市場化程度與公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性研究
——基于投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)

秦常娥

（ 徽商職業(yè)學(xué)院 會計(jì)系，安徽 合肥 230024 ）

一、引言

公允價(jià)值計(jì)量屬性在資本市場的發(fā)展中所起的作用越來越明顯，我國2007年1月1日實(shí)施的企業(yè)新會計(jì)準(zhǔn)則（CAS3）中準(zhǔn)許投資性房地產(chǎn)在滿足一定條件下采用公允價(jià)值計(jì)量，這是我國會計(jì)準(zhǔn)則不斷與國際會計(jì)準(zhǔn)則（IFRS）趨同的重要標(biāo)志。2014年7月1日起實(shí)施的《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則39號》（CAS39）從公允價(jià)值的含義、確定方法、銜接規(guī)定、信息披露等具體方面對公允價(jià)值計(jì)量進(jìn)行重新修訂，為公允價(jià)值計(jì)量在實(shí)踐中的應(yīng)用提供了規(guī)范的準(zhǔn)則指引。近幾年我國的房地產(chǎn)市場一直比較火爆，理論上，在房價(jià)持續(xù)增高的情況下，采用成本模式會使投資性房地產(chǎn)的價(jià)值信息出現(xiàn)較大偏差，進(jìn)而對利益相關(guān)者用公允價(jià)值信息做出決策時(shí)造成一定的干擾；相反，公允價(jià)值計(jì)量模式更能公允的反映房地產(chǎn)的市場價(jià)值，利益相關(guān)者可以據(jù)此獲取更加有用、相關(guān)的財(cái)務(wù)信息，便于其對公司的股票價(jià)格進(jìn)行定價(jià)，上市公司應(yīng)該更青睞公允價(jià)值計(jì)量模式。然而實(shí)踐中，在投資性房地產(chǎn)的計(jì)量方面，截至2015年12月只有 4.75%的公司采取了公允價(jià)值模式，2007年至2015年平均占比僅有3.82%。這些公司為什么不愿意采取公允價(jià)值模式？公允價(jià)值計(jì)量是否可以提升財(cái)務(wù)信息的價(jià)值相關(guān)性？

此外，我國各省、自治區(qū)、直轄市的市場化程度不平衡，房地產(chǎn)市場的活躍程度存在較大差異。基于此，本文擬研究上市公司與公允價(jià)值計(jì)量信息的價(jià)值相關(guān)性，并深入分析與市場化程度高低的關(guān)系，這對于加快我國的市場化進(jìn)程改革以及促進(jìn)公允價(jià)值計(jì)量在實(shí)務(wù)中的運(yùn)用具有一定的參考價(jià)值。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性

國內(nèi)、外學(xué)者從不同角度對公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行了豐富的探討，不過大部分學(xué)者主張?jiān)撚?jì)量模式對股票價(jià)格或股票收益率具有較強(qiáng)的解釋力。Hodder和Hopkins等（2006）從公司的市場價(jià)值波動(dòng)角度入手，通過實(shí)證研究比較綜合利潤、凈利潤和公允價(jià)值計(jì)量的利潤，發(fā)現(xiàn)公允價(jià)值計(jì)量的利潤波動(dòng)決定了個(gè)股的風(fēng)險(xiǎn)特征，與市場模型貝塔系數(shù)顯著正相關(guān)，即公允價(jià)值計(jì)量的利潤波動(dòng)可以反映公司的市場價(jià)值波動(dòng)[1]。劉永澤、孫翯（2011）的研究表明，上市公司與公允價(jià)值計(jì)量的信息在某種程度上具有價(jià)值相關(guān)性，公允價(jià)值計(jì)量可以明顯提高會計(jì)信息的相關(guān)性[2]。部分學(xué)者從價(jià)值相關(guān)性的影響因素方面入手，Chang等（2010）的研究結(jié)論表明，公司的獨(dú)立董事等監(jiān)督約束機(jī)制越好，越能夠有效地減少評估公允價(jià)值時(shí)的誤差，提高估值的精確性[3]。邵君利（2015）選擇2007-2009A股公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為樣本，分析政府與市場的關(guān)系、市場法制環(huán)境以及市場化進(jìn)程是否會對公允價(jià)值與股票價(jià)格的關(guān)系產(chǎn)生影響，發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境的完善能夠顯著提高金融資產(chǎn)的公允價(jià)值對股票價(jià)格的解釋力[4]。

然而，仍然有一些研究認(rèn)為不相關(guān)或者負(fù)相關(guān)的結(jié)論，如Nelson（1996）對美國 100多家商業(yè)銀行進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)銀行采用公允價(jià)值計(jì)量披露的貸款、存款等信息沒有顯現(xiàn)出價(jià)值相關(guān)性[5]。羅婷、薛健等（2008）經(jīng)過對不同行業(yè)的公司進(jìn)行研究，認(rèn)為非銀行保險(xiǎn)業(yè)的公司采用公允價(jià)值披露的信息不存在價(jià)值相關(guān)[6]。

（二）投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值計(jì)量

基于研究視角的不同，當(dāng)國外學(xué)者具體對投資性房地產(chǎn)問題進(jìn)行分析時(shí)，大部分主要集中于公允價(jià)值計(jì)量的可靠性以及計(jì)量模式選擇動(dòng)機(jī)兩個(gè)方面。在計(jì)量模式的可靠性方面，如Richard和Harris等（2000）認(rèn)為英國公司年報(bào)中披露的公允價(jià)值信息比歷史成本信息更加精確和無偏[7]；Herrmann和Wayne 等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，廠房、設(shè)備以及不動(dòng)產(chǎn)采用公允價(jià)值計(jì)量在可比性、可預(yù)測性方面均強(qiáng)于歷史成本，但是歷史成本具有可驗(yàn)證性[8]。在計(jì)量模式的選擇動(dòng)機(jī)方面，Christensen和Nikohev（2013）的研究表明，公司的債務(wù)約束是其選擇投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的主要影響因素[9]。國內(nèi)學(xué)者主要通過理論或者案例分析兩種方法考察公允價(jià)值計(jì)量未能在實(shí)務(wù)中廣泛應(yīng)用的原因，或者計(jì)量模式帶來的經(jīng)濟(jì)后果。劉永澤、馬妍（2011）的研究發(fā)現(xiàn)會計(jì)計(jì)量理念轉(zhuǎn)變困難、市場不完善以及準(zhǔn)則限制條件苛刻等是投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量面臨應(yīng)用困境的主要原因[10]。

通過對以上的文獻(xiàn)梳理，國內(nèi)、外學(xué)者對公允價(jià)值計(jì)量是否具有價(jià)值相關(guān)性的觀點(diǎn)仍不完全相同。具體到投資性房地產(chǎn)時(shí)，國內(nèi)學(xué)者主要從理論以及案例方面分析公允價(jià)值計(jì)量未被廣泛應(yīng)用的原因，進(jìn)行實(shí)證研究的相對較少。另外，我國各個(gè)地區(qū)的發(fā)展不平衡，市場化進(jìn)程存在很大差異。因此，本文擬對我國上市公司與公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行研究，深入分析市場化程度對公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性的影響。

三、理論分析和研究假設(shè)

我國財(cái)政部于2006年2月頒布的《企業(yè)新會計(jì)準(zhǔn)則 3號》中允許公司對其擁有的投資性房地產(chǎn)在滿足特定條件下可以選擇公允價(jià)值計(jì)量，這是我國會計(jì)準(zhǔn)則不斷與國際財(cái)務(wù)會計(jì)準(zhǔn)則接軌的重要標(biāo)志之一。采用公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行計(jì)量，一方面，可以根據(jù)市場上同類或者類似房地產(chǎn)價(jià)格的變化調(diào)整投資性房地產(chǎn)的賬面價(jià)值，在一定程度上能夠更合理的反映出公司的財(cái)務(wù)狀況；另一方面，持有的投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)入公允價(jià)值變動(dòng)損益，可以更全面地反映出公司在當(dāng)期、未來期間的經(jīng)營成果?？傮w上來說，目前我國的房地產(chǎn)市場價(jià)格并不穩(wěn)定，在這種情況下公允價(jià)值模式可以更加公允、客觀地反映投資性房地產(chǎn)的價(jià)值，在很大程度上能夠?yàn)橥顿Y者提供更加合理、精確的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。張志紅、田粟源（2013）認(rèn)為采用公允價(jià)值計(jì)量可以更好地解釋公司的股票價(jià)格[11]。由此，他們提出如下假設(shè)：

假設(shè)一：投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量具有顯著為正的價(jià)值相關(guān)性。

進(jìn)一步分析不同市場化程度下公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性。根據(jù)王小魯、樊綱等（2016）對我國各省、自治區(qū)、直轄市的市場化改革進(jìn)展編著的《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告》可以看出，我國各個(gè)地區(qū)的地理位置、政府政策、自然資源的不同造成各個(gè)省份的市場化程度存在很大的差異。邵君利（2015）的研究結(jié)果表明，政府與市場的關(guān)系、法律制度環(huán)境以及市場化進(jìn)程等制度環(huán)境的改善對公允價(jià)值與股票價(jià)格之間的關(guān)系具有明顯積極的影響[4]；可見市場化程度的高低對公允價(jià)值計(jì)量在投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目的應(yīng)用有著重要影響。據(jù)此，本文提出假設(shè)二。

假設(shè)二：處在市場化程度越高的上市公司，投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性越高。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文通過國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）以及巨潮資訊網(wǎng)披露的各公司年報(bào)手工搜集 2007-2015滬深兩市運(yùn)用公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)的A上市公司。在篩選過程中剔除以下樣本：（1）期末投資性房地產(chǎn)凈額為0的樣本；（2）B股和H股的樣本；（3）數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到有效樣本觀測值308個(gè)。

股票價(jià)格來源于銳思數(shù)據(jù)庫（RESSET）；基本每股收益、資產(chǎn)負(fù)債率等財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及行業(yè)、年度數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）；市場化指數(shù)來源于王小魯、樊綱等（2016）編著的《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告》，以各省份的市場化指數(shù)衡量其市場化程度。本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%水平上的winsorize處理，以消除異常值的影響。本文運(yùn)用Stata12.0統(tǒng)計(jì)軟件對整理到的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

（二）模型構(gòu)建和變量定義

根據(jù)既有文獻(xiàn)，本文對投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行研究時(shí)，借鑒Ohlson（1995）、鄧傳洲（2005）的研究[12-13]，以股票價(jià)格作為因變量，公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)作為自變量，并引入財(cái)務(wù)杠桿、盈利性、營運(yùn)狀況、規(guī)模作為控制變量，針對假設(shè)一構(gòu)建價(jià)格模型如下：

在深入考察市場化程度對公允價(jià)值與股票價(jià)格之間關(guān)系的影響時(shí)，本文在模型 1的基礎(chǔ)上引入市場化指數(shù)（index）以及市場化指數(shù)與公允價(jià)值計(jì)量每股投資性房地產(chǎn)的交叉乘積項(xiàng)（index*BV），通過VIF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在模型1的基礎(chǔ)上直接引入交叉乘積項(xiàng)（index*BV）具有嚴(yán)重的多重共線性，因此，處于降低模型的多重共線性的目的，在構(gòu)建模型時(shí)剔除變量 BV，采用此方法后消除了模型的多重共線性，針對假設(shè)二構(gòu)建模型如下：

表1 具體變量定義

1． 樣本的行業(yè)分布特征分析

本文對2007年至2015年我國滬深兩市A股上市公司投資性房地產(chǎn)采用的計(jì)量模式情況進(jìn)行了分行業(yè)的統(tǒng)計(jì)，具體統(tǒng)計(jì)結(jié)果分別如表2所示：

從下頁表 2可以看出，首先，我國幾乎每個(gè)行業(yè)的公司都擁有投資性房地產(chǎn)，但是大部分上市公司傾向于選擇歷史成本模式進(jìn)行后續(xù)計(jì)量，9年中各行各業(yè)之間平均只有 3.82%的公司采用公允價(jià)值模式，仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于選取成本模式的公司所占的比例；其次，不同行業(yè)采用公允價(jià)值模式的情況差異在一定程度上來說比較大，其中金融保險(xiǎn)行業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)、文化體育行業(yè)所占比例較高，分別達(dá)到了11.56%、10.55 %、9.92 %，而其他行業(yè)如制造行業(yè)、信息技術(shù)行業(yè)等選擇公允價(jià)值計(jì)量的比較較低，農(nóng)林牧漁行業(yè)和建筑行業(yè)甚至全部選擇歷史成本模式。

2．描述性統(tǒng)計(jì)

從下表3中可以看出公司的股票價(jià)格（P）的極小值、極大值分別為 1.72、51.95，標(biāo)準(zhǔn)差為7.44，這說明不同公司的股價(jià)分布不均，市場價(jià)值差異比較大；公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)（BV）均值為 1.57，中位數(shù)為 0.57，意味著各公司持有的投資性房地產(chǎn)存在明顯的不同；市場化程度（Index）的極小值為 2.87，極大值為 9.95，標(biāo)準(zhǔn)差為 1.69，表明不同公司所處地區(qū)的市場化程度不均衡。我國各個(gè)省份的政府與市場的關(guān)系、市場法制環(huán)境以及市場化進(jìn)程等都存在較大的不同，這可能會對公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性產(chǎn)生影響。

表2 上市公司樣本的行業(yè)分布特征

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)（N=308）

（二）多元回歸分析

1．公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性研究

本文運(yùn)用Stata12.0統(tǒng)計(jì)軟件，對搜集到的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，利用模型 1對假設(shè)一是否成立進(jìn)行驗(yàn)證，得到的統(tǒng)計(jì)結(jié)果見下表4：

表4 模型1的回歸結(jié)果（因變量為P）①

上表顯示，模型的F值為8.73，對應(yīng)的P值為0，通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明模型的擬合優(yōu)度比較好。公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)（BV）的系數(shù)為0.86，T統(tǒng)計(jì)值為5.01，在1%的水平下顯著，則股票價(jià)格（P）與公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)（BV）顯著正相關(guān)。每股投資性房地產(chǎn)的價(jià)值每增加1個(gè)單位，股票價(jià)格就會顯著提高0.86個(gè)單位，說明公允價(jià)值計(jì)量能夠?qū)善钡亩▋r(jià)產(chǎn)生積極的作用，可以顯著提升對股票價(jià)格的說服力和解釋力，所以假設(shè)一得到驗(yàn)證。

扣除投資性房地產(chǎn)的每股所有者權(quán)益（FV）的系數(shù)為0.92，T統(tǒng)計(jì)量為6.15，在1%的水平下顯著，則股票價(jià)格（P）與扣除投資性房地產(chǎn)的每股所有者權(quán)益（FV）顯著正相關(guān)?？鄢顿Y性房地產(chǎn)的每股所有者權(quán)益（FV）的系數(shù)在1%的水平下顯著大于公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)（BV）的系數(shù)0.86，意味著與公允價(jià)值反映的投資性房地產(chǎn)信息相比，投資者在對公司股票進(jìn)行定價(jià)時(shí)更關(guān)心公司的所有者權(quán)益。

2．市場化程度對公允價(jià)值與股票價(jià)格關(guān)系的影響

本文利用模型 2研究不同市場化進(jìn)程下公允價(jià)值計(jì)量與股票價(jià)格之間的關(guān)系，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下表 5所示：

表5 模型2的回歸結(jié)果（因變量為P）

從上表 5中可以看出，模型在引入市場化程度（Index）以及市場化程度與公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)（BV）的交叉乘積（Index*BV）后，其他變量的符號以及顯著性沒有發(fā)生明顯的變化。交叉乘積（Index*BV）的系數(shù)為 0.087，符號為正，T統(tǒng)計(jì)量為4.33，通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明市場化程度的高低對投資者是否能夠合理的評估股票價(jià)格起著極其重要的作用，即公司所處地區(qū)的市場化進(jìn)程越低，會明顯削弱公允價(jià)值對股票價(jià)格的說服力和解釋力，假設(shè)二得到驗(yàn)證。

3．穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，參考徐虹（2008）的研究[14]，對股票價(jià)格（P）進(jìn)行度量。以公司i在t年12月份最后一個(gè)交易日的股票收盤價(jià)為基準(zhǔn)，對上述研究假設(shè)重新進(jìn)行回歸分析。穩(wěn)健性檢驗(yàn)得到的回歸結(jié)果與前文結(jié)果基本一致，說明本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性和可靠性（見下表6、下表7）。

表6 模型1的穩(wěn)健性檢驗(yàn)（因變量為P）

表7 模型2的穩(wěn)健性檢驗(yàn)（因變量為P）

六、結(jié)論

文章借鑒Ohlson（1995）價(jià)格模型，基于2007年至2015年中國證券市場披露的308個(gè)A股上市公司數(shù)據(jù)，研究公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性，并深入分析市場化程度對公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性的影響。通過分析發(fā)現(xiàn)：（1）公允價(jià)值計(jì)量可以明顯提升對股票價(jià)格的說服力和解釋力，即該計(jì)量模式反映的投資性房地產(chǎn)信息在股票價(jià)格定價(jià)中起著正向作用，投資者可以根據(jù)公允價(jià)值反映的會計(jì)信息對公司股票價(jià)格進(jìn)行定價(jià)；（2）與公允價(jià)值計(jì)量反映的投資性房地產(chǎn)信息相比，投資者在對公司股票進(jìn)行定價(jià)時(shí)更關(guān)心公司的所有者權(quán)益信息，進(jìn)行投資決策時(shí)更加重視所有者權(quán)益的變動(dòng)情況；（3）隨著公司所處地區(qū)的市場化進(jìn)程的提高，公允價(jià)值對股票價(jià)格的解釋力越強(qiáng)，即市場化進(jìn)程的高低 ，會對投資者能否合理的評估股票價(jià)格起著至關(guān)重要的作用。

目前，雖然公允價(jià)值能夠提升對股票價(jià)格的解釋力，但是該計(jì)量模式在投資性房地產(chǎn)領(lǐng)域并未被廣泛應(yīng)用。因此，我們需要采取必要措施，進(jìn)一步提高我國法律制度環(huán)境水平；積極改進(jìn)信息披露機(jī)制，降低信息不對稱性程度；建立健全公司內(nèi)部、外部監(jiān)督約束治理機(jī)制；同時(shí)積極推進(jìn)我國市場化改革，改善各個(gè)地區(qū)的市場化水平；以便于促進(jìn)公允價(jià)值計(jì)量模式在實(shí)務(wù)中的推廣應(yīng)用。

注釋：

① ***、**、*分別表示T統(tǒng)計(jì)量在1%、5%、10%的水平下顯著，表5、6、7與此相同。

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