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    公允價值計量與企業(yè)價值相關(guān)性的研究
    ——基于A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

    2018-04-19 07:32:40江乾坤潘詩雯
    財會研究 2018年3期
    關(guān)鍵詞:公允股價收益

    ■//江乾坤 潘詩雯

    2006年,財政部公布的《企業(yè)會計準(zhǔn)則》首次引入了公允價值計量屬性,實現(xiàn)了與國際財務(wù)報告準(zhǔn)則(IFRS)的接軌。2014年我國進(jìn)一步制定了CAS39,對公允價值會計做出了更加細(xì)致的規(guī)定:增加了公允價值層次信息并明確公允價值披露要求等等,更加嚴(yán)格地規(guī)定了企業(yè)公允價值信息的計量和披露。本文基于CAS39的實施,以Feltham-Ohl?son(1995)模型為基礎(chǔ),分別從價格模型和收益模型兩條路徑對2011年-2016年A股上市公司公允價值信息的價值相關(guān)性進(jìn)行了實證研究,旨在為CAS39的實施效果提供經(jīng)驗證據(jù)。

    一、文獻(xiàn)綜述

    決策有用的計量觀認(rèn)為改變計量方法能夠增強(qiáng)決策有用性,Ohlson的凈剩余理論認(rèn)為企業(yè)權(quán)益等于企業(yè)賬面凈資產(chǎn)與企業(yè)非正常收益之和,為其提供了理論支撐。與計量觀相對的信息觀則認(rèn)為通過披露更多的信息能夠增強(qiáng)決策有用性,但前提是披露的信息必須充分有效地在資本市場中得到反應(yīng),而我國的弱有效資本市場不足以對披露的信息做出及時充分的反應(yīng),因此在信息觀下,我國凈收益的價值相關(guān)性普遍較低。因此學(xué)者們對價值相關(guān)性的實證研究多基于計量觀,但對公允價值計量是否能提高決策有用性仍然存在爭議。Barth(1994)、Landsman(2012)、鄧傳洲(2005),鄧永勤、康麗麗(2015),張金若、王煒(2015)為公允價值能從整體上提升會計信息的價值相關(guān)性提供了經(jīng)驗證據(jù),認(rèn)為公允價值計量有助于決策有用性目標(biāo)的實現(xiàn)(黃霖華等,2017)。但張先治、季侃(2012)、陸宇建、劉翠翠(2011)實證研究發(fā)現(xiàn)會計信息不具有價值相關(guān)性。

    逐漸地,部分學(xué)者開始從公允價值信息本身出發(fā),著眼于公允價值信息內(nèi)部因素對公允價值信息價值相關(guān)性的影響。部分學(xué)者分別從資產(chǎn)負(fù)債表和利潤表的角度研究公允價值計量的價值相關(guān)性。劉運國、易明霞(2010),黃霖華等(2017)從投資性房地產(chǎn)的角度研究公允價值信息的價值相關(guān)性;劉斌、徐先知(2009)從長期股權(quán)投資的角度進(jìn)行研究;徐經(jīng)長、曾雪云(2013),黃霖華、曲曉輝(2014)著眼于可供出售金融資產(chǎn)的公允價值的價值相關(guān)性;陳淑芳、楊婧(2017)則轉(zhuǎn)換角度,以利潤表為基礎(chǔ)研究其他綜合收益的價值相關(guān)性。在CAS39確定了公允價值層次信息后,一些學(xué)者開始以公允價值信息計量方式為角度研究公允價值的價值相關(guān)性。毛志宏等(2014)以2008-2012年滬深兩市上市公司為樣本,實證發(fā)現(xiàn)按第一、二層次公允價值計量的資產(chǎn)價值相關(guān)性更高;鄧永勤、康麗麗(2015)同樣研究了公允價值層次信息的價值相關(guān)性,發(fā)現(xiàn)隨著計量層次的降低,一、二、三層次公允價值資產(chǎn)的價值相關(guān)性也逐漸降低;尹宗成、馬夢醒(2017)發(fā)現(xiàn)第一層次的公允價值計量的資產(chǎn)相關(guān)性最高,二三層次公允價值計量資產(chǎn)的相關(guān)性較弱。而胡奕明、劉奕均(2012),梅波(2014)更是以公允價值的特殊性質(zhì)為基點,均從公允價值的順周期性出發(fā),發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)后公允價值計量的價值相關(guān)性有所下降。

    在近年的研究中,學(xué)者開始以調(diào)節(jié)變量為切入點,進(jìn)而研究公允價值的價值相關(guān)性。董南雁等(2012)基于董事會的獨立性,研究公允價值計量的價值相關(guān)性;王治(2013)從投資者的異質(zhì)性角度出發(fā),重構(gòu)了Ohlson模型,但并未對其模型進(jìn)行實證檢驗,其可靠性有待商榷;而曲曉輝、黃霖華(2013)在重構(gòu)了Feltham-Ohlson(1995)模型后,以2007-2011年持有PE公司股權(quán)的A股上市公司為樣本,從投資者情緒的角度,檢驗了其對PE公司IPO公允價值之價值相關(guān)性的影響;黃霖華、曲曉輝(2014)在前文的基礎(chǔ)上又加入了證券分析師的因素,研究二者對公允價值信息的共同影響。

    綜上所述,不論是從公允價值信息整體而言,還是對公允價值信息內(nèi)部組成部分的考慮,現(xiàn)有文獻(xiàn)對公允價值計量是否能提升價值相關(guān)性得出的結(jié)論不一。因此,CAS39的實施對提升價值相關(guān)性進(jìn)而增強(qiáng)決策有用性是否具有貢獻(xiàn)還需進(jìn)行進(jìn)一步驗證。本文將從價格模型和收益模型兩條路徑,以此種更加穩(wěn)健的方式,共同對其實施的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行檢驗,旨在為CAS39的實施提供經(jīng)驗證據(jù)。

    二、理論分析與研究假設(shè)

    在新興資本市場中,決策有用的計量觀愈發(fā)受到重視,以便直接使得財務(wù)報告信息本身更具信息含量從而增強(qiáng)決策有用性,毫無疑問,公允價值計量是最具相關(guān)性的,在保證可靠性的前提下,通過改變計量方式,增加財務(wù)報表中公允價值計量的運用程度,在凈收益中增加公允價值信息的含量,可以提高股價對收益的反應(yīng)能力?;谏鲜隼碚?,加之我國資本市場的特殊性質(zhì),學(xué)者們普遍認(rèn)為計量觀比信息觀更具價值相關(guān)性。楊敏(2013)認(rèn)為,健全的會計準(zhǔn)則體系有利于投資者做出決策,CAS39的實施使財務(wù)報告中提供的公允價值信息更加完整,披露的更加充分,使得股價中所包含的信息增多,因此有理由提出假設(shè)H1:

    H1:在CAS39實施后,公允價值計量的價值相關(guān)性提高了。

    根據(jù)財務(wù)報表的價值相關(guān)性,回歸方程的擬合優(yōu)度指標(biāo)R2越低表明股價與收益的相關(guān)性越低,在信息觀下,凈收益與股價的相關(guān)性很低,即盈余質(zhì)量的有用性很低,但通過改變計量方式,可以提高財務(wù)報表信息的盈余質(zhì)量,增強(qiáng)相關(guān)性,提高決策有用性。在類似于我國資本市場的這種新興市場中,股價主要受市場和行業(yè)層面因素的影響(毛志宏等,2014),且根據(jù)ROLL(1988)的股價同步性理論,擬合優(yōu)度指標(biāo)R2表示可以由市場和行業(yè)層面因素所解釋的那部分股價,R2越高意味著股價中包含的公司特質(zhì)信息越少。在CAS39實施后,整個市場的公允價值信息更加充分,股價中能夠包含更多市場和行業(yè)層面的信息,股價同步性隨之上升,R2上升?;谏鲜龇治觯梢赃M(jìn)一步提出假設(shè)H2a:

    H2a:在CAS39實施之后,股價包含了更多市場和行業(yè)層面的信息。

    根據(jù)Ohlson凈剩余理論以及Feltham-Ohlson(1995)模型,股權(quán)價值取決于賬面價值凈資產(chǎn)和經(jīng)營性會計收益,凈剩余理論意味著在決定公司價值時,財務(wù)會計信息比在信息觀下起著更為基礎(chǔ)的作用,通過改善和提供會計信息的計量方法,信息的價值相關(guān)性也會隨之上升。因此我們可以認(rèn)為在CAS39實施后,公允價值計量的運用和披露更加廣泛和嚴(yán)格,財務(wù)報表信息中包含的公允價值信息更多,經(jīng)營性會計收益對股價的解釋能力有所提高,即每股收益對股價的解釋能力會有所增強(qiáng)?;诖耍岢黾僭O(shè)H1b:

    H2b:在CAS39實施之后,股價對經(jīng)營性會計收益的反應(yīng)更加充分。

    由于本文運用價格模型和收益模型兩種方式,分別檢驗假設(shè)1a與假設(shè)1b,旨在通過假設(shè)1a、1b共同檢驗假設(shè)1,以期得到更穩(wěn)健的結(jié)果。若假設(shè)1a與假設(shè)1b均得到驗證,則從兩個角度驗證了假設(shè)1,說明CAS39的實施具有顯著效果;若假設(shè)1a或假設(shè)1b其一得到驗證,則需進(jìn)一步分析其產(chǎn)生原因;若假設(shè)1a、假設(shè)1b均沒有得到驗證,則拒絕假設(shè)1,證明CAS39沒有得到預(yù)期效果,需分析其原因并給出建議。

    三、研究設(shè)計

    (一)模型設(shè)計

    Feltham-Ohlson(1995)模型是研究公允價值相關(guān)性的主流模型,隨著理論與實踐的發(fā)展,學(xué)者們對其進(jìn)行了簡化,最終形成了一種線性回歸形式,但其根本含義并未發(fā)生變化,關(guān)注點均集中于每股收益與每股凈資產(chǎn)對股價的影響,稱之為價格模型;隨后,學(xué)著們認(rèn)為股票收益率比股價更能體現(xiàn)價值相關(guān)性,于是提出了收益模型,主要研究每股收益變化率對股票收益率的影響。Kothari和Zim?merman(1995)、鄧傳洲(2005)、張金若(2015)均認(rèn)為同時使用價格模型和收益模型能夠得到更加穩(wěn)健的效果。本文也同時采取價格模型和收益模型兩種方式共同對公允價值計量的價值相關(guān)性進(jìn)行實證檢驗,以期得出更加穩(wěn)健的結(jié)果。陳信元、陳冬華、朱紅軍(2002),朱凱、趙旭穎、孫紅(2009),張先治、季侃(2012)均認(rèn)為公司規(guī)模、流通股比例能夠影響股價。因此,本文將此三個變量作為控制變量收入模型當(dāng)中,并控制了行業(yè)效應(yīng)。

    (1)價格模型

    對于價格模型,根據(jù)ROLL(1988)的股價同步性理論,主要看在CAS39公布前后模型的擬合優(yōu)度R2是否有所提高,即整個模型對股價的解釋力是否有所提升。同時還需觀察解釋變量EPS的系數(shù)是否有所提高,以期證明在CAS39實施之后,公允價值信息的價值相關(guān)性是否有所增強(qiáng)。為減輕異方差的影響,本文運用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤法分年對模型(1)分年進(jìn)行回歸,從而得出相較于2011年-2013年,在CAS39實施后,2014年-2016年的結(jié)果是否有所改善。

    表1為各變量的定義,由于財務(wù)準(zhǔn)則規(guī)定企業(yè)年報的公布時間為次年4月30日之前,因此,本文為研究公允價值信息公布對股價的影響,選取4月底的收盤價為股價的取值。Pi,t表示i公司t次年4月底月收盤價(鄧傳洲,2005),EPSi,t、BVi,t分別為i公司t年末的每股收益及每股凈資產(chǎn),之所以用每股指標(biāo)是因為可以在一定程度上剔除公司規(guī)模的影響,且模型中加入了企業(yè)規(guī)模這一控制變量,更好地控制了企業(yè)規(guī)模對股價的影響。

    表1 變量定義

    (2)收益模型

    根據(jù)上述分析,若α4、α5或α4+α5顯著大于0,則說明CAS39的實施達(dá)到了預(yù)期效果,我國資本市場上公允價值計量的價值相關(guān)性得到了提升。

    (二)樣本選擇

    本文選取了CAS39實施前后三年的數(shù)據(jù)為樣本,即2011年-2016年A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本做比較,并剔除金融業(yè)、ST、ST*公司、數(shù)據(jù)缺失與數(shù)據(jù)明顯異常的樣本,最終得到15173個有效樣本。為剔除極端值的影響,對其進(jìn)行了1%水平上的Winsor縮尾處理,本文數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫及手工計算所得,實證分析軟件為Stata。

    (三)描述性統(tǒng)計

    表2變量描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示,公司間股價差異較大,有一半以上的公司未達(dá)到均值水平,且有部分公司的股價極高,這從最值中也得以體現(xiàn);平均股票月回報率為2%,標(biāo)準(zhǔn)差為0.13說明我國資本市場回報率普遍偏低。雖然EPS、BV分布較均衡,但我們可以看到盡管各個公司每股賬面凈資產(chǎn)的差異可能較大,但其實際每股盈利能力卻相差不多。虛擬變量FVM均值為0.53,說明有一半左右樣本遵循了CAS39,與預(yù)期一致。

    表3、表4分別為模型(1)、(2)變量相關(guān)系數(shù)。模型(1)中EPS與BV相關(guān)程度較高為0.64,并未超過0.8,且vif值并未超過2,因此不存在較強(qiáng)的多重共線性,EPS、BV與股價的關(guān)系顯著為正,與預(yù)期一致;模型(2)中AE、DAE與MRR的相關(guān)程度很高,這說明AE對股票回報率的解釋力很強(qiáng),FVM與MRR的相關(guān)系數(shù)為正,符合預(yù)期,F(xiàn)VMAE、FVMDAE與MRR的相關(guān)關(guān)系均為正數(shù),與預(yù)期相符。

    表2 變量描述性統(tǒng)計

    表3 模型(1)變量相關(guān)系數(shù)

    表4 模型(2)變量相關(guān)系數(shù)

    四、實證結(jié)果分析

    (一)價格模型

    檢驗結(jié)果如表5所示。相較于2011年與2012年R2在2015年和2016年有明顯的提升,但在2013年、2014年R2不符合預(yù)期可能是因為2014年新準(zhǔn)則公布,公司年報中的信息由于新準(zhǔn)則的變化而有所調(diào)整,如重新選擇會計政策、重新進(jìn)行會計估計等等,而造成財務(wù)報告中信息的價值相關(guān)性有所波動。但總體而言,R2在CAS39《公允價值計量準(zhǔn)則》實施以后有所上升;相較于2011年-2013年,β1的值同樣在2014-2016年有所提升,2015年每股收益與股價的相關(guān)系數(shù)驟降的原因可能是2015年夏季發(fā)生的股災(zāi),引起了整市股價集體暴跌,致使2015年企業(yè)的盈利水平與股價在一定程度上無法掛鉤。但總體而言,每股收益EPS對股價P的回歸系數(shù)在CAS39《公允價值計量準(zhǔn)則》實施后有所增強(qiáng)。

    綜合以上,根據(jù)模型(1)的擬合優(yōu)度R2和每股收益EPS對股價P的回歸系數(shù)β1的提高,從這個角度而言,假設(shè)1a,1b均得到證實,可以說CAS39的實施達(dá)到了一定效果。

    表5 模型(1)回歸結(jié)果

    (2)括號內(nèi)為t值

    (二)收益模型

    為檢驗準(zhǔn)則實施前后股票回報率是否有顯著不同,首先對樣本進(jìn)行參數(shù)檢驗獨立樣本t檢驗,并考慮了異方差因素,結(jié)果如表6所示。可以看到在CAS39實施前后,股票月回報率的均值MRR在1%的水平上有顯著差異,即在CAS39實施后,我國資本市場股票月收益率有了顯著提升。

    表6 獨立樣本t檢驗

    (2)***、**、*分別標(biāo)表示在1%、5%、10%的水平顯著

    (3)括號內(nèi)為t值

    為減輕異方差的影響,本文對模型(2)進(jìn)行了異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸分析。表7為模型(2)的實證結(jié)果,可以看到各個解釋變量與收益率MRR均顯著相關(guān),且模型的解釋力也比較高。由表7,可以看到經(jīng)過去年同期股價調(diào)整后的每股收益AE對股票月收益率MRR有正向影響,且影響力度較強(qiáng),調(diào)整的每股收益變化額DEA對MRR的影響程度不高,但依然具有正向影響,符合預(yù)期,這說明EPS對MRR有正向的增量影響。FVM、FVM*AE、FVM*DAE對MRR的影響均在1%的水平上顯著大于零,假設(shè)1b得到證實。

    表7 模型(2)多元回歸結(jié)果

    (2)括號內(nèi)為t值

    五、穩(wěn)健性檢驗

    首先,本文將股票次年4月回報率MRR換為本年5月至次年4月底的年回報率,回歸結(jié)果沒有顯著差異。其次,Ahmed and Takeda(1995)、黃霖華、曲曉輝(2014)發(fā)現(xiàn),ROA會影響證券投資公允價值的價值相關(guān)性,本文將ROA作為控制變量加入模型當(dāng)中,得出的結(jié)論與上述實證結(jié)果相似,因此不再將回歸結(jié)果單獨列出。綜上所述,可以認(rèn)為,上述實證分析得出的結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

    六、結(jié)論

    本文選取2011年-2016年A股上市公司為樣本,同時運用基于Feltham-Ohlson(1995)模型演化而得的價格模型與收益模型對CAS39的實施效果進(jìn)行檢驗,發(fā)現(xiàn)評價價格模型整體模型解釋力的擬合優(yōu)度R2在CAS39實施后有所上升,每股收益EPS對股價的影響力度也在準(zhǔn)則實施后有所增強(qiáng);而收益模型中通過上年同期股價調(diào)整后的每股收益DE與其變化額DEA對股票月回報率的影響均顯著為正,且交互項FVM*AE、FVM*DAE的系數(shù)也顯著為正,證明在準(zhǔn)則實施之后,公司報表中公允價值計量的價值相關(guān)性有所提升。綜合以上分析,說明在CAS39實施后,公允價值計量的價值相關(guān)性有所提升,CAS39的實施達(dá)到了預(yù)期效果,為其實施提供了經(jīng)驗證據(jù)。

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