投資性房地產(chǎn)公允價值計量對股價影響的實證研究

張 蓮

(淮北職業(yè)技術學院 財經(jīng)系，安徽 淮北 235000)

投資性房地產(chǎn)公允價值計量對股價影響的實證研究

張 蓮

(淮北職業(yè)技術學院 財經(jīng)系，安徽 淮北 235000)

以我國滬深兩市2007—2015年期間采用公允價值模式來計量投資性房地產(chǎn)的上市公司為研究對象，利用Stata12.0軟件對搜集到的樣本數(shù)據(jù)進行描述統(tǒng)計、回歸檢驗等，實證檢驗投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的價值相關性問題。結果表明，公允價值計量的投資性房地產(chǎn)以及公允價值變動損益具有顯著的增量價值相關性；與金融危機前相比，金融危機后公允價值計量的投資性房地產(chǎn)以及公允價值變動損益的價值相關性更強；與其他行業(yè)相比，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類行業(yè)公允價值計量的投資性房地產(chǎn)以及公允價值變動損益的價值相關性更強。

投資性房地產(chǎn)；公允價值；股價；實證研究

隨著我國資本市場的快速發(fā)展，公司披露的會計信息的相關性對于投資者等利益相關者來說也顯得舉足輕重，逐漸受到會計信息使用者更多的重視。為了與國際會計準則趨同，我國財政部于2006年頒布的《企業(yè)會計準則》正式引入公允價值計量模式以及投資性房地產(chǎn)項目，其中《企業(yè)會計準則第3號—投資性房地產(chǎn)》(CAS3)規(guī)定公司應當采用歷史成本對投資性房地產(chǎn)進行計量，如果滿足特定的條件也可以對其采用公允價值計量模式，但是公司采用計量模式時只能二者選其一。2008年國際金融危機爆發(fā)，公允價值計量開始受到理論界以及實務界越來越多的關注。財政部于2014年初，在發(fā)布的《企業(yè)會計準則第39號—公允價值計量》(CAS39)重新修訂了以前的公允價值相關準則。這些準則的實施為公允價值計量在實務中的推廣應用提供了規(guī)范、標準，同時也說明公允價值計量在我國經(jīng)濟市場中的重要性逐漸顯露出來。隨著我國房價變化頻繁，投資性房地產(chǎn)采用歷史成本計量，會使建筑物、土地使用權等的市場價值與賬面價值嚴重不符。理論上建筑物、土地使用權等投資性房地產(chǎn)采用公允價值計量可以更好地反映其市場價值，在某種程度上能夠提高會計信息的相關性，幫助投資者等會計信息使用者更好地做出決策，上市公司選擇會計計量模式時更應該青睞于公允價值。但截至2015年只有63家，占比不到5%。為什么上市公司在實踐中不傾向于運用公允價值來計量其投資性房地產(chǎn)項目？投資性房地產(chǎn)項目采用公允價值計量會對公司相關的會計信息質量造成什么后果、是否能夠提升會計信息的相關性？這些問題都是需要理論界以及實務界研究、解決的。

王崧[1]通過對我國目前的市場環(huán)境和相關政策的分析，指出了公允價值模式的弊端，認為公允價值會加劇企業(yè)利潤的波動，使企業(yè)形象受損，影響企業(yè)的平穩(wěn)發(fā)展，企業(yè)不應盲目選擇公允價值，應保持觀望。徐曦[2]則認為公允價值符合決策有關的需要，能反應投資性房地產(chǎn)的市場價值。隨著市場的不斷完善，應選擇公允價值計量模式。郭宇清[3]通過對上市房地產(chǎn)企業(yè)金融街的財務數(shù)據(jù)進行深入分析，從財務數(shù)據(jù)角度深入分析上市房企會計計量模式選擇的財務原因。吳飛飛[4]采用規(guī)范分析和案例分析相結合的方法，具體分析兩種模式的轉換對企業(yè)各方面的影響及程度，指出公允價值計量模式的選擇可能會增加企業(yè)的稅務負擔，但李彥東[5]則認為公允價值模式的選擇不會造成企業(yè)實質性的稅賦增加。曹曉雪等[6]選擇我國滬深兩市2007—2009年投資性房地產(chǎn)采用公允價值模式計量的上市公司為樣本，考察公司對投資性房地產(chǎn)采用公允價值模式計量后對公司產(chǎn)生的經(jīng)濟后果。通過研究發(fā)現(xiàn)，在實踐中只有少數(shù)公司選取了公允價值模式來核算投資性房地產(chǎn)。我國會計準則的嚴格限制、利潤平滑的要求、稅收等造成公允價值計量沒有在投資性房地產(chǎn)項目中廣泛運用的原因；公司采用公允價值模式計量不會對其績效產(chǎn)生重大影響。

通過對國內(nèi)相關文獻的梳理，可以看出，我國在投資性房地產(chǎn)公允價值方面進行的研究主要集中在選擇公允價值計量模式的影響因素以及產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，研究結論也不統(tǒng)一，并且研究投資性房地產(chǎn)價值相關性的不多。因此，本文選取我國滬深兩市2007—2015年采用公允價值對投資性房地產(chǎn)計量的上市公司為樣本，實證檢驗我國投資性房地產(chǎn)公允價值計量的價值相關性問題，以期為公允價值計量的推廣應用提供一定的參考。

1 理論分析與研究假設

我國2007年正式引入公允價值模式對投資性房地產(chǎn)項目進行計量。我國引入公允價值計量的時間比較晚，相關的法律法規(guī)不是很健全，市場監(jiān)督力度不夠。2008年金融危機爆發(fā)，對我國企業(yè)的財務狀況以及市場需求造成嚴重的影響。此后，我國相關監(jiān)管部門逐漸加大對公允價值模式在應用中的監(jiān)督，另外，近幾年我國資本市場也逐步完善，公允價值的應用越來越規(guī)范?；谝陨戏治觯疚奶岢觯?/p>

假設1a：與金融危機前相比，金融危機后的投資性房地產(chǎn)的公允價值的價值相關性更強；

假設2a：與金融危機前相比，金融危機后投資性房地產(chǎn)的公允價值變動損益的價值相關性更強。

Barth等[7]研究了不同行業(yè)之間公允價值披露的資產(chǎn)信息的差異。發(fā)現(xiàn)與非金融行業(yè)相比，金融行業(yè)、采礦行業(yè)的公司采用公允價值計量的資產(chǎn)信息對股票價值具有很強的解釋力。張鳳元、符建華等[8]將上市公司所屬行業(yè)分為房地產(chǎn)金融保險、信息技術、制造、綜合四大類，對不同行業(yè)公司選取公允價值模式揭示的會計信息的相關性進行研究。結果表明，行業(yè)不同，公允價值模式揭示的會計信息的相關性也會存在明顯的差異。在對目前公允價值模式在投資性房地產(chǎn)項目中的運用情況進行全面剖析后發(fā)現(xiàn)，與其他行業(yè)相比，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)4類行業(yè)的各年度的公允價值變動損益對其凈利潤的貢獻以及投資性房地產(chǎn)占其總資產(chǎn)的比例(89.76%、13.55%、6.83%、15.51%)相對比較大，四類行業(yè)采用公允價值計量的公司數(shù)量也比其他行業(yè)多，合計占比69.8%。由于各個具體行業(yè)采用公允價值對投資性房地產(chǎn)進行計量的公司不多，所以本文在進一步研究不同行業(yè)對投資性房地產(chǎn)公允價值計量的價值相關性的影響時，將證監(jiān)會具體行業(yè)(2012版)分為兩組，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類行業(yè)為A組，其他行業(yè)為B組?；谏鲜龇治?，本文進一步提出：

假設1b：與B組行業(yè)相比，A組行業(yè)的投資性房地產(chǎn)的公允價值的價值相關性更強；

假設2b：與B組行業(yè)相比，A組行業(yè)的投資性房地產(chǎn)的公允價值變動損益的價值相關性更強。

2 實證檢驗

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

自我國引入公允價值模式以來，我國滬深兩市只有63家上市公司選取公允價值模式來核算投資性房地產(chǎn)項目。在研究樣本觀測值的選擇上，本文對投資性房地產(chǎn)公允價值的價值相關性進行分析時，以2007年1月1日—2015年12月31日期間采用公允價值模式計量公司的面板數(shù)據(jù)為研究樣本觀測值，共搜集到331個樣本觀測值，刪除*ST和缺失數(shù)據(jù)后剩余309個。

本文首先從巨潮資訊網(wǎng)披露的各公司年報報表附注中手工搜集、整理采用公允價值對投資性房地產(chǎn)計量的上市公司，然后根據(jù)巨潮資訊網(wǎng)披露的年報數(shù)據(jù)并結合CSMAR數(shù)據(jù)庫手工搜集、計算投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益及其占凈利潤的比重、采用公允價值對以前年度留存收益以及凈利潤的累計影響；利用CSMAR數(shù)據(jù)庫搜集滬深兩市上市公司數(shù)以及擁有投資性房地產(chǎn)的公司數(shù)；所屬行業(yè)以及投資性房地產(chǎn)比重根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫相應的手工搜集、計算而來；股價等其他相關數(shù)據(jù)從CSMAR數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫搜集而來。

2.2 模型構建

假設1a、1b研究的是采用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)計量后，其公允價值是否能夠顯著增強對股票價格的解釋力。本文借鑒Ohlson[9]的價格模型，并參考朱松[10]、姜思加[11]等的研究，模型構建如下，模型(1)中相關變量的具體含義如表1所示。

Pi,t=α0+α1FVi,t+α2DFi,t+αεEPSi,t+α4LEVi,t+α5Roei,t+ε

(1)

表1 模型1中相關變量的具體含義

假設2a、2b研究的是投資性房地產(chǎn)的公允價值變動損益是否具有顯著的增量價值相關性，考察的是股票收益率與投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益之間的關系。本文借鑒Ohlson的收益模型，模型構建如下，模型(2)中相關變量的具體含義如表2所示。

RETi,t=α0+α1EVi,t/Pi,t-1+α2DPi,t/Pi,t-1+α3ΔEPSi,t/Pi,t-1+α4LEVi,t+α5Zai,t+α6Roei,t+ε

(2)

表2 模型2中相關變量的具體含義

假設1a、2a要驗證的是金融危機前后投資性房地產(chǎn)的公允價值及其公允價值變動損益的價值相關性的差異。本文將樣本觀測值按時間分為2007—2008年(金融危機前)和2009—2015年(金融危機后)兩組數(shù)據(jù)，將兩組樣本觀測值分別利用模型1和模型2進行回歸分析，如果金融危機后樣本組在模型1中的系數(shù)1、模型2的系數(shù)2，顯著大于金融危機前樣本組的相應系數(shù)，則表明假設1a、2a成立。

假設1b、2b要驗證的是與其他行業(yè)相比，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類行業(yè)的投資性房地產(chǎn)的公允價值及其公允價值變動損益的價值相關性更顯著。因為樣本公司數(shù)量比較少，所以本文將采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類行業(yè)分為A組，其他行業(yè)分為B組，然后分別利用模型(1)和模型(2)進行回歸分析，如果A組的模型(1)中的系數(shù)1、模型(2)的系數(shù)2顯著，且大于B組，則表明假設1b、2b成立。

2.3 描述性統(tǒng)計分析

本文在進行相關實證檢驗之前，先對搜集的2007—2015年的樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，從而對各變量有比較直觀的了解。統(tǒng)計結果如表3所示：

表3 各相關變量的描述性統(tǒng)計分析

由表3可知股價(Pi，t)的標準差比較大，為7.548 6，最小值為0.520 0元/股，最大值為59.720 0元/股，說明不同樣本公司之間的股價存在很大差異，股價高低分布比較散；每股投資性房地產(chǎn)(FVi，t)的最小值為0.000 0，最大值為34.642 8，扣除投資性房地產(chǎn)后的每股凈資產(chǎn)(DFi，t)最小值為-18.942 0，最大值為14.748 6，由此可以看出，各公司持有的投資性房地產(chǎn)以及凈資產(chǎn)相差比較明顯；每股收益(EPSi，t)最小值、最大值分別為-2.342 1、17.651 8，凈資產(chǎn)收益率(Roei，t)的最小值為-0.187 1，最大值為0.811 6，股票收益率(RETi，t)的最小值為-0.863 0，最大值為3.084 5可見各公司在經(jīng)營狀況差別比較大，有的公司盈利比較強，而有一些公司出現(xiàn)了虧損；資產(chǎn)負債率(LEVi，t)的最小值為0.046 5，最大值為1.515 5，表明樣本公司的償債能力區(qū)別很大；資產(chǎn)周轉率(Zai，t)的最小值、最大值分別為0.001 5、3.163 7，說明樣本公司的營運能力差異比較明顯。

2.4 回歸結果分析

假設1a分析的是宏觀經(jīng)濟環(huán)境金融危機后投資性房地產(chǎn)公允價值的相關性的差異，通過模型(1)得到的回歸結果見表4。

從表4可知，宏觀經(jīng)濟環(huán)境對投資性房地產(chǎn)公允價值的相關性會產(chǎn)生重大影響。利用金融危機前、后樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計的F值分別為1.18、12.71，相應的P值分別為0.350 8、0.000 0，說明金融危機后的樣本數(shù)據(jù)的模型擬合優(yōu)度比金融危機前的好。

表4假設1a的回歸檢驗結果(被解釋變量Pi，t)

FVi,t0.566510.300.808254.83***DFi,t1.279960.931.041117.13***EPSi,t1.264940.12-0.68289-1.05LEVi,t-7.40782-0.80-4.25150-2.15**Zai,t1.357500.342.457492.24**Roei,t53.267781.3418.898791.69*常量6.917960.937.939164.54***F1.1812.71Prob>F0.35080.0000R-squared0.22750.2196

金融危機后的公允價值計量的每股投資性房地產(chǎn)(FVi，t)的t檢驗值為4.83，相應的系數(shù)為0.808 25，在1%的水平下顯著，而2008年之前FVi，t的t檢驗值為0.30，系數(shù)不顯著，說明金融危機后的投資性房地產(chǎn)公允價值的相關性更強，因此假設1a成立。另外，金融危機后的扣除投資性房地產(chǎn)后的每股凈資產(chǎn)(DFi，t)的t檢驗值為7.13，系數(shù)為1.041 11，在1%的水平下顯著，而2008年之前DFi，t的系數(shù)不顯著，表明金融危機后凈資產(chǎn)對股價的解釋力更強。金融危機后，DFi，t的系數(shù)顯著大于FVi，t的系數(shù)，表明相對于公允價值信息，投資者在做決策時更關注凈資產(chǎn)的變動情況。與金融危機之前相比，金融危機后公司的償債能力、營運能力、盈利能力對股價的解釋力更強。

假設2a要研究的是宏觀經(jīng)濟環(huán)境金融危機前后投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益的相關性的差異，通過模型(2)得到的回歸結果見表5。

從表5的統(tǒng)計結果中可以看出，宏觀經(jīng)濟環(huán)境也會對投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益的相關性產(chǎn)生重大影響。金融危機前樣本數(shù)據(jù)的模型F值為1.18，P值為0.386 7，金融危機后樣本數(shù)據(jù)的模型的F值為2.67，P值為0.015 7，模型在5%的水平下顯著，金融危機后模型擬合優(yōu)度比金融危機前的好。另外，金融危機后每股收益之差(△EPSi，t)的系數(shù)為1.645 04，在1%的水平下顯著，但是金融危機前△EPSi，t的系數(shù)為-0.125 12，且不顯著，說明金融危機后△EPSi，t對股票收益率的價值相關性更明顯。且金融危機后的△EPSi，t系數(shù)顯著大于的DPi，t系數(shù)，說明金融危機后，投資者做決策時更關心已實現(xiàn)的收益。與金融危機前相比，金融危機后營運能力、盈利能力對股票收益率的解釋力也更強。

表5假設2a的回歸檢驗結果(被解釋變量為RETi，t)

EVi,t4.218691.570.534641.37DPi,t-2.57208-0.381.432952.30**△EPSi,t-0.12512-0.091.645042.95***LEVi,t-0.07579-0.470.026910.15Zai,t0.055530.870.180031.71*Roei,t-0.50429-0.71-3.69911-3.39***常量-0.69080-8.470.221891.59F1.182.67Prob>F0.38670.0157R-squared0.41550.0614

假設1b所要研究的是行業(yè)的差異對投資性房地產(chǎn)公允價值相關性的影響。通過模型1得到的統(tǒng)計結果見表6。

表6假設1b的回歸檢驗結果(被解釋變量Pi，t)

FVi,t6.359353.45***0.675704.59***DFi,t1.390612.90***0.776265.71***EPSi,t6.150832.07**-0.60502-0.99LEVi,t-15.02743-3.27***-1.45978-0.77Zai,t3.491841.93*0.669360.59Roei,t35.371571.4912.084491.16常量7.933131.97*7.663914.88***F12.457.20Prob>F0.00000.0000R-squared0.51270.1618

注：A組為采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，B組為金融等其他行業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，表7與此相同。

從表6可知A組樣本公允價值計量的每股投資性房地產(chǎn)(FVi，t)的系數(shù)為6.359 35，大于B組樣本FVi，t的系數(shù)(0.675 70)，并且顯著，說明與B組樣本相比，A組樣本投資性房地產(chǎn)公允價值對股票價格有更顯著的解釋力。所以，假設1b通過了檢驗。另外，A組樣本扣除投資性房地產(chǎn)后的每股凈資產(chǎn)(DFi，t)的t檢驗值為2.90，系數(shù)為1.390 61，在1%的水平下顯著，并大于B組DFi，t的系數(shù)(0.776 26)，表明A組樣本的凈資產(chǎn)對股票價值具有更強的價值相關性。

假設2b所要研究的是行業(yè)的差異對投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益的價值相關性的影響。通過模型2得到的統(tǒng)計結果見表7。

從表7的統(tǒng)計結果中可以清楚看出，A組樣本統(tǒng)計結果中，每股投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益(DPi，t)的t檢驗值為1.76，系數(shù)為1.435 82，在10%的水平下顯著，而B組樣本統(tǒng)計結果中，DPi，t的t檢驗值為-0.00，系數(shù)為-0.051 06，不顯著，說明與B組樣本相比，A組樣本投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益對股票收益率有更強的解釋力，基于此，假設2b成立。另外，在A、B組樣本中，每股收益之差(△EPSi，t)的系數(shù)均明顯大于每股投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益(DPi，t)的系數(shù)，說明對于投資者，在做決策時更關注的是公司已經(jīng)實現(xiàn)的收益。

表7假設2b的回歸檢驗結果(被解釋變量為RETi，t)

EVi,t0.864351.570.017560.01DPi,t1.435821.76*-0.05106-0.00△EPSi,t2.593243.41***3.799151.97*LEVi,t0.205680.860.367280.82Zai,t-0.02050-0.140.594063.07Roei,t-4.22738-2.93***-3.04177-1.16常量0.255291.39-0.10304-0.33F2.612.65Prob>F0.01820.0234R-squared0.06890.1989

3 研究結論

經(jīng)過對實證結果進行分析后，本文得出以下幾點研究結論：與金融危機前相比，金融危機后投資性房地產(chǎn)公允價值計量的價值相關性更強。金融危機前，投資性房地產(chǎn)公允價值及其公允價值變動損益對股票價值或股票收益率沒有表現(xiàn)出明顯的解釋力度，而金融危機后，投資性房地產(chǎn)公允價值及其公允價值變動損益表現(xiàn)出顯著的解釋力；采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)的投資性房地產(chǎn)公允價值計量的價值相關性比金融等其他行業(yè)的更強。采礦業(yè)、制造業(yè)等4類行業(yè)的投資性房地產(chǎn)公允價值可以明顯的提升對股票價值的解釋力，金融等其他行業(yè)的投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益并沒有對股票收益率產(chǎn)生明顯的影響，采礦業(yè)、制造業(yè)等4類行業(yè)的公允價值變動損益對股票收益率表現(xiàn)出明顯的正向影響。與投資性房地產(chǎn)公允價值及其公允價值變動損益等信息相比，投資者做決策時更傾向于更多的關注公司凈資產(chǎn)變動以及已經(jīng)實現(xiàn)的收益。投資性房地產(chǎn)公允價值及其公允價值變動損益對公司來說，屬于尚未實現(xiàn)的收益。

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TheEmpiricalStudyoftheImpactofInvestmentRealEstateFairValueonStockPrice

ZHANG Lian

(Finance and Economics Department,Huaibei Vocational and Techinal College,Huaibei 235000,China)

With China’s Shanghai and Shenzhen two city from 2007 to 2015 patterns measured at the fair value of an investment real estate listed companies as the research object, the collected sample data description statistics, regression test was carried out using Stata12.0 software, the value of the investment real estate fair value measurement model of the empirical testing correlation problems were solved. The results showed that the fair value of an investment real estate as well as the changes in fair value gains and losses had significant incremental value relevance; Compared with the financial crisis, before the financial crisis after the fair value of an investment real estate and the value of the profit and loss on the changes in the fair value relevance was stronger; Compared with other industries, mining, manufacturing,real estate industry and wholesale and retail sectors was more stronger in the fair value measurement of investment real estate and value relevance of changes in fair value gains and losses.

investment real estate; fair value; share price; empirical research

10.13542/j.cnki.51-1747/tn.2017.03.015

2016-12-20

2014年度省級質量工程項目特色專業(yè)“財務管理”(2014tszy048)；2016年度安徽省高校人文社會科學研究重點科研課題(sk2016A083)；2017年度淮北職業(yè)技術學院院級課題(2017-B-20)

張蓮(1982—)，女，講師，碩士，研究方向：會計理論與方法，電子郵箱：zhanglian19820806@126.com。

F234.4

：A

：2095-5383(2017)03-0063-05