機(jī)構(gòu)投資者、公允價(jià)值與市場(chǎng)波動(dòng)
——基于我國(guó)A股市場(chǎng)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

劉奕均 ,胡奕明

(上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海200052)

由美國(guó)次貸危機(jī)所引發(fā)的金融風(fēng)暴已經(jīng)席卷全球,大量文獻(xiàn)紛紛指責(zé)公允價(jià)值計(jì)量方法的運(yùn)用助推了金融危機(jī)擴(kuò)散,并且加劇了市場(chǎng)動(dòng)蕩和危機(jī)傳染(Hodder等,2006;Plantin等,2008)。我國(guó)于2006年頒布了與國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同的新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則,其中有大量與公允價(jià)值計(jì)量相關(guān)的具體準(zhǔn)則,那么我國(guó)新準(zhǔn)則所倡導(dǎo)的公允價(jià)值計(jì)量是否會(huì)加劇市場(chǎng)波動(dòng)和危機(jī)傳導(dǎo)呢?

新準(zhǔn)則實(shí)施以來(lái)恰逢我國(guó)超常規(guī)大力發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者,截至2007底,我國(guó)股票市場(chǎng)上機(jī)構(gòu)持股占流通股比例超過(guò)30%(姚頤等,2008),機(jī)構(gòu)在我國(guó)資本市場(chǎng)中的地位已經(jīng)舉足輕重。機(jī)構(gòu)投資者對(duì)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中的公允價(jià)值計(jì)量將作何反應(yīng),機(jī)構(gòu)與公允價(jià)值共同作用對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)又將產(chǎn)生什么影響?由于我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者是公募基金“一股獨(dú)大”,其占比達(dá)到機(jī)構(gòu)總持股市值的80%以上。所以,我們以基金作為機(jī)構(gòu)的代表(姚頤等,2008),并以此研究機(jī)構(gòu)對(duì)資本市場(chǎng)的影響。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

美國(guó)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)從20世紀(jì)90年代起陸續(xù)頒布了SFAS 107、SFAS 115、SFAS 133、SFAS 157,要求會(huì)計(jì)主體對(duì)公允價(jià)值進(jìn)行披露和確認(rèn)。FASB積極倡導(dǎo)的公允價(jià)值計(jì)量被其認(rèn)為是對(duì)金融資產(chǎn)最具相關(guān)性的計(jì)量方法。Barth(1996)研究表明,相對(duì)于以歷史成本計(jì)量的資產(chǎn),以公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)對(duì)股票價(jià)格提供了更多的解釋力。而Khurana(2003)研究發(fā)現(xiàn),在公允價(jià)值度量比較準(zhǔn)確的情況下,公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性比歷史成本計(jì)量的更好。鄧傳洲(2005)發(fā)現(xiàn),公允價(jià)值披露顯著增加了會(huì)計(jì)盈余價(jià)值相關(guān)性?，F(xiàn)有研究表明,公允價(jià)值計(jì)量擁有歷史成本計(jì)量所不能反映的價(jià)格內(nèi)容,有更多信息含量。

機(jī)構(gòu)作為較中小投資者更為理性的成熟投資者(Rubin,2008),被認(rèn)為具有更多的信息、人才優(yōu)勢(shì)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。Chidambaran和John(2000)研究表明,機(jī)構(gòu)投資者能夠從公司管理層獲得私有信息,并通過(guò)市場(chǎng)交易傳遞給其他股東和債權(quán)人。同時(shí)機(jī)構(gòu)擁有職業(yè)分析團(tuán)隊(duì),其分析能力和信息處理能力在眾多市場(chǎng)參與者中占有優(yōu)勢(shì),機(jī)構(gòu)正是借助這種強(qiáng)大的信息收集和處理能力參與市場(chǎng)交易。根據(jù)Grossman和Stiglitz(1980)提出的信息經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,機(jī)構(gòu)投資者一方面通過(guò)其擁有的信息優(yōu)勢(shì)獲利,另一方面機(jī)構(gòu)的作用直接體現(xiàn)為通過(guò)其作為知情人的交易向市場(chǎng)傳遞信息。

財(cái)政部提倡公允價(jià)值計(jì)量方法,在政策層面旨在提高會(huì)計(jì)報(bào)表信息含量,提升資本市場(chǎng)信息公開(kāi)程度。而證監(jiān)會(huì)發(fā)展我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者,是寄希望機(jī)構(gòu)能夠發(fā)揮市場(chǎng)信息收集、處理和傳遞的作用,穩(wěn)步推進(jìn)市場(chǎng)完善和發(fā)展。政策監(jiān)管方和準(zhǔn)則制定者立意是否會(huì)實(shí)現(xiàn)?我們認(rèn)為機(jī)構(gòu)天生并沒(méi)有穩(wěn)定市場(chǎng)的本性,機(jī)構(gòu)從私利出發(fā)積極占據(jù)市場(chǎng)信息優(yōu)勢(shì)的“高地”,通過(guò)其交易獲利并同時(shí)把這種私有信息經(jīng)市場(chǎng)交易傳遞出去。財(cái)政部推動(dòng)的公允價(jià)值計(jì)量方法開(kāi)辟了信息傳遞的另一個(gè)渠道,以此為基礎(chǔ)的資產(chǎn)和收益包含了更為相關(guān)的信息,通過(guò)會(huì)計(jì)報(bào)告披露方法,以公共物品的形式傳遞給市場(chǎng)參與各方。以公允價(jià)值計(jì)量為代表的“第二條信息渠道”的開(kāi)辟,無(wú)疑對(duì)機(jī)構(gòu)擁有的信息壟斷和優(yōu)勢(shì)地位提出了挑戰(zhàn),一定程度上使其喪失了部分信息收集和處理優(yōu)勢(shì)。有研究認(rèn)為,因公允價(jià)值計(jì)量包含有更多信息含量,促進(jìn)了公司信息公開(kāi)和市場(chǎng)完善,但同時(shí)也削弱了機(jī)構(gòu)的信息優(yōu)勢(shì)地位,機(jī)構(gòu)想通過(guò)信息壟斷獲利將變得更加困難,由此提出第一個(gè)假設(shè)。

在金融風(fēng)暴的背景下,金融實(shí)業(yè)界人士、國(guó)外學(xué)者紛紛把矛頭指向了公允價(jià)值計(jì)量方法。Khan(2009)認(rèn)為公允價(jià)值計(jì)量方法加大了次貸危機(jī)程度,引發(fā)了金融危機(jī)擴(kuò)散,而且公允價(jià)值計(jì)量引起了資產(chǎn)價(jià)格下跌惡性循環(huán)。Plantin(2008)研究認(rèn)為,公允價(jià)值計(jì)量導(dǎo)致了價(jià)格順周期循環(huán)交易,加速了市場(chǎng)衰退期的價(jià)格下跌,增加了潛在系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。但是以FASB和IASB為代表的會(huì)計(jì)學(xué)界則認(rèn)為,金融界抨擊公允價(jià)值是一種推卸責(zé)任尋找替罪羊的行為,因?yàn)楣蕛r(jià)值提高了財(cái)務(wù)信息的相關(guān)性,反映了資產(chǎn)的真實(shí)價(jià)值,有助于防范風(fēng)險(xiǎn)。公允價(jià)值計(jì)量的運(yùn)用雖仍有缺陷,但不是導(dǎo)致危機(jī)的根本原因。國(guó)際貨幣基金組織(IMF)在《全球金融穩(wěn)定報(bào)告》中指出,如果市場(chǎng)透明度高,市場(chǎng)就能夠及時(shí)了解公司財(cái)務(wù)狀況,公允價(jià)值不會(huì)帶來(lái)問(wèn)題。葛家澍(2009)認(rèn)為,此次金融危機(jī)根源在于美國(guó)金融監(jiān)管不足和衍生品投機(jī)過(guò)度,公允價(jià)值計(jì)量是有用的,并且對(duì)于危機(jī)在我國(guó)的傳染作用有限。我們認(rèn)為公允價(jià)值計(jì)量并不是危機(jī)產(chǎn)生的根源,對(duì)其計(jì)量的不準(zhǔn)確導(dǎo)致了市場(chǎng)各方對(duì)信息產(chǎn)生了誤判,在金融危機(jī)中公允價(jià)值只是如實(shí)地反映了市場(chǎng)波動(dòng)而沒(méi)有引發(fā)危機(jī)并使危機(jī)加劇,因此我們提出第二個(gè)假設(shè)。

假說(shuō)2:我國(guó)上市公司公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)和收益并未加劇市場(chǎng)波動(dòng)。

在動(dòng)蕩市場(chǎng)中,造成市場(chǎng)大幅波動(dòng)的因素既有市場(chǎng)監(jiān)管不嚴(yán)的原因,也有政策安排的疏漏,更有市場(chǎng)參與者的投機(jī)行為?，F(xiàn)有關(guān)于機(jī)構(gòu)行為與市場(chǎng)波動(dòng)的研究結(jié)論,分歧較為明顯,既有支持機(jī)構(gòu)穩(wěn)定市場(chǎng)的研究(Sosin,1998;祁斌,2006),也有機(jī)構(gòu)加劇市場(chǎng)波動(dòng)的文獻(xiàn)(Sias,1996;Dennis等,2002;姚頤等,2008)。穩(wěn)定論認(rèn)為機(jī)構(gòu)利用其信息優(yōu)勢(shì)獲利并通過(guò)交易向市場(chǎng)傳遞信息,有效降低了市場(chǎng)信息不對(duì)稱性,使得市場(chǎng)價(jià)格向價(jià)值回歸,減少市場(chǎng)波動(dòng)。而加劇派則主張機(jī)構(gòu)具有典型“群居”特性,存在廣泛羊群行為和慣性交易,這種非理性行為使機(jī)構(gòu)更加關(guān)注短期價(jià)格信息而忽視了長(zhǎng)期價(jià)值信息,這樣的交易策略使得機(jī)構(gòu)加劇了市場(chǎng)波動(dòng)。我們以證券投資基金為代表的機(jī)構(gòu)投資者作為研究對(duì)象,由于基金在排名和業(yè)績(jī)比較壓力下普遍存在羊群行為(伍旭川等,2005),同時(shí)我國(guó)資本市場(chǎng)的弱勢(shì)有效性,機(jī)構(gòu)交易的信息不能在價(jià)格中得到有效反映,市場(chǎng)價(jià)格經(jīng)常偏離價(jià)值,基于此提出第三個(gè)假設(shè)。

假設(shè)3:我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者的交易行為加劇了市場(chǎng)波動(dòng)。

如假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3得到驗(yàn)證,機(jī)構(gòu)行為會(huì)加劇市場(chǎng)波動(dòng),而公允價(jià)值計(jì)量并未加劇市場(chǎng)波動(dòng)。因?yàn)闄C(jī)構(gòu)對(duì)公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)的回避,公允價(jià)值的計(jì)量將會(huì)減少機(jī)構(gòu)持股,從而緩解市場(chǎng)波動(dòng),因此我們提出第四個(gè)假設(shè)。

假設(shè)4:公允價(jià)值計(jì)量方式緩解了機(jī)構(gòu)行為對(duì)于市場(chǎng)波動(dòng)的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

本文使用的機(jī)構(gòu)持股數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind金融咨詢終端,Wind數(shù)據(jù)庫(kù)從2004年開(kāi)始報(bào)告機(jī)構(gòu)季度末持股數(shù)據(jù)(IO),本文以IO作為研究機(jī)構(gòu)偏好模型的因變量。而新準(zhǔn)則于2007年開(kāi)始在上市公司執(zhí)行,因此,我們將研究樣本期間定義為2007年一季度至2009年三季度,使用11個(gè)季度組成的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。樣本公司季報(bào)數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)數(shù)據(jù)極端值進(jìn)行了Winsorize(1%)處理。

利用網(wǎng)絡(luò)信息量大，更新快的特點(diǎn)，及時(shí)向?qū)W員傳遞電工新材料、新方法、新技術(shù)。彌補(bǔ)培訓(xùn)教材內(nèi)容滯后、單一、跟不上新技術(shù)發(fā)展變化，與實(shí)際生產(chǎn)應(yīng)用脫節(jié)的不足。

當(dāng)前我國(guó)上市公司運(yùn)用公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)仍較為謹(jǐn)慎,主要集中在對(duì)金融資產(chǎn)的計(jì)量上。因此,對(duì)于公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)(FVZC)的衡量,我們采用了公司季報(bào)中以公允價(jià)值計(jì)量的金融資產(chǎn)為代表,由可交易性金融資產(chǎn)(ETFA)、可供出售金融資產(chǎn)(ESA)、持有到期投資(EHI)之和減去可交易性金融負(fù)債(ETFD)組成。這些資產(chǎn)在新準(zhǔn)則下都被嚴(yán)格要求按公允價(jià)值計(jì)量方式報(bào)告,以上資產(chǎn)和負(fù)債都除以公司總股本得到每股資產(chǎn)和負(fù)債數(shù)。公允價(jià)值計(jì)量的損益采用公司利潤(rùn)表中的公允價(jià)值變動(dòng)損益(FVEPS)衡量,此變量衡量了公允價(jià)值資產(chǎn)或負(fù)債價(jià)值變動(dòng)引起的公司損益情況,同樣除以總股本得到每股資產(chǎn)和負(fù)責(zé)數(shù)。我們把此外的資產(chǎn)和收益看作非公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)(NFVZC)和損益(NFVEPS)。當(dāng)然,新準(zhǔn)則中還有其他資產(chǎn)如投資性房地產(chǎn)也可用公允價(jià)值計(jì)量,但非強(qiáng)制性,并且當(dāng)前大部分公司對(duì)于投資性房地產(chǎn)采用的是歷史成本計(jì)量。所以以金融類資產(chǎn)作為公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)進(jìn)行觀測(cè),并采用公允價(jià)值計(jì)量收益衡量金融資產(chǎn)價(jià)值變動(dòng)的損益情況。

在控制變量方面,Gompers和Metrick(2001)系統(tǒng)研究了機(jī)構(gòu)持股的影響因素,發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)偏好股票價(jià)格高、流動(dòng)性好、前期市場(chǎng)回報(bào)率較好的公司,且公司上市時(shí)間、公司規(guī)模與機(jī)構(gòu)持股正相關(guān)。因此我們用季度平均股價(jià)(Aprice)控制價(jià)格因素,季度日均換手率(Turnover)控制股票流動(dòng)性,用前一季度股票回報(bào)(Returnt-1)控制市場(chǎng)回報(bào),公司上市月數(shù)(Age)控制上市時(shí)間,用流通市值自然對(duì)數(shù)(LnLTSZ)控制公司規(guī)模。Bushee(2001)檢驗(yàn)了機(jī)構(gòu)持股公司的特征,發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率、會(huì)計(jì)盈余及其變化對(duì)于機(jī)構(gòu)持股產(chǎn)生影響,我們參考其研究成果,用前兩個(gè)季度數(shù)據(jù)計(jì)算的β和季末資產(chǎn)負(fù)債率(Indebt)控制公司風(fēng)險(xiǎn),用公司季度凈資產(chǎn)回報(bào)率(ROE)和前12個(gè)季度ROE方差(VROE)控制公司會(huì)計(jì)盈余及其變化。最后模型還控制了季度每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量(Ecash)和季度每股營(yíng)業(yè)收入(Eearning)對(duì)于機(jī)構(gòu)偏好的影響,構(gòu)造檢驗(yàn)假設(shè)1的模型(1)和模型(2)。

其中ε代表模型殘差,i代表第i個(gè)上市公司,t為第t個(gè)季度。針對(duì)假設(shè)2和假設(shè)3研究設(shè)計(jì)因變量為市場(chǎng)波動(dòng),Sais(1996)以公司股票日收益的季度標(biāo)準(zhǔn)差V衡量公司股價(jià)市場(chǎng)波動(dòng),這也成為衡量股價(jià)市場(chǎng)波動(dòng)的常用變量,本文在構(gòu)建檢驗(yàn)市場(chǎng)波動(dòng)模型中也將V作為因變量。

針對(duì)公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)和損益與市場(chǎng)波動(dòng)的考察,我們繼續(xù)采用此前以金融資產(chǎn)為主的觀測(cè)方式,以公允價(jià)值計(jì)量的金融資產(chǎn)和資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)形成的損益代表公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)和損益。在假設(shè)3關(guān)于機(jī)構(gòu)行為對(duì)于市場(chǎng)波動(dòng)影響的研究中,本文采用機(jī)構(gòu)季度平均持股比例MIO=(IOt-1+IOt)/2和季度持股比例變化Δ IO=IOt-IOt-1考察機(jī)構(gòu)季度股票持有和機(jī)構(gòu)季度交易行為。機(jī)構(gòu)可能在季度內(nèi)多次買賣交易,而機(jī)構(gòu)持股公開(kāi)可得數(shù)據(jù)只有季度數(shù)據(jù),因此研究設(shè)計(jì)的ΔIO變量衡量的是機(jī)構(gòu)季度凈買或凈賣的比例。將公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)和損益以及機(jī)構(gòu)持有和交易行為作為自變量構(gòu)造模型3和模型4,用以觀察其對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)的影響。

借鑒以往研究成果,我們控制了影響市場(chǎng)波動(dòng)的若干控制變量。Rubin和Smith(2007)認(rèn)為,財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)波動(dòng)加劇,為此我們控制了資產(chǎn)負(fù)債率(Indebt)和公司系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn),Dennis和 Strickland(2002)發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)波動(dòng)與公司股價(jià)呈正相關(guān),本文加入了股票季度平均價(jià)格(Aprice)作為控制變量,而Wei和Zhang(2006)研究得出公司盈余及盈余波動(dòng)對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)產(chǎn)生影響,因此我們控制了凈資產(chǎn)收益率(ROE)和前12季度 ROE的標(biāo)準(zhǔn)差(VROE)。Karpoff(1987)的研究表明,股票換手率是導(dǎo)致股價(jià)波動(dòng)的直接因素,所以我們把股票季度日平均換手率(Turnover)作為控制變量。此外我們還控制了公司規(guī)模、上市時(shí)間、市場(chǎng)回報(bào)等可能影響股價(jià)波動(dòng)的其他因素。

在以上的模型設(shè)計(jì)中我們主要觀察公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)和損益以及機(jī)構(gòu)行為對(duì)于市場(chǎng)波動(dòng)的影響。為了驗(yàn)證假設(shè)4,針對(duì)公允價(jià)值計(jì)量損益,我們?cè)O(shè)計(jì)虛擬變量DUMMY,當(dāng)公司每股公允價(jià)值計(jì)量損益大于樣本中位數(shù)時(shí)變量取值為1,小于中位數(shù)時(shí)取值為0。把DUMMY變量和交互變量DUMMY×ΔIO加入模型(3)和模型(4),用以檢驗(yàn)FVEPS是否緩解了機(jī)構(gòu)交易對(duì)于市場(chǎng)波動(dòng)的作用,如交互變量與市場(chǎng)波動(dòng)顯著負(fù)相關(guān),就說(shuō)明公允價(jià)值計(jì)量的收益能夠緩解機(jī)構(gòu)交易行為對(duì)市場(chǎng)波動(dòng)的影響,因研究設(shè)計(jì)變量較多,在實(shí)證中我們將針對(duì)主要觀察變量和因變量之間的關(guān)系展開(kāi)分析。

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

在主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中FVZC均值為0.61,中位數(shù)為0.036,相對(duì)于每股總資產(chǎn)的均值7.75和中位數(shù)6.2,所占比重相對(duì)較小。在以公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)中ESA和EHI均值分別為0.41和0.19,成為構(gòu)成以公允價(jià)值計(jì)量每股資產(chǎn)的主要部分。FVEPS均值為0,中位數(shù)為0.00004,但是其最大值和最小值分別為0.24和-0.26,而EPS的最大值、最小值分別為0.69和-0.4,說(shuō)明FVEPS在一些上市公司EPS中起了一定貢獻(xiàn)作用。IO的均值為13.87%,而最大值達(dá)到 66.57%,Δ IO最大值和最小值分別為 35.6%和-36.97%,說(shuō)明我國(guó)資本市場(chǎng)中機(jī)構(gòu)交易活躍,占流通股比例較大。在觀測(cè)期內(nèi)的市場(chǎng)季度波動(dòng)率均值為3.89%,最大季度波動(dòng)率為5.91%,市場(chǎng)波動(dòng)劇烈。

(二)主要變量的相關(guān)性Person系數(shù)和Spearman系數(shù)分析

在相關(guān)性分析中發(fā)現(xiàn),機(jī)構(gòu)持股與FVZC在10%水平上呈負(fù)相關(guān),初步表現(xiàn)了對(duì)公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)的回避。V表現(xiàn)出與FVZC、FVEPS等以公允價(jià)值計(jì)量每股資產(chǎn)和損益的負(fù)相關(guān)性,但是V與ΔIO卻呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,相關(guān)系數(shù)為0.059,說(shuō)明機(jī)構(gòu)交易加劇了市場(chǎng)波動(dòng),在回歸分析中將在控制更多變量的條件下研究主要變量之間的關(guān)系,相關(guān)性分析結(jié)果因篇幅原因在此未呈報(bào)。

(三)多元回歸結(jié)果分析

1.機(jī)構(gòu)持股比例與公允價(jià)值計(jì)量。研究采用STATA 9.0中的Fixedeffects回歸方式對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,并且針對(duì)面板數(shù)據(jù)特點(diǎn)使用了Hausman檢驗(yàn),拒絕了Random-effects回歸方式,使用Fix-effects回歸能夠消除數(shù)據(jù)組內(nèi)不隨時(shí)間序列而變化的自變量對(duì)于因變量的影響。同時(shí)為了防止數(shù)據(jù)中異方差的影響,回歸中還使用了Robust檢驗(yàn),在以下分析中使用了同樣的回歸方法。

表1呈報(bào)了公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)和收益與機(jī)構(gòu)持股的回歸結(jié)果,針對(duì)模型(1)和模型(2)分別采用IO和MIO作為因變量進(jìn)行回歸取得了較好的效果。如表1所示無(wú)論采用機(jī)構(gòu)季末持股IO還是機(jī)構(gòu)季度平均持股MIO作為因變量,FVZC都與因變量在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān),其回歸系數(shù)為-0.92和-0.75,說(shuō)明機(jī)構(gòu)表現(xiàn)出對(duì)于公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)FVZC的回避態(tài)度。我們把FVZC細(xì)分為ETFA、ESA、EHI、ETFD繼續(xù)研究,發(fā)現(xiàn)以上變量相關(guān)系數(shù)都為負(fù),并且ESA和EHI始終表現(xiàn)出與機(jī)構(gòu)持股的顯著負(fù)相關(guān)性,這進(jìn)一步驗(yàn)證了機(jī)構(gòu)對(duì)于公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)的回避。ΔETFD變量不顯著,可能是因?yàn)槠湓贔VZC中占比較小的原因。在回歸分析中,IO和MIO因變量與非公允價(jià)值計(jì)量的收益NFVEPS顯著正相關(guān),說(shuō)明機(jī)構(gòu)偏好持有非公允價(jià)值計(jì)量收益多的公司股票,機(jī)構(gòu)與公允價(jià)值計(jì)量收益FVEPS回歸系數(shù)為正,但不顯著,說(shuō)明機(jī)構(gòu)對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的收益態(tài)度較為謹(jǐn)慎。

在ΔIO為因變量的回歸中,研究采用差值模型進(jìn)行分析。對(duì)于模型(1)和模型(2)中因變量和所有觀察變量,取本季和上一季度差值進(jìn)行研究,如ΔFVZC=FVZCt-FVZCt-1,在回歸中 Δ IO方程的整體 R2較小,可能是因?yàn)榭刂谱兞恐饕轻槍?duì)IO而設(shè)計(jì),對(duì)于ΔIO解釋力度較小,但是主要觀測(cè)變量仍表現(xiàn)出與因變量的預(yù)期關(guān)系,并且在面板數(shù)據(jù)回歸中R2較小仍可接受。

表1 公允價(jià)值計(jì)量對(duì)于機(jī)構(gòu)持股的Fix-effects回歸結(jié)果

用差值模型回歸發(fā)現(xiàn),公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)差值仍與ΔIO在10%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān),表明公司公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)與機(jī)構(gòu)持股成反比。將ΔFVZC分拆后發(fā)現(xiàn),公司以公允價(jià)值計(jì)量持有到期投資的增長(zhǎng)使得機(jī)構(gòu)持股比例顯著降低,其他變量符號(hào)與預(yù)期基本一致,但并不顯著,可能是其他公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)占比較小所致。實(shí)證發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)持股與非公允價(jià)值計(jì)量的收益NFVEPS始終顯著正相關(guān),表現(xiàn)出對(duì)收益的偏好。但對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的收益FVEPS正相關(guān)卻不顯著,也說(shuō)明了機(jī)構(gòu)對(duì)于公允價(jià)值計(jì)量收益的謹(jǐn)慎性。

綜上所述,在針對(duì)假設(shè)1的檢驗(yàn)中,無(wú)論采用機(jī)構(gòu)季末持股、季度平均持股還是差值模型,機(jī)構(gòu)都表現(xiàn)出對(duì)公允價(jià)值計(jì)量金融資產(chǎn)的回避態(tài)度,尤其以可供出售金融資產(chǎn)和持有到期投資最為明顯,這與描述性統(tǒng)計(jì)分析中ESA和EHI構(gòu)成公允價(jià)值計(jì)量資產(chǎn)的主要部分的結(jié)論是一致的,研究證實(shí)了假設(shè)1。

2.公允價(jià)值、機(jī)構(gòu)行為與市場(chǎng)波動(dòng)。針對(duì)假設(shè)2和假設(shè)3,我們?cè)O(shè)計(jì)了模型(3)和模型(4)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),結(jié)果如表2中V1和V2回歸所示。模型總體的F值和R2都較為理想,說(shuō)明模型設(shè)計(jì)的總體有效性。多元回歸中MIO和ΔIO變量與市場(chǎng)波動(dòng)V顯著正相關(guān)性,同Sias(1996)的研究結(jié)論一致,說(shuō)明了機(jī)構(gòu)的持股和交易行為加劇了股價(jià)波動(dòng),證實(shí)了假設(shè)3。而公允價(jià)值計(jì)量的每股收益FVEPS在1%水平上顯著與波動(dòng)呈負(fù)相關(guān),回歸系數(shù)為-2.1,與假設(shè)2一致。我國(guó)證監(jiān)會(huì)在2008年底發(fā)布《公開(kāi)發(fā)行證券公司信息披露解釋性報(bào)告》,將公允價(jià)值變動(dòng)損益列入非經(jīng)常性損益,目的在于讓投資者分清公司收益來(lái)源,把握上市公司業(yè)績(jī)變動(dòng),這一措施也旨在減輕二級(jí)市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)。從實(shí)證結(jié)果來(lái)看,FVEPS確實(shí)減輕了市場(chǎng)波動(dòng),證實(shí)了假設(shè)2。但應(yīng)當(dāng)注意的是公允價(jià)值計(jì)量的每股持有到期投資表現(xiàn)出與市場(chǎng)波動(dòng)的微弱正相關(guān),值得進(jìn)一步研究。

在假設(shè)4的檢驗(yàn)中,我們?cè)谀Ｐ?3)和模型(4)的基礎(chǔ)上加入了DUMMY變量和交互變量DUMMY×Δ IO,用以觀測(cè)FVEPS對(duì)于機(jī)構(gòu)交易加劇市場(chǎng)波動(dòng)的緩解作用,實(shí)證結(jié)果如表2中V3-V6回歸所示。FVEPS、MIO和ΔIO變量仍表現(xiàn)出與預(yù)期一致的顯著相關(guān)性,而交互變量DUMMY×ΔIO在10%的水平上與因變量V顯著負(fù)相關(guān),說(shuō)明公允價(jià)值計(jì)量的每股收益緩解了機(jī)構(gòu)交易行為加劇股價(jià)波動(dòng)的作用,證實(shí)了假設(shè)4。

表2 公允價(jià)值計(jì)量、機(jī)構(gòu)持股與市場(chǎng)波動(dòng)的Fix-effects回歸結(jié)果

綜合以上分析我們認(rèn)為,機(jī)構(gòu)在短期內(nèi)的羊群行為和慣性交易可能是造成MIO和ΔIO與市場(chǎng)波動(dòng)正相關(guān)的主要因素,我國(guó)以基金為代表的機(jī)構(gòu)投資者在動(dòng)蕩市場(chǎng)和逐利因素的驅(qū)動(dòng)下有很強(qiáng)的投機(jī)動(dòng)機(jī),直接加劇了市場(chǎng)波動(dòng)。我們關(guān)于公允價(jià)值研究的結(jié)論與國(guó)外的不同,發(fā)現(xiàn)公允價(jià)值計(jì)量收益有效減輕了股價(jià)波動(dòng)。究其原因,一方面與我國(guó)證監(jiān)會(huì)在金融危機(jī)中及時(shí)對(duì)公允價(jià)值披露作出解釋,市場(chǎng)對(duì)其認(rèn)識(shí)提高有關(guān);另一方面國(guó)外公允價(jià)值計(jì)量研究主要針對(duì)金融行業(yè)(Hodder等,2006),而我國(guó)整體上市公司中金融類公司數(shù)量有限,對(duì)市場(chǎng)的影響作用也不及發(fā)達(dá)市場(chǎng),此外,我國(guó)上市公司對(duì)于公允價(jià)值計(jì)量的運(yùn)用較為謹(jǐn)慎,因此在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性原則指導(dǎo)下的公允價(jià)值計(jì)量損益并未加劇波動(dòng),還在一定程度上緩解了機(jī)構(gòu)交易加劇市場(chǎng)波動(dòng)影響的作用。

四、研究結(jié)論

本文研究了以證券投資基金為代表的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)于所投資公司公允價(jià)值計(jì)量方式的偏好,以及公允價(jià)值計(jì)量與機(jī)構(gòu)行為對(duì)于市場(chǎng)波動(dòng)的影響。研究發(fā)現(xiàn):其一,機(jī)構(gòu)表現(xiàn)出對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)采取明顯的回避態(tài)度,在可供出售金融資產(chǎn)和持有到期投資上尤為突出。公允價(jià)值計(jì)量的披露和呈報(bào)開(kāi)辟了新的市場(chǎng)信息渠道,機(jī)構(gòu)面臨信息優(yōu)勢(shì)的蠶食,對(duì)公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)采取了回避態(tài)度。其二,機(jī)構(gòu)持股和交易顯著加劇了市場(chǎng)波動(dòng),這與前期文獻(xiàn)(Sias,1996)結(jié)論一致,說(shuō)明我國(guó)基金機(jī)構(gòu)追逐短期利益,市場(chǎng)交易頻繁,并未起到穩(wěn)定市場(chǎng)的作用。其三,公允價(jià)值計(jì)量的收益減輕了市場(chǎng)波動(dòng),原因在于證監(jiān)會(huì)及時(shí)發(fā)布《公開(kāi)發(fā)行證券公司信息披露解釋性報(bào)告》對(duì)公允價(jià)值損益進(jìn)行解釋性說(shuō)明,提高了市場(chǎng)認(rèn)識(shí),我國(guó)推行的公允價(jià)值計(jì)量收益并未助推危機(jī),并且因?yàn)闄C(jī)構(gòu)回避公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn),還在一定程度上緩解了機(jī)構(gòu)交易加劇波動(dòng)的影響。研究結(jié)論對(duì)于我國(guó)進(jìn)一步推廣公允價(jià)值計(jì)量和限制機(jī)構(gòu)投機(jī)行為,發(fā)展和完善我國(guó)資本市場(chǎng)具有重要參考意義。

本文局限性在于對(duì)于機(jī)構(gòu)持股是以季度持股比例來(lái)衡量,如果能夠獲得機(jī)構(gòu)持股的高頻數(shù)據(jù),對(duì)于機(jī)構(gòu)的分析將更加深入,這也是國(guó)內(nèi)外對(duì)于機(jī)構(gòu)研究普遍面臨的問(wèn)題。隨著公允價(jià)值計(jì)量方法在我國(guó)的逐步展開(kāi),新的會(huì)計(jì)計(jì)量方法與資本市場(chǎng)價(jià)值相關(guān)性和風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)性的研究仍有待進(jìn)一步深入。

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