使用Ohlson模型對(duì)財(cái)務(wù)信息及市場(chǎng)價(jià)值的實(shí)證研究

王旭彤

摘要：本文基于Ohlson模型（1995）建立評(píng)估模型，對(duì)為何現(xiàn)今的財(cái)務(wù)報(bào)告不能為使用者提供相關(guān)、及時(shí)的財(cái)務(wù)信息來評(píng)估公司運(yùn)營狀況和股價(jià)，以及為何股價(jià)不能完全與公司的市場(chǎng)價(jià)值一致進(jìn)行檢測(cè)。本文以澳大利亞45家上市公司為樣本，選擇企業(yè)的研發(fā)費(fèi)以及非審計(jì)費(fèi)占比為變量，研究這兩種費(fèi)用對(duì)公司的市場(chǎng)價(jià)值的影響，并發(fā)現(xiàn)其相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：Ohlson模型；市場(chǎng)價(jià)值；財(cái)務(wù)信息；研發(fā)費(fèi)；非審計(jì)費(fèi)

中圖分類號(hào)：F121.26 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2016）031-000-04

一、目標(biāo)及引言

在過去的很多年里，大量的文獻(xiàn)都提供了股票價(jià)格可以反映公司市場(chǎng)價(jià)值的證據(jù)。然而越來越多的學(xué)者的實(shí)證研究表明股票定價(jià)與公司的價(jià)值存在不一致，通過分析公司財(cái)務(wù)報(bào)告并不能夠準(zhǔn)確評(píng)估公司表現(xiàn)，其中的干擾因素也成為學(xué)術(shù)界非常關(guān)注的問題，人們希望了解是哪些因素影響著市場(chǎng)價(jià)值，并造成股票定價(jià)的不一致。

本文對(duì)Ohlson模型進(jìn)行修正后，使用： Pt= B V Et+α1RIt+α2Vt 對(duì)股價(jià)和價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行測(cè)試。該模型中有四個(gè)變量：股權(quán)的賬面價(jià)值、剩余收益以及代表不可測(cè)試信息的vt，我們選擇的vt是兩個(gè)獨(dú)立變量，研發(fā)費(fèi)和非審計(jì)費(fèi)占比。經(jīng)過測(cè)試后，將從樣本的描述性統(tǒng)計(jì)學(xué)以及矩陣兩個(gè)方面進(jìn)行數(shù)據(jù)分析并得出結(jié)論。

選擇研發(fā)費(fèi)（R&D）作為測(cè)試變量有兩個(gè)原因。第一，研發(fā)支出如何進(jìn)行會(huì)計(jì)處理，對(duì)于企業(yè)的生存與發(fā)展具有重要影響，自主研發(fā)活動(dòng)在企業(yè)戰(zhàn)略中的地位越來越重要。Griliches （1981）的研究成果表明，研發(fā)費(fèi)的投入應(yīng)該被計(jì)入企業(yè)的無形資產(chǎn)，從而影響企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值。第二，如何在財(cái)務(wù)報(bào)表中計(jì)量和披露研發(fā)費(fèi)用一直存在爭(zhēng)議。例如，以美國、德國為主要代表的一些國家主張將研發(fā)費(fèi)用完全費(fèi)用化；荷蘭、巴西等國家則允許企業(yè)將研發(fā)費(fèi)用完全資本化；《國際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》（IAS）采取了折衷的態(tài)度，規(guī)定只有當(dāng)研發(fā)支出滿足一定條件之后才能夠資本化，并且必須在資本化后的會(huì)計(jì)期間對(duì)已資本化的研發(fā)支出進(jìn)行攤銷，實(shí)質(zhì)上此時(shí)資本化的研發(fā)支出已經(jīng)被認(rèn)定為一項(xiàng)無形資產(chǎn)。

我們選擇的第二個(gè)變量是給予審計(jì)人員的總費(fèi)用中與審計(jì)無關(guān)的服務(wù)費(fèi)所占比率。近年來的許多杰出的公司爆出駭人的財(cái)務(wù)造假丑聞，這些公司股票崩盤，在幾周內(nèi)就宣告破產(chǎn)，嚴(yán)重挫傷了投資者以及社會(huì)公眾的信心。造成這些信息不對(duì)等，股價(jià)暴跌的問題根本是內(nèi)控的薄弱、審計(jì)監(jiān)管的缺失。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第四部分對(duì)相關(guān)的文獻(xiàn)進(jìn)行了回顧，第五部分是理論模型，第六部分是假設(shè)研究與實(shí)證結(jié)果，第七部分為結(jié)論。

二、文獻(xiàn)回顧

Agrawal Anup and Sahiba Chadha，（2002）系統(tǒng)的實(shí)證證據(jù)證明嚴(yán)格的內(nèi)控與監(jiān)管可以有效的避免公司的財(cái)務(wù)問題。他們檢測(cè)了相應(yīng)的治理機(jī)制與公司發(fā)生報(bào)表修改幾率的關(guān)系。其中，公司監(jiān)管治理問題包括：董事會(huì)和審計(jì)委員會(huì)的獨(dú)立性，使用具備會(huì)計(jì)或財(cái)務(wù)背景的獨(dú)立董事作為董事會(huì)或?qū)徲?jì)委員會(huì)成員，審計(jì)人員面臨的外部沖突。他們?cè)噲D通過虛擬變量評(píng)估5大會(huì)計(jì)師事務(wù)所的審計(jì)質(zhì)量的差異，結(jié)果表明，在會(huì)計(jì)重述公司中，非審計(jì)費(fèi)用平均約占審計(jì)總費(fèi)用的51%（52%），約30%的重述公司支付超過1000000美元的非審計(jì)費(fèi)用給外部審計(jì)師。

Cannolly and Hirschey（2005）研究了公司如何調(diào)控公司價(jià)值與研發(fā)支出之間的關(guān)系。結(jié)果表明，研發(fā)費(fèi)用的市場(chǎng)估值不僅受到金融環(huán)境的影響（Booth et al.， 2006）），也受到類似企業(yè)規(guī)模等公司特點(diǎn)的影響。

具體來說，企業(yè)規(guī)模對(duì)這種關(guān)系因?yàn)橐?guī)模經(jīng)濟(jì)的原因產(chǎn)生積極作用，而增長速度快的企業(yè)也可以收獲積極的影響，通過投入研發(fā)支出獲得更大的優(yōu)勢(shì)，從研發(fā)項(xiàng)目所產(chǎn)生的利潤更大。相反，自由現(xiàn)金流對(duì)研發(fā)支出的市場(chǎng)估值會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響，因?yàn)楦咚降淖杂涩F(xiàn)金流的公司可以用這些資金進(jìn)行負(fù)凈現(xiàn)值（NPV）研發(fā)項(xiàng)目?？偟膩碚f，一些公司的特點(diǎn)（即，公司的規(guī)模，增長和市場(chǎng)份額）被發(fā)現(xiàn)積極影響公司價(jià)值和研發(fā)投入之間的關(guān)系，反之（自由現(xiàn)金流，勞動(dòng)密集型和資本密集型）會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。

Ohlson （1995） and Feltham and Ohlson （1995， 1996），依據(jù)他們的剩余收益估價(jià)模型（RIVM），表明股價(jià)在一定條件下可以表示為賬面價(jià)值和收益的加權(quán)平均值。Dechow， Hutton and Sloan （1999）在Ohlson模型剩余收益估價(jià)的基礎(chǔ)上提供實(shí)證評(píng)估（Ohlson（1995）），實(shí)證結(jié)果表示與奧爾森理論一致。

三、理論模型

對(duì)文獻(xiàn)的回顧支持了我們關(guān)于變量選擇的假設(shè)，所選變量是有價(jià)值相關(guān)性的。使用Ohlson 模型，寫作：

Pt= BVEt +α1RIt +α2Vt

Where：α1=

BVE 是所有者權(quán)益的賬面價(jià)值，RI是剩余收益，Ohlson模型認(rèn)為這個(gè)模型剩余收益與股價(jià)是正相關(guān)的，同時(shí)Ohlson模型指出估價(jià)模型的解釋度比較高，由模型得出的參數(shù)接近預(yù)期?；貓?bào)與估值模型的R2 歸結(jié)于因變量的變化。

同時(shí)隨著時(shí)間的推移，回歸方程的擬合優(yōu)度在逐漸下降，即剩余收益對(duì)股價(jià)的解釋力度在逐漸變?nèi)?。理想情況下，剩余收益應(yīng)該對(duì)股價(jià)具有完全的解釋能力，即擬合優(yōu)度應(yīng)該為100%，但實(shí)際條件下，各種因素影響著兩者對(duì)股價(jià)的解釋力度，由此我們加入之前選擇的兩個(gè)變量：研發(fā)成本以及審計(jì)費(fèi)，對(duì)Ohlson（1995）的價(jià)值模型進(jìn)行推導(dǎo)，建立一個(gè)可以反映股票價(jià)格與這兩個(gè)因素的模型。

四、假設(shè)研究與實(shí)證結(jié)果

我們希望測(cè)試的是線性信息動(dòng)態(tài)和Ohlson估值模型（1995）。因此，我們需要規(guī)范一套經(jīng)驗(yàn)線性信息動(dòng)態(tài)和經(jīng)驗(yàn)的估值模型。假設(shè)以下變量，研究和開發(fā)（RDT），盈利（E），賬面價(jià)值股票（BVE），剩余收益（RI），以及支付非審計(jì)服務(wù)費(fèi)占比（PNAF）可以捕獲其他信息。線性動(dòng)態(tài)信息（LIDs），用于該模型：

其中，

· RIt，t+1 =在 t， t+1的剩余收益；

·RDt，t+1 = 在 t， t+1 的研發(fā)費(fèi)用

·B V Et，t+1 = 在t， t+1的賬面價(jià)值

·P N A F t，t+1 = 在t， t+1支付給審計(jì)師的非審計(jì)服務(wù)費(fèi)用占收費(fèi)總額的比例

在Ohlson（1995）里，RD，BVE，E和PNAF可以被看作是代替其他信息。為了得到LIDs的變量的預(yù)期漸近行為，對(duì)參數(shù)限制規(guī)定，以確保這些變量的收斂發(fā)散是合適的：

（i） 1 ≤ ω44 < （1+ r）； （ii） 1 ≤ ω33 < （1+ r）；

（iii） 0 ≤ ω22 ≤ （1+ r）；（iv） 0 ≤ ω11 < 1

假設(shè)在企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值持有的理論基礎(chǔ)上，基于公正核算的實(shí)證估值模型框架，可以寫作：

Vt = BVEt+ 1RIt+ 2RDt+α3 BVEt +α4 PNAFt

文中提出的LIDs和經(jīng)驗(yàn)估值模型提供了一個(gè)可測(cè)試的股權(quán)估值。我們收集了45家澳洲證券交易所的上市公司為期2年的股價(jià)。這些統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)被示于副表中。

在表1中，對(duì)于所有樣本，中位數(shù)和平均值對(duì)于大多數(shù)變量是極其相距甚遠(yuǎn)，因?yàn)樗鼈兙哂行∮?0的中位至平均比率，但RD和PNAF的比約為3。對(duì)于所有變量所有樣本中，最大和最小距離很遠(yuǎn)，而標(biāo)準(zhǔn)偏差遠(yuǎn)離0（PNAF是個(gè)例外，因?yàn)樗怯冒俜直缺硎荆?。這清楚地表明，該樣本數(shù)據(jù)將具有一個(gè)規(guī)模問題，不是一個(gè)直線模型。樣本中大多數(shù)變量的偏度不接近0意味著該分布是不完全對(duì)稱的。大多數(shù)變量是正偏斜。然而，RI是一個(gè)例外，因?yàn)樵S多公司在澳大利亞的收入是負(fù)的。

在表2中，一半的變量與其他變量正相關(guān)。 BVE與MVE（0.472）適度相關(guān)。事實(shí)上RI與MVE正相關(guān)。 PNAF與其他自變量相關(guān)性較弱。RD與BVE負(fù)相關(guān)，RI與PNAF適度的相關(guān)性（0.233），與MVE 的相關(guān)性僅僅為0.041 。一般情況下，半獨(dú)立的變量正相關(guān)MVE值介于0.334（PNAF）到0.432（BVE）之間，這表明MVE可以部分地解釋股價(jià)的積極影響。

接下來的分析涉及多重共線性的可能性。為了確定多重共線性在多元回歸獨(dú)立變量之間的可能性，Anderson（1997）表明，只要變量不是高度相關(guān)（即不超過85%），多重共線性是不是太嚴(yán)重的一個(gè)問題 。小于40%兩個(gè)變量之間的相關(guān)性被認(rèn)為是低度相關(guān)。表3展示的是樣本的RI和MVE，即自變量和因變量之間的相關(guān)性， 對(duì)樣本矩陣的分析表明，沒有變量是與另一個(gè)變量高度相關(guān)的。BVE與MVE有一定相關(guān)性。所有其他自變量均為低相關(guān)。這表明，多重共線性對(duì)估值回歸模型并不大。

假設(shè)檢驗(yàn)和多元回歸

（1）制定回歸

因變量Y必須是公平的市場(chǎng)價(jià)值，自變量是股票賬面價(jià)值（BVE），剩余收益（RI），研究及開發(fā)成本（R&D），支付非審計(jì)服務(wù)費(fèi)比例（PNAF），

這是一個(gè)四獨(dú)立變量模型。

MVE=a+b1BVE+b2RI+b3RD+b4PNAF

（2）計(jì)算回歸

既回歸分析和相關(guān)性分析如下：

MVE=61096093+1.369BVE-0.136RI-12.632RD+4866050659PNAF

假設(shè)檢驗(yàn)

（一）假設(shè)及測(cè)試：

H0：β0=0 H1：β1>0

這是一個(gè)單尾檢驗(yàn)。

（二）顯著性水平和關(guān)鍵值：

對(duì)于單尾檢驗(yàn)，α=0.05，dk= NK-1=90-4-1=85，T0.05=1.9

（三）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值，并將其與臨界值進(jìn)行比較：

（a.）t值=3.192 即3.192>1.9 （b.）p值=0.002

這表明，t值為3.192切斷尾部面積為0.002。

（四）決策和結(jié)論

由于3.192落在1.9的臨界值之外，H0必須被拒絕。

結(jié)論是，在5%的顯著水平下，β1顯著大于零。P值= 0.002，表明t值為3.192切斷0.002的區(qū)域。在5%的顯著水平，我們可以得出結(jié)論：

如果p值<α，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在拒絕區(qū)域；如果p值≥α，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在接受區(qū)域

由于p值（0.002）<α，H0必須被拒絕。

使用p值的RI，R&D和PNAF，我們有：

R I 0.878

RD 0.117

PNAF 0.001

結(jié)果表明，RI的0.878與RD的0.117均超過0.05，而PNAF的0.001小于0.05，我們得出結(jié)論：在使用5%的顯著水平下，RI和RD在數(shù)據(jù)上不顯著，而PNAF是顯著的，（即β2<0，β3<0，β4> 0）

回歸模型中R2的多重決定系數(shù)為28.38%，表示在股票市場(chǎng)價(jià)值的28.38%變化可以由回歸模型解釋。調(diào)整后的R2為25.01%。

回歸模型為：MVE=61096093+1.369BVE-0.136RI-12.632RD+

4866050659PNAF

五、結(jié)論

本文由Ohlson模型為起點(diǎn)，選擇45家上市公司為樣本，從這些公司年度報(bào)告和ASX收集相關(guān)的資料，選擇股權(quán)賬面價(jià)值、剩余收益，研發(fā)費(fèi)用以及支付給審計(jì)師的非審計(jì)服務(wù)費(fèi)用比例作為變量。使用修正模型進(jìn)行實(shí)證分析，從回歸計(jì)算找到不同的獨(dú)立變量與股價(jià)之間的關(guān)系。最后，我們的結(jié)論是，這些變量與公司的股價(jià)低中度相關(guān)。因此，從財(cái)務(wù)報(bào)告的信息不足以向信息使用者展現(xiàn)公司的實(shí)際價(jià)值。另外，依據(jù)線性回歸的結(jié)果，股票市值與資產(chǎn)賬面價(jià)值、支付的非審計(jì)服務(wù)費(fèi)用比例呈正相關(guān)，與剩余收益與研發(fā)成本負(fù)相關(guān)。

由我們的發(fā)現(xiàn)可以得出研發(fā)支出與市場(chǎng)份額是負(fù)相關(guān)的結(jié)論，而在前人的研究中，研發(fā)支出與市場(chǎng)份額從長遠(yuǎn)來看是正相關(guān)的關(guān)系。即研究及開發(fā)成本在項(xiàng)目的早期階段對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生負(fù)面影響，但是在項(xiàng)目后期會(huì)產(chǎn)生積極影響。在非審計(jì)費(fèi)用的會(huì)計(jì)領(lǐng)域，我們得出的結(jié)果表明，它與企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)是是正相關(guān)的，但本文中選取的樣本較小，且其中非審計(jì)費(fèi)是半分比，造成了PNAF的協(xié)同因素過大，存在局限。非審計(jì)費(fèi)用應(yīng)不利于企業(yè)的估值及表現(xiàn)，因?yàn)樗鼭撛诘耐{著審計(jì)質(zhì)量。

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