m的变动情况。从图3可看出，M2增长率与基础货币增长率的变动趋势在2007年以后呈现出明显的非同步性特征。在2006年下半年至2007年期间，基础货币投放大幅增加，基础货币余额增长率基本都在30%以上，而M2在这一阶段的增长率基本维持在16%～18%之间，这说明我国量化宽松的货币政策并没有带来广义货币供给量的同步增长。另外，广义货币乘数在此期间呈非常显著的下滑趋势，很大程度上抵消了基础货币的扩张效果。这一阶段实际上是我国股票市场自成立以来的空前繁荣时期，股票和基金产品市场的发展导致居民以储蓄存款为主要意愿的资产配置行为出现了改变，存款回流减弱，大量资金从银行流向股票等金融市场，货币乘数出现系统性下降。2010年的货币供给情况与2007年类似：基础货币余额增长率大幅反弹、货币乘数及M2增长率反而呈下降趋势。上述分析表明：由于货币乘数系统性下降，我国央行基础货币粗放式的扩张并没有带来广义货币的供给相应增加，我国数量型的货币政策工具并没有达到很好的政策效果。
五、我国商业银行资产负债选择与货币乘数的实证分析
（一）样本数据来源
本文选取2001年1月—2012年12月广义货币乘数m2、商业银行资产负债结构、法定准备金率以及流通中现金比例的月度数据作为研究样本。货币供应量M2、基础货币、商业银行资产负债数据与流通中现金数据来源于中国人民银行网站（http：///），货币乘数由货币供给量M2和基础货币相除得到，商业银行资产负债结构通过每一项资产和负债除以资产总额或负债总额得到。法定准备金率来源于Wind数据库。
（二）研究方法
本文实证分析的思路是选取影响11项货币乘数的因素指标，主要包括商业银行负债结构（每一类负债占负债总额的指标）、商业银行资产结构（每一类资产占资产总额的指标）和传统货币乘数影响因素指标。其中，商业银行负债结构指标包括存款占比、储蓄存款占比、金融债券占比；商业银行资产结构指标包括贷款占比、短期贷款占比、中长期贷款占比、证券投资占比、信托和其他贷款占比以及国际金融资产占比；流通中现金、法定准备金率是传统货币乘数的两个重要变量。因为选取的变量较多，而且商业银行资产负债业务之间存在相互影响的关系，因此各个变量之间可能会存在多重共线性的问题。处理多重共线性问题主要有两种方法：一是通过剔除相关变量，降低解释变量之间的相关程度，但这种方法的缺陷是在剔除变量的过程中会失去部分有用的信息；二是解决的办法是利用因子分析，寻找出公共因子，然后用公共因子作为新的解释变量替代原先的解释变量，从而实现降维。本文选择因子分析的方法，找出公共因子后再对公共因子与货币乘数做协整检验分析。
表2给出了KMO和Bartlett球形检验结果，其中KMO系数为0.743，这个数据越接近1，说明数据越适合做因子分析。一般情况下，这个系数大于0.5说明可以进行因子分析。Bartlett球形检验的统计量是3806.133，自由度为55，对应的P值在0.05显著性水平下显著。所以本文数据适合使用因子分析。
1.主成分分析。
根据表3货币乘数的主成分分析表格，选择大于1的特征值。在此表中所有的特征值都是按降序排列，前3个特征根的值为7.623、1.538、1.188，有3个因子的特征值大于1，所以最后找出3个公共因子。从方差贡献来看，前3个因子能够解释94.086%的变动，解释效果良好。
2.因子分析。
如表4所示，货币乘数因子载荷矩阵反映出初始指标在各个公共因子上的体现程度，载荷的绝对值越大，说明初始指标在相对应的公共因子上能够得到更加充分的体现。同样，如果某一指标组合在公共因子上载荷绝对值之和越大，则表示该指标组合能够更好地反映在对应公共因子上。从表4可看出，存款及贷款等传统类业务指标在公因子F1上的载荷值最大；证券投资等非传统类业务指标在公因子F2上的载荷值最大；法定准备金率及流通中现金比率在F3上有最高载荷。
通过前面的分析找出3个公共因子，为了将公共因子表示为初始指标的函数，还需计算因子得分系数。结果如表5所示，根据因子得分系数，可以将公共因子表示为初始指标的线性函数。
3.货币乘数与公共因子的协整分析。在得到公共因子与初始指标的线性函数的基础上，还需检验公共因子之间是否存在长期稳定关系。首先对样本数据进行单位根检验，发现样本时间序列数据为非平稳，其一阶差分序列则不含单位根（由于样本数据包括较多个变量，所以ADF检验结果这里不再列出）。然后对货币乘数与公共因子做回归分析，并对回归分析的残差序列进行单位根检验，其不含单位根，说明残差序列为一阶平稳序列。协整检验结果如表6所示。
从表6货币乘数与公共因子协整检验结果来看，F1与货币乘数正相关，说明在商业银行的资产负债结构方面，存款以及贷款占比越高则商业银行货币创造能力越强。F3与货币乘数负相关说明法定存款准备金率、流通中现金比率等传统的货币乘数因素依然发挥作用。F2与货币乘数存在负相关关系，表明商业银行证券投资等非传统业务已经对货币创造过程产生影响，而且商业银行将越来越多的资产配置于债券以及票据融资削弱了其货币创造能力。
六、结论
本文通过实证分析表明，我国商业银行日趋多元化的业务模式使得传统的货币乘数难以全面、综合地反映货币创造扩张的机制与过程。作为货币创造的主体，商业银行证券投资等非传统的短期资产配置已经显著地影响到了货币乘数，非贷款类短期资产比例的上升对贷款形成替代，在一定程度上抑制货币乘数并削弱了商业银行的货币创造能力。
本文的研究具有重要的现实意义。我国经济金融的主客观环境正在发生一些制度性变革，主要包括利率市场化、直接融资规模扩大、汇率双向波动等。金融环境变化下的资产再配置使得居民提高证券投资规模，对存款的配置会下降；从贷款的供给来看，“期限结构失衡”困境与存贷比考核将导致商业银行削减中长期贷款、提高短期票据融资和银行间债券头寸以更有利流动性管理；从贷款的需求来看，直接融资规模的扩大减少了企业对于银行贷款的需求。另外，随着人民币单边升值周期的结束，汇率波动机制改革将提升私人主体对海外资产的需求，商业银行持有海外净资产的比例亦会从当前低点趋势性上升。这些变化将使得我国货币乘数经历系统性的下降趋势，应进一步考虑的问题是我国长期使用的法定准备金率等数量型货币政策工具可能已并非最优选择，在数量型货币政策效果大打折扣的情况下央行需要更多的采取利率等价格型的货币政策工具。
参考文献：
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关键词：中央银行资产负债 金融危机传导路径 固定汇率 外汇储备
引言
经济学家对金融危机在不同国家之间的传导路径进行了探索研究。传统上，中央银行通常将其持有的外汇资产份额置于外国政府证券类别。近几年，我国央行热衷持有美国机构担保债务，随着美国财政部宣布将房利美和房贷美收归国有，潜在预示着这一行为很可能是金融危机跨国传播的另一个重要的传导路径：这一路径建立在危机发生时中央银行出资救助国内银行的意愿度，以及中央银行是否有能力或有必要遣返外汇资产的基础之上。
近些年来我国采用的是将人民币与一篮子货币盯住的机制。2011年底我国银行的外汇储备额已超过3.2万亿美元，这种高额外汇储备为我国银行业带来了潜在的经营风险（见图1）。事实上，早在2004年我国央行就曾动用450亿美元的外汇储备用来对我国最大的两家国有商业银行中国银行、中国建设银行进行资本重组就证明了这一点。金融危机以及随之而来的中央银行对国内银行的救助可能会引发美国机构担保债券的抛售，这会引起债务市场出现危机。
金融危机的传导路径
金融危机的跨国传导路径大体可以归为三类：贸易渠道、金融渠道和消费者行为渠道。前两个渠道是基于市场力量的作用，而后者建立在心理行为因素上。
贸易渠道可以细分为两种类型：竞争途径和国内需求途径。Dornbusch等（2000）认为，对于货币贬值路径，如果发生货币贬值的国家是一个贸易产品的大生产商，发生货币贬值的国家会将贬值传递到第三方国家，即便第三方国家没有直接与发生贬值的国家进行贸易，也会使第三方国家产生危机。与贸易渠道类似，金融渠道也可以细分为两类子范畴：信用联结路径和投资组合重组路径。当国内银行运行出现故障导致需要对国外贷款进行清算或外国将资产遣返时，信用联结路径得以发生作用。Miller认为，遣返资产的行为可能会带来针对外汇的投机性攻击，这样会对外国经济带来蓄意的深远的破坏。投资组合重组渠道与信用联结路径的密切相关之处，就在于它们都包含了对遣返外汇资产的研究。而消费者行为渠道则认为：一国发生金融恐慌会引发另一国金融恐慌和资产抛售。
除上述之外，本文还提出另外一种金融渠道：当央行已成为外汇资产市场的最重要参与者，并在努力维护货币盯住的情形下实施救援计划时，这一传导机制形成。在这一情况下，风险外汇资产市场的危机可能会引发国内银行业部门危机，并且国内银行业危机可能会传递到外汇资产市场。
模型设定
银行对待风险的态度取决于当危机发生时其是否能得到救助的预期。如果有得到救助的预期，其会比较偏好风险贷款；如果救援发生的可能性很小，则其更倾向于选择风险小的投资组合。这些预期又依赖于危机发生时政策制定者是否能够或者愿意帮助其摆脱困境。本文采用以下模型来量化和评估这种能力和意愿程度：
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）分别为货币市场均衡条件和购买力平价公式。R：货币供给量，D：国内信贷，P：价格水平，e：汇率，i：国内存款利率。除了利率之外，所有的小写字母变量都用对数。星号表示外生变量，上标e表示期望值。α固定不变，γ用来测量利率半弹性。
方程（3）是利率平价条件（包含了风险溢价ρ），当且仅当存款人面临银行风险时，风险溢价χ为正，并且会随着风险的变大而变大。方程（3）还包含期望折旧率ee-e，由于资金流动是瞬时的，货币增长稳态为0且没有名义刚性，所以ee-e=0。将方程（2）和方程（3）代入方程（1），设i*= ee-e = p*=0，得：
ln（R+D）-e=α-γρ(χ) （4）
起初，银行不承担额外风险，货币市场均衡由下式决定：
ln（R+D）-ē=α （5）
现在假定银行承担额外风险χ0。当危机发生，如果储户面临的风险取决于央行是否愿意和有能力出资救助下属银行，此时风险溢价增加为ρ0=ρ(χ0)。从方程（4）可以明显看出，如果风险溢价增加，货币供给必然会减少，或者汇率会上升以使货币市场重新达到均衡。
为了断定决策者是否会出资救助银行，用方程（6）（损失函数）及方程（7）（产出方程）加以详细论证：
L=（y-y）2+C （6）
y=y-δi （7）
【关键词】保险 资产负债 偿付能力
随着我国国民经济的持续、快速发展，保险业也获得了空前的发展机遇，国内金融改革不断深入，保险行业自身也从高速增长进入了一个相对平稳的发展阶段。而在快速的发展壮大下，保险公司经营管理中存在的问题也日趋明显，如保险公司资金使用效率低下、偿付能力不足、利差损严重等，这些问题的根本原因都可以归结为是资产负债管理问题。资产负债管理是现代保险经营管理的核心，是现代金融理论和管理技术的关键。它是一个复杂的系统工程，通过对保险公司所拥有的资产负债的期限结构，风险程度，类型、数量大小来进行控制与选择，从而在两个方面——结构和总量上实现最优化的动态管理，使得企业盈余最大化。
一、资产负债管理面临的挑战
保险公司对资产负债管理的理解不充分。资产负债管理还没有引起保险公司足够的重视，公司对于其概念还存在偏差。例如有的公司认为只要尽力拓宽业务范围，把保费收入做大，一味的看重保费收入就可以实现公司利益最大化，而不关心资产与负债是否匹配，这显然是极其片面的想法，有的公司虽然了解资产负债的理念，但却将其看成一种数学模式，或者技术手段，认为只要交给技术人员算出数据就完成了，这显然也是错误的想法。在资产负债管理中，需要建立包括投资、精算、销售以及财务等各个部门紧密合作的体系结构，并保证各环节的信息沟通顺畅及时。这是一个贯通的体系。然而，我国保险公司目前都主要采用纵向的组织结构形式，资产管理和负债管理彼此分离，各有独立的部门进行控制，没有达到相互交流和融合的关系。
来自外部的挑战。随着保险资金运用市场化改革不断提速，保险机构在资金运方面将具备更大的自主性。与此同时，这也意味着保险机构自身也将更多承担资产负债管理风险的责任。保险公司需要应对来自资本市场大幅波动带来的风险和执行新的会计准则所带来的挑战。众所周知，保险公司的经营易受利率波动的影响，尤其是对于寿险公司，负债期限长。利率的波动会影响到保险公司产品定价的合理性，投资收益能否满足最低保证收益的要求等。而在新的会计准则下，保险公司对资产和负债的计量方式的发生了改变，也增加了报表管理难度。因此，保险公司在进行资产负债管理时，不仅要注重理论的分析，更要根据外部环境的变化做出恰当的反应。
公司实务应用的局限性。资产负债管理的技术与理论一般较为复杂，理论当中还存在很多难点，仍缺乏统一的标准。同时，没有任何一个指标可以反映问题的全貌，每个指标仅能反映资产负债管理的某个方面。从行业的实务情况中也能发现，在常用的利率免疫、现金流匹配、成本收益匹配等方法中对各项指标的计算方法还有不足，例如对久期的计算方法还有待商酌，对收益率的算法不尽相同，没有将资产现金流与负债现金流结合考量，部分算法缺乏理论支持等等。
二、对保险公司的综合性建议
充分考虑公司偿付能力对资产负债管理的约束。我国保险监管部门通过对比保险公司实际偿付能力额度与最低偿付能力额度，来判断一家保险公司的偿付能力是否充足。实际偿付能力与公司认可资产的比例密切相关，因此保险公司可以据此灵活配置资产：在偿付能力充足率高时，可以配置认可比例低的资产，以追求更高的投资收益； 在偿付能力充足率低时，应优配置认可比例高的资产，以尽可能提高公司的实际偿付能力额度，使偿付能力满足监管的要求。
根据业务结构不同合理安排投资品种和期限的原则。保险公司所经营的险种大体包括但不限于两类，一类是出险频率低，每次损失高的，这种资金的流出数量和时间都是不确定的，一类是出险频率高、每次损失金额低的、资金流出稳定的险种，为保证保险公司及时支付赔款，保险公司在资产负债管理过程中应该分别配置投资资产，充分考虑险种类别、业务结构的不同，特别注重对低频率高损失业务所对应的资产的流动性配置，以保证公司资产能满足偿付责任的需要和债务的及时赔付，这样能够有效降低公司的财务风险。
【关键词】资产负债表 分析 研究
分析财务报表可以及早地帮助和提醒利益相关者确认企业的发展趋势和潜在的问题。对财务报表尤其是资产负债表的分析能使使用者真正理解会计报表所揭示的经济内涵，从而有利于报表使用者做出正确决策。
一、资产负债表的分析
资产负债表的分析方法可以概括为三种：数字对比法，数字核对法，指标对比法。在综合运用各种分析方法的基础上，从以下几个方面来具体分析和研究资产负债表。
（一）资产结构分析。资产是企业的经济资源，公司所拥有或控制的经济资源要能最大限度地发挥其功能，要用一个合理的配置。对资产结构的分析有助于企业优化资产结构，改善财务状况，降低风险时期保持适当的流动性。合理的资产结构是企业正常经营并实现良性循环的必要条件。企业资产按其变现速度分为流动资产和非流动资产（固定资产），两者的结构受企业的经营性质、经营状况、生产经营周期、风险偏好以及市场环境影响。目前大多数企业普遍采用一系列统一的资产结构分析的指标对资产的结构进行比较分析，包括一系列表示各类资产占总资产比重。各类资产比率，有现金资产比率、应收账款比率、存货资产比率、流动资产比率、固定资产比率、对外投资比率、无形资产比率，以及表示流动资产与固定资产之间比例关系的流动资产与固定资产比率。资产的变动是由各资产项目的结构比重变动引起的，流动性资产的比重尤其重要。货币资产的流动性是最强的，因此企业要保持一定的货币资产来进行利率和价格投机，满足日常支付和应付各种风险，以不造成资产闲置为目标限量。其余资产的比重也应该以企业的经营业务要求为标准正确确定各资产比率，例如控制长期投资率以免其过高使金融风险加大，拥有一定的固定资产和无形资产以控制经营风险，避免影响企业资信。
（二）对偿债能力的分析。企业偿债能力是企业财务状况和经营能力的重要标志。投资者在选定投资企业的过程中，偿债能力是其最先考虑也是衡量投资回报时间的重要标志之一。投资者应关注的企业偿债能力应从两方面来分析，短期偿债能力和长期偿债能力。
1、短期偿债能力分析。企业偿付短期债务的能力分析是资产负债表的主要作用，其主要考察指标有：营运资金，是指流动资产超过该负债部分，短缺会使企事业难以偿债，过多则会使企业扩大经营获取更多利润的机会；流动比率，是资产与负债的比率，评价企业用流动资产偿还流动负债的能力；速动比率，是资产中扣除存货的部分再除以负债的比值，准确反映企业变现能力；现金流动债务比，较好反映企业实际的短期偿债能力，因为流动资产中大部分并不可能很快转变为可偿债的现金。
2、长期偿债能力分析。长期资产与长期资金比率是一项重要的指标，它不仅反映企业的财务状况及偿债能力，在其值高于1时也会影响企业的短期偿债能力，其公式为：长期资产与长期资金比率=（资产总额 - 流动资产）/（长期负债+所有者权益）。其余像资产负债率、权益比率、负债与所有者权益比率可以反映企业清算时债权人得到的保障，这几项可以综合反映企业的长期偿债能力。
（三）对资产流动性的分析。流动性指资产转换成现金或负债到期清偿所需时间，资产越能快速转换成现金、负债到期日越短，其流动性越强。流动性不仅能反映公司的短期偿债能力，也有助于判断公司的破产风险，资产的流动性分析还能对公司的资产质量和资金运用效率作出评价。资产流动性在资产结构中已有所涉及，不同行业的流动资产比重应注意区分，一般制造业企业固定资产比重要大于商业企业，而高科技企业的无形资产比重也高于其他行业。反映流动性的比率指标主要是流动比率和速动比率，比率越高说明公司用以偿债的流动资金越充裕，债权人向公司放债的安全程度越高。而投资者还要管住其他方面，流动性与盈利性是矛盾的，拥有较高收益率的往往是一些投资期限长、见效慢的项目。公司保持较高的流动性，会使资金运用效率低下，收益率较低。投资者应参考经验数据和行业平均水平作出适度的流动性比率评价。
（四）负债与所有者权益分析。对比分析负债比率、流动负债率、负债经营率可以反映出企业的融资结构比重。企业负债率是负债总额占资产总额的比重，反映企业使用自有资金和吸收、利用外部Y金的情况，企业这一比率大体在70%左右。流动负债率是流动负债总额，比率升高则偿债风险加大，企业盈利能力降低，企业结构稳定性会降低。负债经营率是长期负债总额占所有者权益总额的比率，在25%-30%间比较合理，升高说明企业资金来源增大，长期偿债成本高，但是过高会降低企业独立性。所有者权益即公司的净资产，可以从总量与结构两个角度对所有者权益进行判断，判断公司的保值和增值能力。分析所有者权益项目，可使投资者了解公司拥有的自有资金，也能够评价公司的经营业绩，保证公司良好的获利能力和投资安全性。
二、资产负债表的局限性
资产负债表能够为投资者决策提供必不可少的信息，但是它本身存在一定的局限性。只能进行静态数据的分析是资产负债表的最大缺陷，不能反映财务状况变动的过程，应与现金流量表结合分析。而且，资产和负债的确认和计量都涉及到人为估计，准确性不能保证，资产项目的计量，受到不同计价方法和会计原则的制约。历史成本计价使公司计提的减值准备不能在报表中体现，会计核算方法的多样性也对报表的可比性产生影响，应注意会计核算方法的选用和调整，从而在可比的基础上做出最优决策。在资产负债表的审核分析中切忌就数论数，应在分析前与分析中了解企业经营状况和主客观环境的变化，并且注意表中数字形成的原因，结合企业的性质以及不同的分析时间采用不同的分析方法，提高工作效率。
三、结语
对企业财务报表的分析是一个动态的系统工程，对资产负债表的分析了解掌握企业的资产总额及结构、负债总额及结构，评价企业的经营业绩，判断企业的经营趋势，为经营者选择经营方向、经营结构及筹资方式提供有用依据。为了使资产负债表分析更为有效，应采用一定的分析技巧和分析方法，将本期报表项目与前几期项目相比较，把多个时点的财务状况综合分析，结合利润表与现金流量表更全面动态地分析企业的资产负债表。
参考文献：
[关键词]资产结构 资本结构 负债结构
一、引言
企业的投融资研究一直以来是经济管理的重要课题。资本结构理论是现代公司财务理论最核心的内容，是现代公司金融理论的基础。资产结构与资产收益率、企业价值的关系是十分密切。
一个合适的资产结构对企业而言是相当重要的，固定资产具有良好的盈利性，但是缺乏流动性；流动资产反之。资产结构管理的重点在于确定一个既能维持企业正常开展经营活动，又能在减少或者不增加企业经营风险的前提下，给企业带来更多利润的流动资金水平。
本文选取沪深300指数的样本公司2010年的财务数据检验我国资本结构、负债结构对资产结构的影响，以此发现我国企业存在的问题。
二、研究假设，设计与分析
（1）提出假设
假设1：在企业的资本结构中，资产负债率越高，企业的非流动资产比例越低。
假设2：在企业的负债结构中，非流动负债比越高，企业的非流动资产比例越高。
（2）变量的设计
以非流动资产占总资产的比重表示资产结构，用Lassetr表示。资本结构则使用资产负债率，用Debtr来表示。以非流动负债占总债务比来表示企业的债务结构，用Loanr表示。由于企业的生产活动存在规模经济效益，在这里取企业资产的对数引入模型中，用ln Asset表示企业规模。企业的绩效也会对被解释变量产生内生性的影响，用经营营业利润来表示企业的绩效，用Profit来表示。
四、实证结果分析
从回归结果来看，资产负债率、营业利润率对资产结构的呈显著的负相关，且通过了置信度为1%的检验；非流动负债比、企业规模对资产结构呈显著正相关，非流动负债比通过了1%的置信度检验，企业规模的显著性稍差，只在10%的置信度水平下通过检验，各回归系数均具有良好的经济意义。
模型的表达式可以写成：
Lassetr=21.235-0.379Debtr+0.692Loanr-21.385Profit+2.069lnAsset+ε
资产负债率的系数为负数，也就是说负债的增加使企业受到负债融资的约束，因为债务资本到期是要偿还的，所以企业对于债券资本的运用较少考虑投入到非流动资产中，可能因此而产生投资不足的问题，这一点和假设1相一致；非流动负债比的系数为0.692，显著为正，表明负债结构对资产结构具有显著影响，而且负债结构中，长期负债的增加是有利于企业进行非流动资产的投资，这一数据也符合资本期限性质和资产期限性质。企业规模的系数为正说明了规模大的企业较规模小的企业更容易形成非流动资产投资。
营业利润率的系数显著为负值，说明在样本中，企业的营业利润率与企业的长期资产的形成负相关。分析样本公司背景发现，有133家制造业上市公司，占样本总数50.37%，我国制造业上市公司中主要从事粗放经营的简单加工制造和贸易加工制造模式，工艺水平不高，产品附加值低，所以利润率较低，故得到负系数.
五、研究结论与研究展望
本文通过实证发现：债权资本的增加并不能增加我国上市公司的非流动资产比，非流动资产的投资很大的程度上是依赖于股权融资；长期债务较短期债务更适合于非流动资产的投资。
结论启示：加快完善我国资本市场，建立现代公司制度，使得更多的企业能进行股权融资；降低企业长期债务筹资的门槛，会有利于企业进行收益性更强的非流动资产投资；所以应该尽快完善市场经济中相关的法律法规，规范企业的并购重组，让企业快速做强做大。
本文的局限在于没有能考虑被解释变量对解释变量的反作用影响，上述的不足需要进一步研究.
参考文献：
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【关键词】会计信息 相关性 资产负债表债务法 递延所得税
一、与资产负债表债务法相关的上市公司会计信息相关性的理论分析
（一）资产负债表债务法
资产负债表债务法是一种要求企业从资产负债表出发，通过比较资产负债表上列示的资产、负债的账面价值与计税基础，将两者之间的差异分为应纳税暂时性差异和可抵扣暂时性差异，确认相应的递延所得税资产和递延所得税负债，并在此基础上进一步确认利润表上“所得税费用”的所得税核算方法。资产负债表债务法是以所有者理论和资产负债观为理论基础，认为所得税是企业为获得最终净利润而发生的支出，是一项费用。该方法以“资产负债表”为中心，确认的递延所得税资产（负债）是资产（负债）引起的纳税后果，与资产和负债有一一对应关系，更符合资产和负债的定义。同时强调全面收益，认为资产价值增加或负债价值减少时就产生收益。使用资产负债表债务法核算所得税，首先应计算递延所得税，然后计算当期应交所得税，最后倒挤出利润上的列报的“所得税费用”。
（二）会计信息相关性
衡量会计信息相关性标准：一是该信息与信息使用者的决策相关，二是该信息能够提高信息使用者的决策水平。具体到资产负债表债务法所提供的会计信息相关性，就是指使用该方法核算出的所得税信息以及披露在相关报表附注中所得税信息，资本市场是否会对其产生反应，继而影响投资者的决策。
（三）资产负债表债务法对会计信息相关性影响的理论分析总结
（1）递延所得税资产（负债）符合资产（负债）的定义，与企业价值之间存在相关关系。递延所得税资产（负债）通常是在企业资产负债表日或企业合并等特殊交易或事项发生时确认，反映企业已发生的交易或事项的所得税影响。其表示企业未来税款的缴纳情况，将影响企业未来现金流情况，从而导致企业价值的变化。
（2）递延所得税可以提供关于企业未来现金流量的信息。资产负债表债务法核算的递延所得税，不仅表示某一时点的累计差异影响额，而且采用暂时性差异转回时的预计税率计算，从而帮助会计信息使用者直接从资产负债表中获得企业未来现金流的信息。这些现金流的信息不仅是有关所得税部分的现金流，同时包括导致递延所得税产生的资产或负债相关的现金流。在一定程度上，这些现金流信息可以帮助投资者了解企业的资产、负债的状况，有助于投资者对企业的未来价值做出预测，具有会计信息相关性。
（3）递延所得税可以全面反映暂时性差异，满足复杂经济环境下投资者的信息需求。在当前我国的市场经济环境下，非时间性的暂时性差异的数额非常大，由此可能会给企业带来调控利润的机会。而使用资产负债表债务法，能够将这些非时间性差异的暂时性差异反映在递延所得税中，全面正确核算递延税费，减少企业调控利润的空间。
二、资产负债表债务法对会计信息相关性影响的实证研究
（一）模型选取与假设提出
本文选择Feltham和Ohlso的剩余收益模型进行分析。该模型可简化表示为，Pit+1=β0+β1*NAPSit+β2*EPSit+ε。注：β系数的大小表示自变量对股价的解释程度；β系数的正负表示自变量对股价的影响方向；ε系数表示测量误差和其他未明确表示的自变量对股价的影响；该模型计算出的拟合优度R Square表示模型中的所有自变量对股价的联合解释程度。根据上文的理论分析，本文提出两个假设：
假设一：递延所得税净负债和当期递延所得税与股票价格之间有负相关关系。
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
假设二：递延所得税资产的期末余额与股票价格有正相关关系，递延所得税负债的期末余额与股票价格有负相关关系；当期递延所得税资产的增加与股票价格有正相关关系，当期递延所得税负债的增加与股票价格有负相关关系。
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
本文选取全部A股公司为样本，并剔除以下数据：金融类的上市公司；因暂停上市或者退市等原因缺少股票价格以及缺少财务数据的上市公司；剔除连续两年或两年以上亏损以及财务异常的公司。最终选定样本2108家，利用其2013年数据进行分析，数据来源于国泰安数据库，所用的统计软件为IBM SPSS Statistics19。
（二）回归分析总结
第一，以上多个分析结果，都与假设一致，即递延所得税净负债、递延所得税与股票价格负相关，递延所得税资产与股票价格正相关，递延所得税负债与股票价格负相关。第二，业绩好的上市公司较业绩差的上市公司，递延所得税相关的会计信息与股票价格之间的相关性关系更显著。第三，所有基于全部A股的分析结果都显示企业净利润对股价的影响要远高于净资产。这与资产负债表债务法强调“资产负债表”的作用有较大偏差。即我国上市公司在实行资产负债表债务法后，虽然提高了其会计信息与投资者决策的相关性，但投资者还未改变其以“利润表”为核心的决策习惯。
参考文献：
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