股票期權(quán)激勵、債務(wù)契約與投資性房地產(chǎn)計量模式選擇

王 燁，孫慧倩，王寧寧

(1.南京審計大學(xué)會計學(xué)院，江蘇 南京 211815；2.無錫太湖學(xué)院會計學(xué)院，江蘇 無錫 214064)

一、引 言

企業(yè)持有房地產(chǎn)的目的日益多元化，給其相關(guān)會計處理以及會計信息質(zhì)量帶來巨大挑戰(zhàn)。公允價值計量主要適用于金融工具、債務(wù)重組、非同一控制下的企業(yè)合并、投資性房地產(chǎn)等方面。根據(jù)2007企業(yè)會計準(zhǔn)則，對于投資性房地產(chǎn)，公司被賦予了成本模式或公允價值模式的后續(xù)計量選擇權(quán)?！锻顿Y性房地產(chǎn)企業(yè)會計準(zhǔn)則(CAS3)》規(guī)定，如果房地產(chǎn)存在活躍交易市場，且同類或類似房地產(chǎn)的市場價格能自房地產(chǎn)交易市場上獲得，公司可以對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量選擇公允價值模式。雖然選擇公允價值來計量投資性房地產(chǎn)能夠更好地反映公司真實市場價值和盈利能力，有助于提供更具價值相關(guān)性的會計信息。但是，因為投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計量模式選擇和房地產(chǎn)的公允價值獲取，不可避免地受到公司管理層主觀估計、判斷等因素的影響，這使得投資性房地產(chǎn)公允價值計量所得相關(guān)財務(wù)會計信息的可靠性受到了空前的挑戰(zhàn)。投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式的選擇如何影響其相關(guān)會計信息質(zhì)量？或者說，投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計量模式選擇是否源自公司管理層的盈余管理動因?

依據(jù)實證會計理論(Watts和Zimmerman，1986)，分紅計劃、債務(wù)契約和政治成本假說可以解釋公允價值模式的選擇行為[1]。Healy(1995)發(fā)現(xiàn)管理層薪酬契約是影響公允價值計量選擇的重要因素[2]，Daniel等(2010)發(fā)現(xiàn)債務(wù)契約對公允價值計量選擇有重要影響[3]，不過，王躍堂(2000)發(fā)現(xiàn)上述三大契約動因不是我國上市公司會計政策選擇的影響因素[4]。可見，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于會計政策選擇動因的研究結(jié)論與國外研究不完全一致。具體到投資性房地產(chǎn)計量上，國外學(xué)者側(cè)重使用實證法研究投資性房地產(chǎn)公允價值計量的影響因素，Hlaing和Pourjalali(2012)、Christensen和Nikohev(2013)發(fā)現(xiàn)影響投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式選擇的主要因素是債務(wù)約束[5][6]，然而，Demaria和Dufour(2007)、Quagli和Avallone(2010)發(fā)現(xiàn)債務(wù)契約對公允價值計量的選擇無顯著影響[7][8]。在我國，目前學(xué)者研究投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式選擇的影響因素主要通過理論和案例分析(劉永澤和馬妍，2011；鄒燕等，2013等)[9][10]，缺乏實證檢驗。本文以我國滬深兩市2007至2016年間持有投資性房地產(chǎn)的非金融保險業(yè)上市公司為研究對象，實證研究股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值計量模式選擇的影響，以豐富投資性房地產(chǎn)公允價值計量的相關(guān)文獻(xiàn)，并為完善我國投資性房地產(chǎn)和公允價值會計準(zhǔn)則提供經(jīng)驗支持。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)會計政策選擇動因

Watts和Zimmerman(1986)基于實證會計研究成果，提出有關(guān)會計政策選擇動因的分紅計劃、債務(wù)契約和政治成本三大經(jīng)典假說[1]。Qiang(2007)的研究表明，與公允價值相比，成本計量的會計數(shù)據(jù)在契約中更為有效，政治敏感性、債權(quán)人保護(hù)等產(chǎn)生的代理成本是影響會計政策選擇的主要影響因素[11]；Healy(1995)研究了管理層薪酬契約對會計政策選擇的影響，發(fā)現(xiàn)若企業(yè)當(dāng)期業(yè)績距離管理層獎金激勵的業(yè)績指標(biāo)水平接近時，管理層會有意識操縱向上的盈余管理來達(dá)到業(yè)績指標(biāo)水平[2]；Beatty和Weber(2003)、Daniel等(2010)等研究表明，公司債務(wù)比率越高，管理層為了避免違約成本，越愿意選擇公允價值計量，還發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模大、盈利性低也是公允價值計量選擇的重要影響因素[12][3]。徐經(jīng)長和曾雪云(2010)研究表明，公允價值變動收益對管理層薪酬的影響顯著為正，公司存在“重獎輕罰”現(xiàn)象，這會強(qiáng)化管理層機(jī)會主義行為，增加公司風(fēng)險[13]；劉斌和孫雪梅(2003)以低值易耗品攤銷會計方法選擇為切入點，研究發(fā)現(xiàn)，分紅計劃假說和政治成本假說對會計政策選擇具有顯著的影響，而債務(wù)契約假說未通過檢驗[14]。王躍堂(2000)研究了自愿和強(qiáng)制執(zhí)行長期投資、短期投資和存貨三大減值政策的經(jīng)濟(jì)動機(jī)，結(jié)果表明決定我國上市公司會計政策選擇的因素并不是上述三大經(jīng)典契約動因，而是扭虧和避免ST等資本市場監(jiān)管動機(jī)[4]；葉建芳等(2009)研究發(fā)現(xiàn)，管理層將金融資產(chǎn)劃分為交易性金融資產(chǎn)或可供出售金融資產(chǎn)時，傾向于留出較大的選擇空間，更愿意選擇便于實現(xiàn)盈余管理的會計政策[15]。

(二)投資性房地產(chǎn)的計量模式選擇動因

關(guān)于投資性房地產(chǎn)的計量模式選擇動因的研究，國外學(xué)者集中于對會計政策選擇三大經(jīng)典實證假說的驗證，且形成比較豐富的成果。Quagli和Avallone(2010)以歐洲國家房地產(chǎn)行業(yè)首次采用IFRS40的上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)政治成本和信息不對稱顯著影響投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇，而債務(wù)契約、盈余平滑沒有影響[8]；Hlaing和Pourjalali(2012)研究發(fā)現(xiàn)，政治成本高、負(fù)債比率高、長期資產(chǎn)比重高的公司更愿選擇公允價值模式計量投資性房地產(chǎn)[5]；Christensen和Nikohev(2013)研究顯示，債務(wù)約束是影響投資性房地產(chǎn)計量模式選擇的主要因素，公司財務(wù)杠桿比率越高，管理層為了避免違約成本，越愿意選擇公允價值計量[6]；Jung等(2013)發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)三大假說可解釋公允價值計量的選擇，政治成本、債務(wù)水平越高的公司更傾向于選擇公允價值計量[16]；Muller等(2008)以歐洲77家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，信息不對稱、股權(quán)結(jié)構(gòu)顯著影響投資性房地產(chǎn)公允價值計量選擇的主要因素，而債務(wù)契約不是主要的影響因素[17]；Danbolt和Rees(2008)研究表明，投資性房地產(chǎn)公允價值計量的選擇受管理層激勵機(jī)制、市場成熟度以及盈余管理等因素的影響[18]。

國內(nèi)有關(guān)投資性房地產(chǎn)計量模式選擇的研究，主要側(cè)重于運用理論分析或案例分析法分析相關(guān)影響因素。張奇峰等(2011)以北辰實業(yè)為例，認(rèn)為大陸和香港的制度環(huán)境不同，是導(dǎo)致公司在A股和H股年報中采取不同計量模式報告投資性房地產(chǎn)的原因[19]；劉永澤和馬妍(2011)通過理論分析，認(rèn)為致使公允價值計量在投資性房地產(chǎn)上沒有被廣泛運用的因素是市場環(huán)境不完善、相關(guān)指引缺失、準(zhǔn)則限制條件嚴(yán)格等[9]；鄒燕等(2013)以津濱發(fā)展和同行業(yè)同地區(qū)公司為例，認(rèn)為融資動機(jī)和美化財務(wù)指標(biāo)影響投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇[10]。國內(nèi)只有少數(shù)學(xué)者采用實證研究方法檢驗投資性房地產(chǎn)公允價值計量選擇的影響因素。侯曉紅等(2013)研究發(fā)現(xiàn)，市場化程度越低，杠桿比率越高的公司越傾向于選擇公允價值模式[20]；張瑞麗等(2014)研究表明，股權(quán)性質(zhì)、管理層持股比例、負(fù)債比率是投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式選擇的主要影響因素[21]。

通過對國內(nèi)外研究回顧可發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者有關(guān)會計政策選擇動因的檢驗結(jié)果與國外不完全一致。具體到投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇方面，國內(nèi)研究大都采用理論分析法或案例分析法研究會計政策選擇的影響因素，大樣本實證研究很少，并且，研究停留在對實證會計三大假說的簡單檢驗，沒有考慮不同選擇動因的交互影響。有鑒于此，本文基于現(xiàn)階段我國資本市場的特點，以我國2007～2016年滬深兩市持有投資性房地產(chǎn)的非金融與保險行業(yè)的上市公司作為研究對象，研究股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值計量模式選擇的影響及可能的交乘效應(yīng)影響，以豐富既有文獻(xiàn)，并為優(yōu)化相關(guān)會計準(zhǔn)則提高會計信息質(zhì)量提供經(jīng)驗證據(jù)。

三、理論分析與假設(shè)

(一)股權(quán)激勵與投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇

股票期權(quán)激勵被公認(rèn)為一種有效的長期激勵機(jī)制，公司實施股票期權(quán)激勵的目的是為了激勵公司管理層努力工作，減少股東與管理層之間的代理成本，以實現(xiàn)股東利益最大化(Smith和Watts，1982)[22]。然而，股票期權(quán)激勵本質(zhì)上是股東與管理層之間的利益分配契約，由于契約的不完備性，作為理性經(jīng)濟(jì)人的管理層往往會通過改變會計盈余的手段來影響收益分配，使契約的履行有利于實現(xiàn)個人利益最大化(Schipper，1989)[23]。眾所周知，股票期權(quán)激勵的實施一般需要經(jīng)歷授予、行權(quán)和行權(quán)后出售股票等環(huán)節(jié)。在我國，實施的為業(yè)績型股權(quán)激勵，能否行權(quán)須實現(xiàn)規(guī)定業(yè)績條件，而行權(quán)業(yè)績條件主要是凈利潤和凈資產(chǎn)收益率等財務(wù)指標(biāo)。很顯然，在公司經(jīng)營業(yè)績不太好，管理層實現(xiàn)行權(quán)業(yè)績條件有壓力的情況下，或者，管理層希望更加容易地達(dá)到行權(quán)業(yè)績條件時，管理層就會通過會計政策的選擇等方式進(jìn)行盈余管理，以達(dá)到股票期權(quán)激勵計劃中所設(shè)定的目標(biāo)業(yè)績，以利于股票期權(quán)激勵順利實施(Bartov和Mohanram，2004；呂長江和張海平，2011)[24][25]。正如分紅計劃經(jīng)典假設(shè)所預(yù)期那樣，如果其他條件不變，實施分紅計劃的公司其管理層為了提高薪酬的現(xiàn)值，更愿意選擇能將盈余從未來期間轉(zhuǎn)移至現(xiàn)在的會計政策。我們知道，對于任何一個企業(yè)而言，投資性房地產(chǎn)都是一項占比相當(dāng)大的資產(chǎn)，其計量方法或模式的較小變動，會對公司利潤產(chǎn)生很大的影響。根據(jù)我國《投資性房地產(chǎn)企業(yè)會計準(zhǔn)則(CAS3)》，在資產(chǎn)負(fù)債表日，企業(yè)應(yīng)當(dāng)對投資性房地產(chǎn)采用成本模式進(jìn)行后續(xù)計量；如果有確鑿證據(jù)表明投資性房地產(chǎn)公允價值能持續(xù)可靠獲得的，可選擇公允價值模式對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量。也就是說，對于投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量，公司可以在“公允價值模式”和“成本模式”這兩種計量模式中進(jìn)行選擇[注]根據(jù)準(zhǔn)則，已采用公允價值模式計量的投資性房地產(chǎn)，不得從公允價值模式轉(zhuǎn)為成本模式，選擇受到一定的限制。。對投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計量選擇采用“公允價值模式”或“成本模式”，所產(chǎn)生的會計后果是顯著不同的。根據(jù)企業(yè)會計準(zhǔn)則(CAS3)，若選擇公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計量，則不需要計提折舊或攤銷，而是在資產(chǎn)負(fù)債表日按投資性房地產(chǎn)的公允價值調(diào)整其原賬面價值，差額計入當(dāng)期損益。由于不計提折舊或攤銷，而且，公允價值與原賬面價值之間的差額計入當(dāng)期損益，很顯然，在當(dāng)前房地產(chǎn)價格持續(xù)高漲的情形下，對投資性房地產(chǎn)選擇“公允價值模式”后續(xù)計量，相比較于“成本模式”后續(xù)計量，能在不對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行實際處置的情況下更為便利地獲得較為可觀的賬面利潤，并且，由于是賬面調(diào)整，“公允價值模式”后續(xù)計量極其有利于在投資性房地產(chǎn)存續(xù)期間內(nèi)實施靈活的低成本的利潤平滑。對于實施股票期權(quán)激勵的公司，由于存在行權(quán)業(yè)績條件的約束，管理層有向上盈余管理的動機(jī)，而投資性房地產(chǎn)“公允價值模式”后續(xù)計量的賬面利潤效應(yīng)和利潤平滑“優(yōu)勢”，正好能滿足公司管理層這一需求。所以，不難預(yù)期，對于實施股票期權(quán)激勵計劃的公司，為獲取最大化的股票期權(quán)預(yù)期收益，其管理層應(yīng)該更愿意選擇便于進(jìn)行盈余管理的公允價值模式計量投資性房地產(chǎn)。據(jù)此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：實施股票期權(quán)激勵計劃的公司更傾向于對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值計量模式。

(二)債務(wù)契約與投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇

債務(wù)契約是由管理層代表股東與債權(quán)人簽訂的、明確雙方權(quán)利和義務(wù)的契約。包括商業(yè)銀行在內(nèi)的債權(quán)人為控制債務(wù)的違約風(fēng)險，會將一些約束性條款寫入債務(wù)契約，對債務(wù)人的資產(chǎn)負(fù)債率水平、會計穩(wěn)健性等財務(wù)指標(biāo)作出具體限定，當(dāng)債務(wù)人的資產(chǎn)負(fù)債率等衡量違約風(fēng)險的財務(wù)指標(biāo)突破限定值時，債權(quán)人將啟動貸款違約處理程序，以保障債權(quán)人自身的利益。一般而言，債務(wù)比重愈高，債權(quán)人的約束性條件就會愈苛刻，公司違反債務(wù)契約的概率就會愈大。Watts和Zimmerman(1986)認(rèn)為，若其他條件不變，企業(yè)負(fù)債比越高，管理層越傾向于選擇能將未來期間盈余轉(zhuǎn)移至現(xiàn)在的會計政策，以避免違反債務(wù)契約[1]。我國房地產(chǎn)市場價格近年來一直處于不斷上漲態(tài)勢，對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值模式后續(xù)計量，一方面，不需計提折舊或攤銷；另一方面，可根據(jù)市場價格的變化對其賬面價值實施調(diào)整，并將公允價值的變動差額計入當(dāng)期損益，結(jié)果是，選擇公允價值模式計量投資性房地產(chǎn)有利于增加公司當(dāng)期利潤、總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)，從而降低公司的資產(chǎn)負(fù)債率水平，進(jìn)而避免違反債務(wù)契約。因此，不難預(yù)期，公司資產(chǎn)負(fù)債比率越高，為避免違反債務(wù)契約之約束性條款所帶來的損失，以及減少因重新簽訂債務(wù)契約發(fā)生新的成本，管理層越傾向于對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值模式(Hlaing和Pourjalali，2012；Christensen和Nikohev，2013)[5][6]。所以，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：公司債務(wù)比重越高，越傾向于對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值計量模式。

(三)股權(quán)激勵、債務(wù)契約與投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇

依據(jù)分紅計劃經(jīng)典實證會計假說，實行股票期權(quán)激勵的公司，其管理層更可能實施向上的盈余管理行為，選擇能將利潤自未來期間轉(zhuǎn)移到當(dāng)期的會計政策；而依據(jù)債務(wù)契約假說，負(fù)債率高從而違約風(fēng)險大的公司，其管理層也更可能實施向上的盈余管理行為，選擇能夠最大化當(dāng)期利潤的會計政策。在我國現(xiàn)階段房地產(chǎn)市場價格持續(xù)高漲的背景下，選擇公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計量，可以較為便利地實現(xiàn)將利潤從未來期間轉(zhuǎn)移至現(xiàn)在的目的，并且，由于投資性房地產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比一般較高，因而，對于實施股票期權(quán)激勵和債務(wù)違約風(fēng)險比較大的公司管理層來說，通過投資性房地產(chǎn)公允價值后續(xù)計量模式的選擇，實現(xiàn)向上盈余管理，是一個便利而有效的方式。而且，對于實施股票期權(quán)激勵計劃的公司，如果債務(wù)違約風(fēng)險也同時較大的情況下，其管理層利用投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇，達(dá)成向上盈余管理的動機(jī)理應(yīng)會更為強(qiáng)烈。由此，提出假說3：

假設(shè)3：對于實施股票期權(quán)激勵的公司，若債務(wù)比重也更高，則其對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值模式計量的概率就會更大。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

1.樣本選擇

本文選擇我國滬深兩市2007～2016年持有投資性房地產(chǎn)的非金融、保險行業(yè)上市公司作為樣本，研究投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇如何受股票期權(quán)激勵和債務(wù)契約動因的影響。2007～2016年滬深兩市持有投資性房地產(chǎn)的上市公司共有8993個樣本[注]“持有投資性房地產(chǎn)”的判斷標(biāo)準(zhǔn)為期末投資性房地產(chǎn)凈額不為零。，在篩選過程中剔除以下樣本：(1)缺失數(shù)據(jù)且無法手工查補的樣本164個；(2)金融、保險類行業(yè)樣本206個。最后得到8623個有效樣本，其中，公允價值模式樣本314個，成本模式樣本8309個。由于兩類樣本的樣本量存在一定不平衡性，為降低這種不平衡性的可能影響，以保證回歸檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒Christensen和Nikolaev(2013)的方法[6]，同時運用以下兩類樣本數(shù)據(jù)執(zhí)行回歸分析：(1)運用全部8623個非金融保險業(yè)的樣本數(shù)據(jù)；(2)使用配對樣本數(shù)據(jù)。借鑒鄭志剛等(2014)、淦未宇等(2015)、Christensen和Nikolaev(2013)等的做法[26][27][6]，配對樣本的具體選擇方法是，按照同年度、同行業(yè)(按證監(jiān)會二級行業(yè))[注]部分樣本無法按證監(jiān)會二級行業(yè)配對的，按照一級行業(yè)進(jìn)行配對。行業(yè)分類根據(jù)證監(jiān)會2001年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)。、規(guī)模最接近作為配對標(biāo)準(zhǔn)，為314個對投資性房地產(chǎn)采用公允價值模式進(jìn)行計量的樣本公司，按照1：1的比例，配對一家采用成本模式的樣本公司，共得到628個配對總樣本。

2.數(shù)據(jù)來源

本文通過查閱巨潮資訊網(wǎng)披露的年報，手工搜集投資性房地產(chǎn)會計政策選擇數(shù)據(jù)和股票期權(quán)激勵計劃授權(quán)明細(xì)數(shù)據(jù)。相關(guān)財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)和行業(yè)、年度等數(shù)據(jù)均來源自國泰安財經(jīng)研究數(shù)據(jù)庫，同時，根據(jù)公司年報對部分缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行手工查補。利用EXCEL2007軟件、Stata.12軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)整理和統(tǒng)計分析。為消除極端值影響，對回歸分析中全部連續(xù)變量執(zhí)行了1%和99%分位數(shù)上Winsorize處理。

(二)模型設(shè)定與變量定義

本文構(gòu)建以下Logistic模型來檢驗研究假說：

Fair=β0+β1Option+β2Lev+β3Option*Lev+β4State+β5Ind+β6Dl+β7Size+β8Fv+β9Zz+β10Grow+β11Year+ε

其中，被解釋變量為“公允價值計量模式選擇(Fair)”，即公司對投資性房地產(chǎn)是否選擇公允價值模式后續(xù)計量，T年末對投資性房地產(chǎn)采用公允價值模式進(jìn)行后續(xù)計量的，賦值為1，否則，賦值為0。解釋變量分別為“股票期權(quán)激勵(Option)”和“債務(wù)水平(Lev)”，以考察股票期權(quán)激勵和債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值計量模式選擇的影響，其中，“股票期權(quán)激勵”變量用公司是否實施股票期權(quán)激勵計劃衡量，T年實施股票期權(quán)激勵計劃的，取值為1，否則為0；“債務(wù)水平”變量以T年末資產(chǎn)負(fù)債率刻畫。同時，為控制資本市場監(jiān)管政策對投資性房地產(chǎn)會計政策選擇的影響，在回歸模型中加入“監(jiān)管政策(Dl)”啞變量，當(dāng)T-1年末或T-1、T-2年末凈利潤為負(fù)時，取值為1，否則為0(張瑞麗等，2014)[21]。為控制政治成本動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)會計政策選擇的影響，回歸模型納入“行業(yè)管制(Ind)”啞變量，屬于采掘業(yè)，電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的，取值為1，否則為0。為控制產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響，回歸模型加入“實際控制人性質(zhì)(State)”虛擬變量，據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫對最終控制人性質(zhì)的劃分，由中央機(jī)構(gòu)、地方機(jī)構(gòu)、國有企業(yè)、行政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位最終控制的，取值為1，否則為0。此外，借鑒既有文獻(xiàn)，回歸模型還控制了公司規(guī)模(Size用T年末總資產(chǎn)自然對數(shù)計量)、投資性房地產(chǎn)比重(Fv用T年末投資性房地產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)計量)、年度(Year)(張瑞麗等，2014)[21]、營運能力(Zz即T年末總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率)、成長性(Grow即T年末營業(yè)收入增長率)等變量(葉建芳等，2009)[15]。

五、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

對主要變量描述性統(tǒng)計的同時，還執(zhí)行分組均值和中位數(shù)差異檢驗，如表1所示：

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

注：對兩組樣本分別采用t檢驗、Wilcoxon檢驗進(jìn)行均值和中位數(shù)差異比較。*、** 、*** 分別表示t檢驗值和z檢驗值在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。下同。

可見，公允價值模式下有20%的樣本公司實施了股票期權(quán)激勵計劃，成本模式下只有13%的樣本公司實施了股票期權(quán)激勵計劃，兩類樣本的均值在1%水平上存在顯著差異，說明實施股票期權(quán)激勵的公司對投資性房地產(chǎn)更傾向于選擇公允價值模式。公允價值模式樣本下負(fù)債水平(Lev)均值、中位數(shù)在1%水平上均顯著高于成本模式樣本，表明債務(wù)水平越高，公司越偏好采用公允價值模式對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量。公允價值模式下38%的樣本公司其實際控制人性質(zhì)(State)為國有，而成本模式下55%樣本公司其實際控制人系國有，說明國有控股公司更傾向于采用成本模式。從均值、中位數(shù)檢驗結(jié)果看，股票期權(quán)激勵(Option)、債務(wù)水平(Lev)對投資性房地產(chǎn)公允價值模式選擇的影響，與本文所提研究假設(shè)1和假設(shè)2一致。此外，兩類樣本在行業(yè)管制(Ind)、公司規(guī)模(Size)、投資性房地產(chǎn)比重(Fv)和營運能力(Zz)上也有顯著差異，而在監(jiān)管政策(Dl)、成長性(Grow)上無顯著差異。

(二)多元回歸分析

1.股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值模式選擇的影響

股票期權(quán)激勵計劃與債務(wù)契約動因影響的回歸結(jié)果如表2所示。我們對比使用全樣本和配對樣本進(jìn)行Logstic回歸分析，以克服被解釋變量間數(shù)據(jù)不平衡性所產(chǎn)生的影響，增強(qiáng)研究結(jié)果的穩(wěn)健性。模型中變量方差膨脹因子分析表明，變量的VIF值全部小于2，VIF的平均值為1.41，說明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表2 股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值模式選擇影響的回歸結(jié)果

由表2可見，全樣本回歸和配對樣本回歸的R2分別為0.1966和0.2109，同時回歸模型均在1%水平上顯著，說明兩個回歸模型的擬合優(yōu)度較好，能夠很好的解釋投資性房地產(chǎn)公允價值模式的選擇動因。具體而言，表征股票期權(quán)激勵契約動因的變量(Option)在全樣本回歸和配對樣本回歸中，回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明實施股票期權(quán)激勵計劃的公司更傾向于選擇公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計量，結(jié)果驗證了假設(shè)1，這與Bartov和Mohanram(2004)[24]、呂長江和張海平(2011)[25]的研究發(fā)現(xiàn)一致，表明管理層會出于股票期權(quán)激勵機(jī)會主義動機(jī)而選擇公允價值模式。表征債務(wù)契約動因的變量(Lev)在兩組回歸中，系數(shù)均都通過了1%水平的顯著性檢驗，說明債務(wù)水平越高的公司選擇公允價值模式計量投資性房地產(chǎn)的概率越大，結(jié)果具有穩(wěn)健性，驗證了假設(shè)2，這與Jung等(2013)[16]、Christensen和Nikolaev(2013)[6]的檢驗結(jié)果一致。表征實際控制人性質(zhì)的變量(State)在兩組回歸中，系數(shù)都在1%水平上顯著為負(fù)，說明實際控制人為非國有的公司更傾向于選擇公允價值模式計量投資性房地產(chǎn)，國有控股公司傾向于選擇穩(wěn)健性的成本模式。另外，兩組回歸中公司規(guī)模變量(Size)、投資性房地產(chǎn)比重變量(Fv)和運營能力變量(Zz)的系數(shù)均通過了顯著性檢驗，且符號與預(yù)期一致，說明公司規(guī)模、投資性房地產(chǎn)比重和公司運營能力會影響投資性房地產(chǎn)公允價值模式的選擇。然而，監(jiān)管政策(Dl)的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，說明資本市場監(jiān)管政策動因不能解釋投資性房地產(chǎn)公允價值模式的選擇，或者說，公司選擇投資性房地產(chǎn)公允價值模式不是出于迎合資本市場監(jiān)管政策的要求。

2.股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值模式選擇的交互效應(yīng)影響

表3呈現(xiàn)的是股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因之交乘效應(yīng)影響的回歸結(jié)果。我們將全部樣本和配對樣本分別按照是否實施股票期權(quán)激勵計劃，劃分為實施股票期權(quán)激勵樣本組和未實施股票期權(quán)激勵樣本組，對去除股票期權(quán)激勵變量(Option)后的模型執(zhí)行回歸檢驗。可以看出，全樣本回歸中，債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)在實施和未實施股票期權(quán)激勵樣本組，均在1%水平上顯著正相關(guān)，但是，實施股票期權(quán)激勵樣本組債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)明顯大于未實施股票期權(quán)激勵樣本組債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)，這說明，相比較于未實施股票期權(quán)激勵公司，實施股票期權(quán)激勵公司債務(wù)水平越高，對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值模式的可能性更大，也就是，股權(quán)激勵契約與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值模式的選擇具有正向的交互效應(yīng)影響。

配對樣本的回歸結(jié)果更為明顯地顯示這一點。在實施和未實施股票期權(quán)激勵樣本組，債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且實施股票期權(quán)激勵樣本組債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)比未實施股票期權(quán)激勵的顯著更大，這意味著，實施股票期權(quán)激勵能夠強(qiáng)化債務(wù)水平與投資性房地產(chǎn)公允價值模式選擇之間的正相關(guān)關(guān)系，或者說，股票期權(quán)激勵契約與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值模式選擇具有正向的交互效應(yīng)影響。因此，研究假說3得到驗證。

表3 股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值模式選擇的交互影響

注：全樣本回歸中，實施股票期權(quán)激勵的樣本共有1155個，由于2007年實施股票期權(quán)激勵的11個樣本對投資性房地產(chǎn)全部選擇了成本計量模式，故在進(jìn)行股權(quán)激勵分組檢驗時，刪除此11個樣本，得到實施股票期權(quán)激勵的回歸樣本1144個；配對樣本回歸中，按照規(guī)模最接近為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本配對，為1144個持有投資性房地產(chǎn)并且實施股票期權(quán)激勵計劃的樣本公司，在其同年、同行業(yè)(按證監(jiān)會二級行業(yè)，部分樣本無法按證監(jiān)會二級行業(yè)配對的，按照一級行業(yè)進(jìn)行配對)中選擇一家未實施股票期權(quán)激勵計劃的公司，共得到2288個樣本。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為使結(jié)果更加可靠，我們對樣本進(jìn)行優(yōu)化后執(zhí)行了進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論未發(fā)生明顯變化。具體是，從8623個有效樣本中剔除幾乎全部選擇成本模式計量投資性房地產(chǎn)的行業(yè)，包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)以及建筑業(yè)，得到8226個樣本重新進(jìn)行上述回歸。限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果略。

六、研究結(jié)論與啟示

本文以我國滬深兩市2007～2016年持有投資性房地產(chǎn)的非金融、保險行業(yè)上市公司為樣本，研究了股票期權(quán)激勵、債務(wù)契約動因與投資性房地產(chǎn)公允價值模式選擇之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，股票期權(quán)激勵和債務(wù)契約動因顯著影響投資性房地產(chǎn)公允價值模式的選擇。具體而言：(1)實施股票期權(quán)激勵計劃的公司更愿意選擇公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計量。正如實證會計理論分紅計劃假說所預(yù)期的那樣，實施股票期權(quán)激勵的公司，管理層有動機(jī)在當(dāng)期實施向上盈余管理，以最大化股票期權(quán)預(yù)期收益，特別是在我國，由于實行的是業(yè)績型股票期權(quán)激勵，能否可行權(quán)必須達(dá)到行權(quán)業(yè)績條件，而行權(quán)業(yè)績條件主要是凈利潤、凈資產(chǎn)收益率等財務(wù)指標(biāo)，這會直接觸發(fā)管理層為了達(dá)到行權(quán)業(yè)績條件而實施盈余管理，加之，投資性房地產(chǎn)是企業(yè)一項占比較大的資產(chǎn)，計量方法上的較小改變會對公司利潤和資產(chǎn)產(chǎn)生較大的影響，而公允價值模式的選擇會在不處置重要資產(chǎn)的情況下比較便利地增加公司的當(dāng)期凈利潤，并且使得在未來期間平滑利潤也更加容易，因此，實施股票期權(quán)激勵會誘發(fā)公司管理層對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值模式后續(xù)計量。(2)債務(wù)水平越高，公司越傾向于選擇公允價值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計量。根據(jù)實證會計理論的債務(wù)契約假說，違反債務(wù)契約約束條款的可能性越大，公司越可能在當(dāng)期實施向上盈余管理。我們知道，債務(wù)水平越高，公司違反債務(wù)契約約束條款的可能性越大，這時，公司越有動機(jī)通過對投資性房地產(chǎn)選擇公允價值模式，來提高當(dāng)期凈利潤和總資產(chǎn)，以降低當(dāng)期的資產(chǎn)負(fù)債比率，從而減少違反債務(wù)約束條款的可能性。(3)股票期權(quán)激勵與債務(wù)契約動因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價值模式的選擇具有交乘效應(yīng)之影響。股票期權(quán)激勵會強(qiáng)化債務(wù)契約動因與投資性房地產(chǎn)公允價值模式選擇之間的正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)一個實施股票期權(quán)激勵的公司，其可能觸反債務(wù)契約約束條款時，投資性房地產(chǎn)更可能被采用公允價值模式后續(xù)計量。

本文研究顯示，賦予公司投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇權(quán)，允許公司根據(jù)外部環(huán)境和自身情況對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量選擇公允價值或成本模式，在提高會計信息相關(guān)性的同時，會觸發(fā)管理層基于股票期權(quán)激勵和債務(wù)契約動因而實施盈余管理，從而損害會計信息質(zhì)量的可靠性。不過，這種對會計信息質(zhì)量的負(fù)面影響，存在一定條件。在我國現(xiàn)階段，實施股票期權(quán)激勵或債務(wù)契約存在違約風(fēng)險時，投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的選擇權(quán)，才會誘發(fā)盈余管理從而損害會計信息質(zhì)量。因此，強(qiáng)化審計監(jiān)督，優(yōu)化股票期權(quán)激勵和債務(wù)契約的設(shè)計與執(zhí)行，對于提高投資性房地產(chǎn)公允價值會計信息質(zhì)量具有十分重要的意義。具體而言，為了提高投資性房地產(chǎn)公允價值會計信息質(zhì)量，需要對上市公司投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式的會計政策選擇，加強(qiáng)外部審計監(jiān)督，尤其是，當(dāng)公司對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式進(jìn)行變更時，應(yīng)當(dāng)給予審計重點關(guān)注；再一方面，需要改進(jìn)和提高股票期權(quán)激勵和債務(wù)契約的設(shè)計有效性，盡可能制定激勵相容的激勵和債務(wù)契約，從根本動因上消除公司利用投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式的會計政策選擇實施盈余管理的可能性，同時，還應(yīng)該強(qiáng)化股票期權(quán)激勵和債務(wù)契約執(zhí)行過程中代理問題的監(jiān)督，通過外部約束抑制契約執(zhí)行中可能的投資性房地產(chǎn)后續(xù)計量模式的機(jī)會主義會計政策選擇行為。