終極控制人性質、債務約束與公允價值計量選擇——基于投資性房地產(chǎn)項目的實證研究

上海開放大學經(jīng)濟管理學院　汪立元

終極控制人性質、債務約束與公允價值計量選擇——基于投資性房地產(chǎn)項目的實證研究

上海開放大學經(jīng)濟管理學院汪立元

本文以2012-2015年非金融行業(yè)A股上市公司為樣本，以投資性房地產(chǎn)項目后續(xù)計量為研究對象，采用雙邊logistic回歸分析模型檢驗了終極控制人性質和債務約束對上市公司公允價值計量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，終極控制人為非國有性質上市公司傾向采用公允價值對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量，債務約束對上市公司公允價值計量選擇具有正向影響。但在終極控制人為非國有的上市公司中，債務約束對公允價值計量的選擇具有顯著的正向影響。

終極控制人性質債務約束公允價值計量投資性房地產(chǎn)

一、引言

隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，我國會計準則不斷與國際會計準則接軌。2007年1月1日起，新企業(yè)會計準則在上市公司范圍內(nèi)施行，新企業(yè)會計準則在堅持歷史成本計量的同時，大量引入了公允價值計量。公允價值模式計量主要在長期股權投資、非貨幣性資產(chǎn)交換、債務重組、交易性金融資產(chǎn)、租賃、投資性房地產(chǎn)等方面得以運用。2014年7月1日在所有企業(yè)執(zhí)行的《企業(yè)會計準則第39號-公允價值計量》進一步規(guī)范了公允價值的含義，明確公允價值計量的方法和層次，并對公允價值計量的相關信息披露提出了具體要求。其中尤其令人注意的是投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計量，由于交易性金融資產(chǎn)一旦分類，其后續(xù)計量模式就已經(jīng)確定，但是投資性房地產(chǎn)在后續(xù)計量模式上可以選擇采用歷史成本或公允價值模式計量，而且一經(jīng)確定就不可以更改。雖然公允價值能夠提高會計信息的相關性、可靠性而且是美國及多數(shù)市場經(jīng)濟國際的普遍做法，但是由于公允價值獲取方法存在差異、同類市場價格難以獲取、采用公允價值模式計量要求嚴苛，等原因致使我國在2012-2015年之間，持有投資性房地產(chǎn)的上市公司分別為824家、894家、970家、1037家，但是選擇公允價值模式計量的只有26家、30家、40家、46家，平均只有4%的公司(見表2)選擇采用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量。因此基于投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式，研究公允價值計量的影響因素，對于我國的會計行業(yè)實踐應用具有重要的指導意義。

由于西方國家在會計理論研究上已經(jīng)早于我國很多年，目前會計制度比我們更加成熟，所以西方的理論研究可以作為我們研究的重要基礎。Quagli和Avallone（2010）認為信息不對稱、契約效率、公司規(guī)模等是影響公允價值計量選擇的因素。Muller（2008）認為，內(nèi)部股東持股比例、公司財務透明度是影響公允價值計量選擇的因素。這些文獻都表示債務約束對公允價值計量選擇沒有影響。然而Beatty A和Weber（2003）通過研究發(fā)現(xiàn)，公司債務約束是影響公允價值計量選擇的重要影響因素。由此可見，債務約束是否對公允價值計量的選擇具有影響的結論還不一致。由于我國的特殊國情，存在著大量終極控制人為國家的企業(yè)，終極控制人性質對公允價值計量選擇是否有影響以及影響的程度存在著大量的理論分析。張奇峰、張鳴、戴佳君（2011）認為，會計準則、監(jiān)管層態(tài)度、兩地信息披露狀況、市場成熟度以及投資者理性程度等方面對計量模式產(chǎn)生影響。但是，這些理論分析都缺乏實證檢驗。

因此，本文選擇2012-2015年我國非金融行業(yè)A股上市公司投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量屬性進行研究，著重檢驗終極控制人性質和債務約束對公允價值計量選擇的影響。研究發(fā)現(xiàn)終極控制人為非國有性質與公允價值模式計量成正相關。債務約束對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式選擇公允價值計量存在顯著的正向影響。

二、理論分析與研究假設

我國有過公允價值計量失敗的教訓，理論界和實物界都對公允價值計量是否會帶來新的盈余管理空間高度重視，所以新會計準則對公允價值計量非常謹慎，所以我國對于投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量采用公允價值模式計量進行的了嚴格的條件限制，使得公允價值模式不能夠被濫用。但是新準則又給企業(yè)的計量模式提供了分類選擇權，這在一定程度上賦予了企業(yè)管理者判斷的空間。因此公司在選擇公允價值模式計量時會綜合考慮各種因素。由于我國的特殊國情，大量上市公司的股權性質很復雜，終級控制人是否為國有企業(yè)以及債務約束都對投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計量模式選擇產(chǎn)生影響。

（一）終極控制人性質與公允價值計量選擇由于我國證券市場成立的目的之一是籌集社會閑散資金來支持國有企業(yè)的發(fā)展，所以我國絕大多數(shù)上市公司的終極控制人仍然是國有企業(yè)。終極控制人為國家的上市公司，其控制人的政治目的必然會體現(xiàn)在上市公司日常經(jīng)營過程中?，F(xiàn)階段國家控股的上市公司多為關乎民生社稷的行業(yè)，如石油、電力、通信等，具有高度的壟斷性，因而其經(jīng)濟效益在國內(nèi)上市公司中出于前列，很少有盈余管理的動機。蘇新龍、漆傳金（2008）認為公司的治理機制是會計政策選擇的決定因素，公司治理不完善的公司傾向于機會主義行為，更愿意采用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量。

由于選用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量時，至少每年期末都要對投資性房地產(chǎn)的公允價值進行重新確定，并做出調(diào)整。而對投資性房地產(chǎn)的公允價值進行確定多以評估為主，過程非常復雜，所以會對會計穩(wěn)健性產(chǎn)生影響。終極控制人為國家的上市公司肩負著更多的社會責任和政治成本，可以更加便利地獲得政策優(yōu)惠、貸款、政府采購、所以其進行盈余管理的動機不大因此其會計政策更偏向于穩(wěn)健的會計政策。由于大多數(shù)國企管理水平較低，會計信息質量也偏低，如著名的本土國有化妝品龍頭公司上海家化，就在2013年被普華永道會計師事務所對其財務報告的內(nèi)部控制出具否定意見審計報告。與此相反，終極控制人為國有企業(yè)的上市公司其經(jīng)營活動、投資活動、籌資活動面臨著更多的競爭和市場壓力，企業(yè)自身對外界盈余更為敏感，有著更為靈活的應對機制，其會計信息也更為可靠。于是，在面對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量選擇時，終極控制人為非國有企業(yè)的上市公司更有動力采用公允價值模式計量。因此，提出以下假設1：

H1：終極控制人為非國有的上市公司更愿意采用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量

（二）債務約束與公允價值計量選擇在上市公司總體債務比越高的情況下，債權人對公司擁有更多的所有權，所以他會更關注債務人違約的風險，為了保障他們的自身利益，債權人會更傾向于采用穩(wěn)健的會計計量方法，所以，債權人更傾向于約束債務人的行為。債務約束比重上升意味著企業(yè)面臨更大的風險，為了提高債權人的滿意度，債務人就越有動機高估企業(yè)盈余。根據(jù)Watts&Zimmerman（1990）根據(jù)契約理論提出的三大假設中的債務契約假設，如果其他條件不變，公司的負債率越高，管理者越有可能提前確認利潤，以避免違反債務協(xié)議的動機。資產(chǎn)負債率是制定債務協(xié)議時經(jīng)常涉及的指標，公司的資產(chǎn)負債率越高，其違反債務協(xié)議的概率也越高。因此公司的資產(chǎn)負債率越高，其管理層利用會計政策降低公司的資產(chǎn)負債率的動機就越強烈。而現(xiàn)階段我國的房地產(chǎn)市場價格處于不斷上升的階段，對投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計量采用公允價值模式可以增加投資性房地產(chǎn)的賬面價值，同時由于公允價值記錄模式下不需要計提折舊與減值，這樣就可以降低企業(yè)的資產(chǎn)負債率。對于投資者而言，企業(yè)違反協(xié)議的動機就會減弱，這樣可以提高投資者的信心，提高企業(yè)的融資能力，減少融資成本，維持融資額度。所以在物價上漲的階段管理者更傾向于與采用公允價價值計量。提出假設2:

H2：管理者以公允價值計量模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量與債務約束成正相關

（三）借款契約與債務約束同時對公允價值計量選擇的影響中國的金融體系是以中國工商銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國建設銀行和中國銀行這四家國有商業(yè)銀行為主導，上市公司的債務融資主要來源于這四大商業(yè)銀行。盡管根據(jù)《商業(yè)銀行法》規(guī)定，銀行要按照商業(yè)實體來運作，但是由于四大國有銀行的終極控制人為國家，其經(jīng)營不得不與政府的政策目標相一致。

從企業(yè)的角度來看，對于終極控制人為國家的上市公司而言，通常會出現(xiàn)政企不分的現(xiàn)象，政府擁有絕對或相對控股地位，由于政府在企業(yè)和銀行同時擔任債務人和債權人，所以政府干預公司和銀行貸款的現(xiàn)象大量存在。政府干預銀行貸款的現(xiàn)象主要表現(xiàn)在：對企業(yè)進行財政補貼降低企業(yè)違約的可能性，從而使企業(yè)更容易獲得銀行借款；直接通過對銀行決策的影響貸款給企業(yè)；直接給企業(yè)優(yōu)惠補助。債務約束已經(jīng)失去了其實質性約束能力。公司即使違反契約條款，并不會帶來實質性的懲罰后果，更不會破產(chǎn)。

但是對于終極控制人非國有的企業(yè)而言，其與銀行之間的貸款行為完全是市場行為，沒有政府擔保，完全憑借自身的盈利能力，因而銀行在貸款給終極控制人為非國有的上市公司時面臨這更大的市場風險。孫錚、李增泉、王景斌（2006）認為會計信息對民企和國企借貸行為的影響都很顯著，在民營企業(yè)中的影響比國有企業(yè)更大。所以銀行在借款給非國有企業(yè)時會增加更多的約束性條件，其中包括對會計穩(wěn)健性的要求。所以，提出假設3：

H3：終極控制人為非國有企業(yè)的上市公司，債務約束對公允價值計量選擇的影響程度會下降

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源本文樣本選取期間確定為2012-2015年的全部A股上市公司，剔除期末投資性房地產(chǎn)凈額為0的A股上市公司。數(shù)據(jù)主要來源于國泰君安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量會計政策選擇數(shù)據(jù)全部手工搜集。所得2012-2015年中持有投資性房地產(chǎn)的A股上市公司共計3725個樣本，其中有142個樣本使用公允價值對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量。具體樣本分布情況如表1所示。

表1　樣本分布

從表1可以看出，四年間我國A股上市公司中持有投資性房地產(chǎn)的3725家公司只有4%選擇公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量，而且各年度之間差異較小，都維持在4%的水平。說明盡管新會計準則下企業(yè)可以對投資性房地產(chǎn)采用公允價值模式進行后續(xù)計量，但是只有極少數(shù)企業(yè)愿意采用公允價值模式。按老行業(yè)分類標準來看，金融行業(yè)中持有投資性房地產(chǎn)的上市公司選擇公允價值模式進行后續(xù)計量的比例最高為21%；其次是房地產(chǎn)行業(yè)，選擇比例為7%。說明這兩個行業(yè)在投資性房地產(chǎn)公允價值計量上具有一定的信息優(yōu)勢，采用公允價值計量的成本低于其他行業(yè)。

考慮到金融行業(yè)的特殊性而將其剔除后，剩余3624個樣本持有投資性房地產(chǎn)，其中121個樣本采用公允價值進行后續(xù)計量，數(shù)據(jù)之間存在明顯的不平衡性。為了緩解數(shù)據(jù)不平衡性對回歸結果的影響并保證檢驗結論的穩(wěn)定性，本文在回歸分析中對比使用以下兩種樣本確定方式：（1）使用全部非金融行業(yè)數(shù)據(jù)回歸；（2）使用部分行業(yè)數(shù)據(jù)，剔除幾乎全部選擇歷史成本后續(xù)計量的行業(yè)數(shù)據(jù)（綜合行業(yè)），剩余3583個樣本，其中118個樣本采用公允價值后續(xù)計量。（3）進行配對樣本回歸，以投資性房地產(chǎn)凈占額比（Ip-heavy）最接近為標準，為121個采用公允價值對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量的公司在其統(tǒng)年統(tǒng)行業(yè)中選擇一家采用歷史成本后續(xù)計量的公司作為配對樣本，剔除5個極端值，得到237個樣本。

（二）變量定義與模型構建本文通過建立如下模型對上述假設進行檢驗，具體變量的設置和定義見表2。

因變量Yes代表公允價值模式虛擬變量，當公司采用公允價值對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量的時候，Yes取值為1，檔公司采用成本模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)機量時，取值為0。Ucl代表終極控制人性質虛擬變量，終極控制人為國家時取值為1，否則取值為0。Zefel代表負債規(guī)模即資產(chǎn)負債率。Size代表公司規(guī)模，取期末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)。Ip-heavy表示投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重。Industry表示行業(yè)的虛擬變量，如果是房地產(chǎn)行業(yè)，取值為1，都則為0。Industry和Year作為啞變量。主要通過對α1、α2和α3的顯著性來檢驗假設H1、H2和H3。

表2　變量定義

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計為了初步判斷回歸模型的可行性，本文在剔除金融行業(yè)數(shù)據(jù)后，對回歸模型中主要變量進行了描述性統(tǒng)計，如表3所示。

表3　主要變量描述性統(tǒng)計

表3描述了模型中的主要統(tǒng)計變量。從總體樣本結果來看，在2012-2015年之間，Ulc的均值為0.521，但是標準差為0.499，標準差偏大，說明數(shù)據(jù)的離散程度較高，也說明A股上市公司中終極控制人中國有企業(yè)和非國有企業(yè)幾乎各占一半，國有企業(yè)稍稍偏多，但是幾乎不明顯。Zefel的均值為0.5156，顯著大于國際上的0.2說明我國企業(yè)以債償債比較普遍。Zefel的標準差為0.45754，顯著接近于均值，標準差較大，說明數(shù)據(jù)的離散程度較大，說明企業(yè)之間的債務約束規(guī)模差距較大，說明有部分企業(yè)的資產(chǎn)負債率顯著大于0.5156，企業(yè)采用債務融資規(guī)模較大。Ip-heavy的均值為0.362，標準差為0.8033。標準差顯著大于均值，反映了數(shù)據(jù)之間的離散程度較大。投資性房地產(chǎn)的平均水平較高，說明平均而言上市公司的投資性房地產(chǎn)持有比重較大，側面反映了房地產(chǎn)市場的火熱。投資性房地產(chǎn)的標準差較大，一方面，可能由于企業(yè)之間持有投資性房地產(chǎn)的數(shù)量差異較大。仍然有一部分數(shù)量的企業(yè)在火爆的房地產(chǎn)市場下，沒有選擇跟風；另一方面可能由于企業(yè)各年度之間投資性房地產(chǎn)持有比例差距較大。

從研究組與配對組的比較結果來看，研究組的Ulc平均值顯著低于在1%顯著性上的Ulc均值，這說明終極控制人為非國有企業(yè)更傾向于采用公允價值對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量，這與假設H1一致。研究組的Zefel均值為0.6657著大于配對樣本的均值0.5104公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量的公司資產(chǎn)負債率于采用歷史成本模式計量的公司的資產(chǎn)負債率，這與假設H2一致。即管理者以公允價值計量模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量與債務約束成正相關。由于以上分析沒有考慮變量之間的共線性，分析略為粗糙，所以我們來運用多元回歸分析對其進行進一步驗證。

（二）回歸分析為了對假設H1，H2和H3進行進一步驗證，接下來我們對變量進行“雙邊logistic回歸分析”，結果見表4，表5。

表4　Hosmer和Lemeshow檢驗

表4為變量的Hosmer和Lemeshow檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量表明，本文所設定的所有回歸模型都在5%的水平上顯著，Cox&Snell R2和NagelkerkeR2都未達0.5以上，預測能力尚可。

一般擬合優(yōu)度檢驗不同，在Hosmer和Lemeshow檢驗中，如果P值小于給定的顯著定水平（p=0.05）,則拒絕因變量的觀測值與模型預測值不存在差異的零假設。如果值大于給定的顯著性水平，表明接受原假設，說明在可接受的水平上模型的估計擬合了數(shù)據(jù)。表4中的P值為0319顯著大于0.05，說明該模型能夠很好地解釋因變量，即模型能夠很好地解釋終極控制人性質和債務約束對公允價值計量模式的影響。

表5　方程中的變量估計結果（全部非金融行業(yè)）

表6　剔除幾乎不含公允價值計量模式的綜合行業(yè)

表7　配對樣本

表5、表6、表7對總體觀測值和配對樣本分別進行了雙邊logistic回歸分析，三組數(shù)據(jù)的不同點在于樣本總數(shù)不斷縮小，變量之間的不平衡性逐漸減弱，可以提高本文檢驗結果的穩(wěn)定性。從表5、表6、表7中可以看出，終極控制人性質Ulc在樣本確定的三種不同方式下，回歸系數(shù)均小于0，且都通過5%的顯著性假設檢驗。說明樣本選擇比較合理，沒有受極端值的影響。由表5、表6、表7可知，Ulc的相伴概率最小，且Wald統(tǒng)計量很大，可見變量在模型中很重要。同時Ulc的系數(shù)為負，說明Yes與Ulc成顯著負相關，即終極控制人為國有企業(yè)不傾向于對投資性房地產(chǎn)采用公允機制模式計量，終極控制人為非國有企業(yè)更傾向于采用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量。這進一步驗證了假設H1。Zefel為負債占總資產(chǎn)的比重，Zefel的伴隨概率偏大，統(tǒng)計量Wald偏小，說明雖然它對投資性房地產(chǎn)的而后續(xù)計量模式產(chǎn)生影響，但是不如終極控制人性質的影響大。Zefel的系數(shù)為正，說明Yes與Zefel成正相關。即投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式與債務約束成正比。這進一步驗證了假設H2. Ulc*Zefel的相伴概率很小，Wald統(tǒng)計量較大，這說明Ulc和Zefel同時作用對Yes的影響很大。同時Ulc*Zefel的系數(shù)為正，并且回歸系數(shù)的絕對值顯著大于Zefel的回歸系數(shù)的絕對值，這說明當終極控制人為國有企業(yè)時，債務約束對投資性房地產(chǎn)的計量模式的影響會更加大，即終極控制人為非國有企業(yè)的上市公司，債務約束對公允價值計量選擇的影響程度會下降。這證明了假設H3。再比較Ulc和Zefel, Ulc*Zefel的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)Ulc和Ulc*Zefel的回歸系數(shù)的絕對值很接近，與Zefel的回歸系數(shù)的差距較大，這說明雖然終極控制人性質和債務約束對投資性房地產(chǎn)的計量模式都產(chǎn)生影響，但是終極控制人的性質對投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計量產(chǎn)生的影響顯著大于債務約束對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式的影響。IP-heavy為公司投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重，其回歸系數(shù)為正，說明投資性房地產(chǎn)的比重越大，公司越傾向于采用公允價值計量模式。

五、結論

本文通過驗證終極控制和債務約束對公允價值的影響為研究公允價值計量模式的影響因素提供了一個全新的視角。本文首先以過去對公允價值計量選擇的研究多以債務約束為主，沒有涉及股權性質，并且對債務約束的分析也沒有形成一致結論為切入點，結合中國制度背景下的特殊股權結構，推演終極控制和債務約束對公允價值計量模式影響的相關假設；接著構建一個包含2012-2015年間持有投資性房地產(chǎn)的A股上市（不包含金融行業(yè)）的3624個樣本，在控制相關變量的情況下，采用雙邊logistic進行回歸分析，著重研究債務約束和終極控制人性質對公允價值計量選擇的影響。通過實證研究，終極控制和債務約束確實對公允價值計量選擇產(chǎn)生影響。具體而言：（1）終極控制人為非國有的上市公司更愿意采用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量。因為終極控制人為國有的上市公司更傾向于穩(wěn)健的會計政策，而在非國有上市公司中控股股東管理更為靈活，股東更傾向于對增加企業(yè)利潤的會計政策選擇，在房價上升的時候，股東更傾向于采用公允價值計量。（2）債務約束方面，債務約束越高的公司越傾向于采用公允價值對投資性房地產(chǎn)進行后續(xù)計量，但是影響程度不是特別高。（3）債務約束和終極控制人性質同時發(fā)生作用時，即債務約束會受到終極控制人性質的影響。終極控制人為非國有企業(yè)的上市公司，債務約束對公允價值計量選擇的影響程度會下降。鑒于此研究，從投資性房地產(chǎn)角度來看希望會計準則制定者能夠進一步修訂和完善投資性房地產(chǎn)會計準則，放松公允價值計量模式的條件，制定完善的計量體系，公布實際操作指南，提高公允價值計量模式的實際可行性，以提高管理層在選擇公允價值模式從機會主義轉向效率主義。同時，監(jiān)管機構應當加強對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量的監(jiān)督，審查企業(yè)采用投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量的合理性。此外，希望國有企業(yè)發(fā)揮作為國家經(jīng)濟支柱的作用，提高企業(yè)的會計信息質量。從會計計量模式選擇角度來看，公允價值計量模式是市場經(jīng)濟的產(chǎn)物，良好的市場環(huán)境是企業(yè)賴以生存的土壤，成熟的土壤才能讓果實生根、發(fā)芽、開花、結果。從我國目前的市場環(huán)境來看，總體環(huán)境較差。政府應該構建上市公司的完善的監(jiān)督體系，公平的處罰措施，建立健全市場經(jīng)濟法制體系，保障公允價值的可靠性。同時加強信息化建設，為可靠的信息來源提供輔助機構（如評估機構，物價部門等），為公允價值計量提供信息來源。提升會計人員的素質，例如預計未來現(xiàn)金近流量等都需要會計人員具有較高的判斷能力。同時加強會計從業(yè)人員的道德素養(yǎng)，加強其法律意識。

［1］張奇峰、張鳴、戴佳君：《投資性房地產(chǎn)公允價值計量的財務影響與決定因素:以北辰實業(yè)為例》，《會計研究》2011年第8期。

［2］蘇新龍、漆傳金：《上市公司會計政策選擇的分析》，《生產(chǎn)力研究》2008年第3期。

［3］孫錚、李增泉、王景斌：《所有權性質、會計信息與債務契約》，《管理世界》2006年第10期。

［4］Quagli A,Avallone F.Fair Value or Cost Model? Drivers of Choice for IAS 40 in the Real Estate Industry, EuropeanAccounting Review,2010.

［5］Muller K A,Riedl E J,Sellhorn T.Causes and Consequences of Choosing Historical Cost Versus Fair Value, PennsylvaniaStateUniversity,HarvardBusinessSchool, Ruhr-Universitat Bochum,2008.

［6］Beatty A,Weber J.The Effects of Debt Contracting on Voluntary Accounting Method Changes,The Accounting Review, 2003.

［7］Watts R L,Zimmerman JL.Positive Accounting Theory:A TenYear Perspective,Accounting Review,1990.

（編輯梁恒）