投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇動(dòng)因?qū)嵶C研究

2014-09-19 07:12:09王福勝程富

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐 2014年3期

王福勝+程富

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（71031003）、國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（70972097）

摘要：以2007~2012年首次采用公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的上市公司為研究樣本，利用二元Logistic回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)了公司管理層選擇公允價(jià)值計(jì)量模式的具體動(dòng)因。結(jié)果表明，管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的可能性與盈利能力負(fù)相關(guān)，與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)；信息不對(duì)稱程度不會(huì)顯著影響管理層對(duì)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇。這說明管理層選擇公允價(jià)值計(jì)量模式只是為了提高公司的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)和降低公司債務(wù)水平，而不是為了向投資者提供更為相關(guān)的會(huì)計(jì)信息。

關(guān)鍵詞：投資性房地產(chǎn)；成本模式；公允價(jià)值模式；動(dòng)因

中圖分類號(hào)：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A文章編號(hào)：1003-7217(2014)03-0074-06

一、引言

在新頒布的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則體系中，投資性房地產(chǎn)準(zhǔn)則引起了人們的廣泛關(guān)注。根據(jù)新準(zhǔn)則的規(guī)定，在對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量時(shí)，企業(yè)既可以采用成本模式，也可以采用公允價(jià)值模式。由于現(xiàn)階段我國房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)活躍，投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值大都高于其賬面價(jià)值，若企業(yè)采用公允價(jià)值模式對(duì)其投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量，這將使其利潤(rùn)得到大幅度提高，資產(chǎn)和所有者權(quán)益也將相應(yīng)增加。在2007~2009年期間，存在投資性房地產(chǎn)的上市公司分別為630家、690家和772家，絕大部分采用成本模式計(jì)量，采用公允價(jià)值模式計(jì)量的極少，三年分別為18家、20家和25家［1］?？梢?，盡管公允價(jià)值計(jì)量模式能給企業(yè)帶來整體業(yè)績(jī)的改善，但現(xiàn)實(shí)中多數(shù)企業(yè)都不愿意選擇公允價(jià)值模式。那么，為什么大多數(shù)企業(yè)都不愿意選擇公允價(jià)值計(jì)量模式，企業(yè)在做出計(jì)量模式的選擇時(shí)會(huì)受到哪些因素的影響。

關(guān)于這些問題，現(xiàn)有文獻(xiàn)從不同角度做出了不同的回答。Ball（2006）認(rèn)為，雖然公允價(jià)值計(jì)量模式的采用需要滿足特定的條件，但是公允價(jià)值計(jì)量模式會(huì)因其能夠提供更為相關(guān)的會(huì)計(jì)信息而受到偏愛［2］。而Qiang（2007）認(rèn)為，成本計(jì)量模式在會(huì)計(jì)數(shù)字的契約觀下更為有效，因?yàn)槌杀居?jì)量模式可以降低由債權(quán)人保護(hù)、政治敏感性、稅收和訴訟產(chǎn)生的代理成本［3］。Quagli和Avallone(2010)基于首次采用國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則的歐洲國家的房地產(chǎn)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，信息不對(duì)稱、契約效率和經(jīng)理的機(jī)會(huì)主義可以解釋公司對(duì)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇［4］。劉斌和熊運(yùn)蓮（2010）采用進(jìn)化博弈方法證實(shí)，我國房地產(chǎn)上市公司的會(huì)計(jì)政策選擇并不是完全理性的，存在明顯的趨同效應(yīng)［5］。劉永澤和馬妍（2011）認(rèn)為，市場(chǎng)條件不完善、準(zhǔn)則限制條件嚴(yán)格、相關(guān)指引缺失和會(huì)計(jì)計(jì)量理念轉(zhuǎn)變困難是投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式面臨應(yīng)用困境的主要原因［6］。張奇峰等（2011）以北辰實(shí)業(yè)為例，分析了企業(yè)在投資性房地產(chǎn)成本計(jì)量模式與公允價(jià)值計(jì)量模式之間選擇的決定因素，結(jié)果表明，北辰實(shí)業(yè)在 A 股年報(bào)中采用成本模式，而在 H 股年報(bào)中采用公允價(jià)值模式的主要原因包括：（1）兩地會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的差異；（2）兩地監(jiān)管機(jī)構(gòu)對(duì)公允價(jià)值會(huì)計(jì)的態(tài)度不同；（3）兩地投資性房地產(chǎn)信息披露的差異；（4）兩地資本市場(chǎng)成熟度與投資者理性程度的差異［7］。柳雅君和侯曉紅（2012）發(fā)現(xiàn)，由于采用公允價(jià)值模式的初始成本較高，可能會(huì)增加企業(yè)的所得稅費(fèi)用和現(xiàn)金流出，引起企業(yè)盈余和股利的波動(dòng)，所以較少企業(yè)會(huì)采用公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量［8］。

目前多數(shù)文獻(xiàn)采用規(guī)范分析和個(gè)案研究的方法分析投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式選擇的影響因素，而很少有文獻(xiàn)采用實(shí)證分析的方法檢驗(yàn)投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式選擇的決定因素。盡管陳鷹（2010）從降低信息不對(duì)稱和提高管理效率兩個(gè)方面實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)對(duì)投資性房產(chǎn)選擇公允價(jià)值計(jì)量模式的影響因素［9］，但其檢驗(yàn)對(duì)象只是房地產(chǎn)上市公司，研究結(jié)論不具有普遍性。因?yàn)槠渌袠I(yè)中也存在采用公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的公司；同時(shí)，由于其回歸樣本中采用成本模式和公允價(jià)值模式的樣本數(shù)量相差較大，這降低了其研究結(jié)論的說服力。

基于此，本文以2007~2012年首次采用公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的所有上市公司為研究樣本進(jìn)行實(shí)證分析。從公司管理層選擇公允價(jià)值模式的機(jī)會(huì)主義和效率主義兩個(gè)角度檢驗(yàn)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇的具體動(dòng)因。

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐(雙月刊)2014年第3期2014年第3期(總第189期)王福勝，程富：投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇動(dòng)因?qū)嵶C研究

二、理論分析與研究假設(shè)

既有研究通常運(yùn)用兩種觀點(diǎn)解釋企業(yè)的會(huì)計(jì)政策選擇行為，即機(jī)會(huì)主義觀和效率主義觀［10］。會(huì)計(jì)政策選擇的機(jī)會(huì)主義觀認(rèn)為，經(jīng)理會(huì)通過選擇特定的會(huì)計(jì)方法最大化其個(gè)人財(cái)富；而會(huì)計(jì)政策選擇的效率主義觀認(rèn)為，經(jīng)理會(huì)通過選擇特定的會(huì)計(jì)方法最大化公司價(jià)值［11］。公司管理層選擇公允價(jià)值模式的機(jī)會(huì)主義體現(xiàn)為旨在影響公司的財(cái)務(wù)狀況和經(jīng)營(yíng)成果，國內(nèi)已有很多文獻(xiàn)研究了投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況和經(jīng)營(yíng)成果的影響，其中普遍被證實(shí)的觀點(diǎn)是：公允價(jià)值計(jì)量模式的采用會(huì)對(duì)公司業(yè)績(jī)和資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生重大影響［12，13］。

依據(jù)會(huì)計(jì)政策選擇的"報(bào)酬契約假設(shè)"，管理層存在通過選擇增加收益的會(huì)計(jì)方法提高其自身報(bào)酬的動(dòng)機(jī)［14］。而管理層的報(bào)酬通常又與公司業(yè)績(jī)相掛鉤，業(yè)績(jī)較差的公司管理層將遭受較低的薪酬待遇［15］；同時(shí)，公司業(yè)績(jī)還與管理層變更存在直接的關(guān)系，業(yè)績(jī)較差的公司管理層將面臨更高的被接管風(fēng)險(xiǎn)［16］。因此，當(dāng)公司業(yè)績(jī)表現(xiàn)較差時(shí)，管理層存在利用會(huì)計(jì)政策選擇提高公司會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)。在現(xiàn)階段我國房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)活躍的情況下，公允價(jià)值模式的采用會(huì)增加公司利潤(rùn)，如陳敏和柴斌鋒（2011）發(fā)現(xiàn)，公允價(jià)值模式的采用會(huì)使企業(yè)盈利水平提高、凈利潤(rùn)提升和凈資產(chǎn)增加［17］；趙彥鋒（2011）發(fā)現(xiàn)，雖然選用公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的上市公司較少，但是首次采用、后續(xù)考察以及境內(nèi)外差異均表明，公允價(jià)值計(jì)量具有"增肥"效應(yīng)，從而有可能成為利潤(rùn)操縱的工具［18］。綜上所述，選擇前盈利能力較差的公司為了短暫地提高自身的盈利能力，更有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量。據(jù)此，提出假設(shè)1。

H1：管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的可能性與選擇前的盈利能力負(fù)相關(guān)。

依據(jù)會(huì)計(jì)政策選擇的"債務(wù)契約假設(shè)"，管理層存在通過選擇增加收益的會(huì)計(jì)方法避免違反債務(wù)協(xié)議的動(dòng)機(jī)［14］。資產(chǎn)負(fù)債率是制定債務(wù)協(xié)議時(shí)經(jīng)常涉及的指標(biāo)，公司的資產(chǎn)負(fù)債率越高，其違反債務(wù)協(xié)議的概率也越高［19］。因此，當(dāng)公司的資產(chǎn)負(fù)債率較高時(shí)，管理層存在利用會(huì)計(jì)政策選擇降低公司債務(wù)水平的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)。在現(xiàn)階段我國房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)活躍的情況下，公允價(jià)值計(jì)量模式的采用會(huì)降低公司的資產(chǎn)負(fù)債率，如王蕾等（2008）發(fā)現(xiàn)選擇公允價(jià)值計(jì)量模式可以實(shí)現(xiàn)公司增加短期資產(chǎn)的需要［20］；歐陽愛平和潘天笑（2009）也發(fā)現(xiàn)采用公允價(jià)值計(jì)量模式能改善資產(chǎn)與負(fù)債結(jié)構(gòu)，提高企業(yè)的融資能力［12］。基于以上分析，選擇前資產(chǎn)負(fù)債率較高的公司為了提高未來的融資能力，更有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量。據(jù)此，提出假設(shè)2。

H2：管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的可能性與選擇前的資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)。

Bartov 和Bodnar（1996）研究發(fā)現(xiàn)，信息不對(duì)稱是會(huì)計(jì)政策選擇的主要影響因素之一，管理層可以通過會(huì)計(jì)政策的選擇提供更為詳細(xì)的信息，借此影響理性投資者對(duì)公司的信任或符合分析師對(duì)盈利的預(yù)測(cè)以減少股票價(jià)格的不利影響［21］。因此，公司管理層選擇公允價(jià)值模式的效率主義體現(xiàn)為提供更可靠、更相關(guān)的會(huì)計(jì)信息以緩解信息不對(duì)稱問題。一方面，公允價(jià)值的使用會(huì)使公司利潤(rùn)產(chǎn)生較大波動(dòng)，增強(qiáng)投資者的感知風(fēng)險(xiǎn)，從而可以減少管理層與投資者之間的信息不對(duì)稱；另一方面，公允價(jià)值的運(yùn)用能夠向公司的債權(quán)人傳遞更多關(guān)于債務(wù)協(xié)議方面的最新信息，降低債權(quán)人的合約成本，從而可以減少股東與債權(quán)人之間的信息不對(duì)稱［4］。因此，在解決市場(chǎng)參與者的信息不對(duì)稱問題上，公允價(jià)值模式要比成本模式更有優(yōu)勢(shì)。如果信息不對(duì)稱情形確實(shí)存在，那么管理層就有可能通過選擇公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)向市場(chǎng)傳遞公司真實(shí)價(jià)值的信號(hào)。因此，選擇前信息不對(duì)稱程度較高的公司為了緩解信息不對(duì)稱問題，更有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)。

H3：管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的可能性與選擇前的信息不對(duì)稱程度正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建與變量設(shè)計(jì)

考慮到實(shí)證研究的因變量為二維屬性變量，構(gòu)建二元Logistic回歸模型如下：

LnPFV=11－PFV=1=α0+α1ROA+α2LEV+

α3MTB+α4IPA+α5ES+α6SIZE+ε（1）

因變量FV是公允價(jià)值模式虛擬變量，當(dāng)公司采用公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量時(shí)取值為1，當(dāng)公司采用成本模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量時(shí)取值為0。PFV=1代表公司管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的概率。自變量包括選擇前的盈利能力（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）和市值賬面比（MTB）。分別通過考察自變量ROA、LEV和MTB前估計(jì)的系數(shù)α1、α2和α3的符號(hào)和顯著性來檢驗(yàn)假設(shè)H1、假設(shè)H2和假設(shè)H3。

與Quagli和Avallone(2010)以及陳鷹（2010）的處理方法類似，為了避免出現(xiàn)一年數(shù)據(jù)的隨意性，分別用公司采用公允價(jià)值模式前兩年資產(chǎn)凈利率和資產(chǎn)負(fù)債率的均值衡量選擇前的盈利能力ROA和資產(chǎn)負(fù)債率LEV［4，9］，并預(yù)測(cè)ROA的系數(shù)為負(fù)，LEV的系數(shù)為正。權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值捕捉的是公司的增長(zhǎng)機(jī)會(huì)價(jià)值，權(quán)益的賬面價(jià)值近似等于公司的在位資產(chǎn)價(jià)值。公司權(quán)益的市場(chǎng)價(jià)值與其賬面價(jià)值相差越大，公司的增長(zhǎng)機(jī)會(huì)價(jià)值與其在位資產(chǎn)價(jià)值相差就越大，管理層持有的私人信息就有可能越多，管理層與外部投資者之間的信息不對(duì)稱程度就有可能越高，即權(quán)益的市值賬面比與信息不對(duì)稱程度正相關(guān)［22，23］。因此，本文也以權(quán)益的市值賬面比MTB作為信息不對(duì)稱程度的代理變量，并預(yù)測(cè)MTB的系數(shù)為正。

IPA為公司投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重，該比重越大，公允價(jià)值計(jì)量模式對(duì)公司業(yè)績(jī)和資本結(jié)構(gòu)的影響就越大，公司就越容易通過選擇公允價(jià)值模式實(shí)現(xiàn)其預(yù)期目標(biāo)。因此，預(yù)測(cè)IPA的系數(shù)為正。依據(jù)Leuz等（2003）和Burgstahler等（2006）的研究，使用公司采用公允價(jià)值模式前4年?duì)I業(yè)利潤(rùn)的標(biāo)準(zhǔn)差與經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量的標(biāo)準(zhǔn)差的比值度量公司的收益平滑政策［24，25］。選取4年的數(shù)據(jù)是為了確保能夠捕捉和衡量營(yíng)業(yè)利潤(rùn)以及經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量的波動(dòng)水平，減少誤差和特異性的影響；另外，為了使收益平滑指數(shù)的大小能同方向地代表公司存在收益平滑行為可能性的大小，將該比值乘以-1，最終得到控制變量ES的取值。Quagli和Avallone(2010)發(fā)現(xiàn)，公司的收益平滑行為與公允價(jià)值模式的選擇負(fù)相關(guān)［4］。因此，預(yù)測(cè)ES的系數(shù)為負(fù)。SIZE為公司規(guī)模的代理變量，等于采用公允價(jià)值模式前兩年總資產(chǎn)均值的自然對(duì)數(shù)。Watt和Zimmerman（1978）發(fā)現(xiàn)，規(guī)模越大的公司，越有可能選擇減少收益的會(huì)計(jì)政策［26］。因此，預(yù)測(cè)SIZE的系數(shù)為負(fù)。

模型（1）中涉及各變量的含義及其計(jì)算方法見表1。

表1 變量設(shè)計(jì)

變量名稱

變量含義

計(jì)算方法

公允價(jià)值模式虛擬變量

后續(xù)計(jì)量模式為公允價(jià)值模式時(shí)值為1，成本模式時(shí)值為0

ROA

盈利能力

采用公允價(jià)值模式前兩年資產(chǎn)凈利率（凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)）的均值

LEV

資產(chǎn)負(fù)債率

采用公允價(jià)值模式前兩年資產(chǎn)負(fù)債率（總負(fù)債/總資產(chǎn)）的均值

IPA

投資性房地產(chǎn)比重

期初投資性房地產(chǎn)的賬面價(jià)值/期初總資產(chǎn)的賬面價(jià)值

MTB

市值賬面比

期初所有者權(quán)益的總市值/期初所有者權(quán)益的賬面價(jià)值

收益平滑指數(shù)

前4年?duì)I業(yè)利潤(rùn)標(biāo)準(zhǔn)差/前4年經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~標(biāo)準(zhǔn)差

SIZE

公司規(guī)模

采用公允價(jià)值模式前2年總資產(chǎn)均值的自然對(duì)數(shù)

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2007~2012年年報(bào)中披露投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值模式進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的上市公司為研究樣本，通過查閱上市公司的臨時(shí)公告和年報(bào)，搜集到38家采用公允價(jià)值模式的上市公司樣本。在此基礎(chǔ)上，剔除4家金融業(yè)上市公司，最終得到34個(gè)研究樣本。為了進(jìn)行二元Logistic回歸分析，還需為研究樣本選取配對(duì)樣本。以年度、行業(yè)和規(guī)模為配對(duì)標(biāo)準(zhǔn)，從各年存在投資性房地產(chǎn)且采用成本模式對(duì)其進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的上市公司中選取相同行業(yè)且近似規(guī)模的34個(gè)配對(duì)樣本。各研究變量的數(shù)據(jù)來自銳思金融研究數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了模型（1）中各自變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從全樣本的結(jié)果看，ROA的均值為0.013，說明樣本公司的平均盈利水平偏低；LEV的均值為0.657，說明樣本公司的平均債務(wù)水平偏高；MTB的均值為3.940，說明就平均而言，樣本公司所有權(quán)益的賬面價(jià)值與其市場(chǎng)價(jià)值相差甚遠(yuǎn)，資本市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱問題嚴(yán)重；IPA的均值為0.088，說明就平均而言，樣本公司的投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重較大；ES的均值為-1.207，說明樣本公司營(yíng)業(yè)利潤(rùn)波動(dòng)的平均水平與其經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量波動(dòng)的平均水平相差不大，可能表明樣本公司的確存在收益平滑行為。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

變量

全樣本

研究組（公允價(jià)值模式）

配對(duì)組（成本模式）

研究組與配對(duì)組的比較

均值

中位數(shù)

均值

中位數(shù)

均值

中位數(shù)

t統(tǒng)計(jì)量

P值

ROA

0.013

0.025

-0.012

0.011

0.039

0.034

-2.747

0.008

LEV

0.657

0.597

0.799

0.642

0.514

0.541

1.830

0.072

MTB

3.940

2.131

4.761

2.317

3.120

1.909

1.320

0.194

IPA

0.088

0.046

0.112

0.074

0.065

0.022

1.676

0.099

SIZE

21.489

21.332

21.301

21.646

21.344

-0.886

0.379

-1.207

-0.474

-1.465

-0.474

-0.950

-0.579

-0.751

0.456

從研究組與配對(duì)組的比較結(jié)果看，研究組的ROA均值在1%水平上顯著小于配對(duì)組的ROA均值。說明采用公允價(jià)值模式的公司的盈利能力顯著差于采用成本模式的公司的盈利能力，這與假設(shè)H1的預(yù)期一致，即選擇前盈利能力越差的公司，越有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量；研究組的LEV均值在10%水平上顯著大于配對(duì)組的LEV均值。說明采用公允價(jià)值模式的公司的資產(chǎn)負(fù)債率顯著高于采用成本模式的公司的資產(chǎn)負(fù)債率，這與假設(shè)H2的預(yù)期一致，即選擇前資產(chǎn)負(fù)債率越高的公司，越有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量；雖然研究組的MTB均值大于配對(duì)組的MTB均值，但是兩者在統(tǒng)計(jì)上不存在顯著差異，這與假設(shè)H3的預(yù)期不一致。

由于以上分析沒有控制各變量之間的相互影響，所以還需運(yùn)用多元回歸分析進(jìn)一步檢驗(yàn)研究假設(shè)。

（二）回歸分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假設(shè)H1、假設(shè)H2和假設(shè)H3，選用SPSS19.0中的"Binary Logistic"功能對(duì)模型（1）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表3和表4。

表3 模型（1）的擬合優(yōu)度

自由度

卡方統(tǒng)計(jì)量

-2對(duì)數(shù)似然值

偽R2

預(yù)測(cè)效率

24.634***

64.089

0.319

73.44%注：***表示在1%水平上顯著。

表4 模型（1）中變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果

變量

回歸系數(shù)

標(biāo)準(zhǔn)誤差

Wald統(tǒng)計(jì)量

P值

發(fā)生比率

ROA

-11.924

4.880

5.971

0.015

0.000

LEV

2.516

1.169

4.630

0.031

12.379

MTB

0.073

0.058

1.591

0.207

1.076

IPA

5.290

2.838

3.475

0.062

198.334

-0.192

0.350

0.300

0.584

0.825

SIZE

-0.034

0.289

0.014

0.906

0.967

由表3可知，卡方統(tǒng)計(jì)量在1%水平上顯著，表明回歸模型在總體上是顯著的，即至少有一個(gè)自變量會(huì)顯著影響因變量；偽R2為0.319，表明自變量的變化能夠解釋31.9%的因變量變化；預(yù)測(cè)效率為73.44%，表明73.44%的觀測(cè)判斷了正確的組。總之，表3中的結(jié)果表明，模型（1）的總體解釋能力較強(qiáng)，即能夠較好地解釋和預(yù)測(cè)公司管理層對(duì)投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的選擇。

由表4可知，ROA的系數(shù)為負(fù)且在5%水平上顯著，說明管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的概率與選擇前的盈利能力負(fù)相關(guān)，即支持了假設(shè)H1。表明選擇前盈利能力越差的公司越有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量。LEV的系數(shù)為正且在5%水平上顯著，說明公司管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的概率與選擇前的資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)，即支持了假設(shè)H2。表明選擇前資產(chǎn)負(fù)債率越高的公司越有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量。MTB的系數(shù)為正卻不顯著，表明信息不對(duì)稱程度不會(huì)顯著影響公司管理層對(duì)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇，這與假設(shè)H3的預(yù)期不一致，即管理層通過選擇公允價(jià)值模式降低信息不對(duì)稱程度的觀點(diǎn)沒有得到證實(shí)。這可能是因?yàn)楣芾韺舆x擇公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)并非出于降低信息不對(duì)稱的考慮。

此外，控制變量IPA的系數(shù)為正且在10%水平上顯著，說明公司管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的概率與選擇前的投資性房地產(chǎn)比重正相關(guān)。表明選擇前投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)比重越高的公司越有可能選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量?？刂谱兞縀S的系數(shù)為負(fù)，與前文的預(yù)測(cè)一致，但并不顯著。表明公司的收益平滑行為并不會(huì)顯著影響公司對(duì)投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的選擇。控制變量SIZE的系數(shù)為負(fù)，也與前文的預(yù)測(cè)一致，但也不顯著。表明政治成本假設(shè)并未得到支持，這是因?yàn)楸疚倪x取與研究樣本具有近似規(guī)模的公司作為其配對(duì)樣本，此時(shí)兩組樣本公司的規(guī)模已不存在顯著差異（見表2）。

五、結(jié)論與啟示

以2007~2012年首次選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的上市公司為研究對(duì)象，從公司管理層選擇公允價(jià)值模式的機(jī)會(huì)主義和效率主義兩個(gè)角度，實(shí)證檢驗(yàn)了投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式選擇的具體動(dòng)因。結(jié)果表明，管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的可能性與盈利能力負(fù)相關(guān)，與資產(chǎn)負(fù)債率正相關(guān)；而信息不對(duì)稱程度不會(huì)顯著影響管理層對(duì)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇。這些結(jié)果支持了會(huì)計(jì)政策選擇的機(jī)會(huì)主義觀，而未支持會(huì)計(jì)政策選擇的效率主義觀，即管理層通過選擇公允價(jià)值模式影響公司的財(cái)務(wù)狀況和經(jīng)營(yíng)成果的觀點(diǎn)得到支持，而管理層通過選擇公允價(jià)值模式降低信息不對(duì)稱程度的觀點(diǎn)沒有得到證實(shí)。表明管理層選擇公允價(jià)值模式只是為了提高公司的會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)和降低公司的債務(wù)水平，而不是為了向投資者提供更為相關(guān)的會(huì)計(jì)信息。換句話說，管理層選擇公允價(jià)值模式對(duì)投資性房性地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量只是出于短暫提高公司盈利能力和融資能力的考慮，而非出于降低投資者與管理層之間信息不對(duì)稱程度的考慮。

因此，準(zhǔn)則制定者應(yīng)進(jìn)一步修訂和完善投資性房地產(chǎn)準(zhǔn)則，如放松公允價(jià)值模式的運(yùn)用條件、制定統(tǒng)一的公允價(jià)值計(jì)量框架、發(fā)布公允價(jià)值操作指南、提高公允價(jià)值應(yīng)用的可操作性等，以引導(dǎo)公司管理層在選擇公允價(jià)值模式時(shí)趨向效率主義；監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式變更的監(jiān)管，如詳細(xì)審查企業(yè)變更投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的合理性、要求企業(yè)聘請(qǐng)注冊(cè)會(huì)計(jì)師對(duì)投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的變更進(jìn)行專項(xiàng)審計(jì)，以抑制公司管理層在選擇公允模式時(shí)的機(jī)會(huì)主義行為。

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(責(zé)任編輯:漆玲瓊)

Motivations to Choose Fair Value Measurement

Model for Investment Properties

WANG Fusheng，CHENG Fu

(School of Economics and Management, Harbin Institute of Technology，Harbin，Heilongjiang 150001，China)

Abstract：Taking Chinese listed companies which firstly chose fair value model to measure investment real properties during the period from 2007 to 2012 as our sample, this paper uses the binary logistic regression model to investigate the specific motivations to choose fair value model to measure investment real properties. The results show that the probability of choosing fair value model to measure investment properties is negatively associated with firm's profitability and positively associated with the assetliability ratio before the selection, and not significantly associated with the magnitude of information asymmetry before the selection. The results suggest that the management choose the fair value model to improve a firm's accounting performance and reduce its liability level, rather than to provide more relevant accounting information for investors.

Key words：Investment real properties；Cost model；Fair value model；Motivation