陳繼初

0 引言

公允價值在我國的應用更是經(jīng)歷了一個“先引后禁，廢而又用”的過程，公允價值最早應用于1998年的債務重組準則，準則規(guī)定債務重組應以債務的公允價值來確定重組損益，此后，我國在長期股權投資以及非貨幣性資產交易等會計事項中開始直接應用公允價值，這是我國對公允價值的引進階段，是對長期以來單一采用歷史成本計量的一個突破。由于缺少經(jīng)驗，在公允價值的推行和應用過程中，部分企業(yè)利用公允價值計量進行財務舞弊來進行利潤操作，導致國家不斷縮小公允價值的使用范圍，在實質上已經(jīng)被廢棄。這種狀況直到2006年，隨著新《企業(yè)會計準則》的頒布，公允價值被正式引入基本準則，“在公允價值能夠持續(xù)取得且能可靠計量的情況下可以采用公允價值計量”，標志著我國開始再次謹慎適度地采用公允價值計量。

自2007年新會計準則在上市公司范圍內施行，準則中廣泛引入公允價值以來已經(jīng)有4年多，公允價值計量在我國上市公司中得到了廣泛的應用，這為我們進一步研究公允價值在我國市場是否適合、公允價值能否提高會計信息的相關性提供了大量客觀的數(shù)據(jù)，也使得有關公允價值相關性的研究更具有現(xiàn)實意義。

1 研究假設

新會計準則的頒布實施使得公允價值計量在我國企業(yè)尤其是上市公司得以廣泛應用，這為我國學術界進一步開展公允價值相關性方面的研究提供了更好的平臺，隨著時間的推移，必然為公允價值實證研究提供大量的基礎數(shù)據(jù)。

本文借鑒國內外學者的研究思路，以檢驗我國A股上市公司在執(zhí)行新會計準則后的會計信息質量的相關性是否增加為依據(jù)來判斷公允價值的價值相關性。在具體設計上，也是以新會計準則對公司會計信息（主要是財務報表信息）的影響為依據(jù)進行進一步劃分。

1.1 公允價值計量對公司資產負債表的影響

（1）金融工具項目的公允價值計量

公允價值計量影響到的金融工具項目主要包括交易性金融資產、持有至到期投資、可供出售金融資產、金融負債。交易性金融資產以取得成本作為其公允價值，持有期間的公允價值變動計入當期損益。持有至到期投資入賬價值以取得成本作為入賬價值，在資產負債表日需要對其賬面價值按照實際利率進行攤銷，并進行減值測試，其攤余成本可視為其公允價值?？晒┏鍪劢鹑谫Y產按取得時的價值作為公允價值入賬，在資產負債表日則需要參照交易性金融資產確定各項資產的后續(xù)計量公允價值，期間公允價值變動損益計入所有者權益。金融負債在資產負債表日可以參照持有至到期投資的方式以其攤余成本作為公允價值。

（2）非金融工具項目的公允價值計量

第一，投資性房地產。投資性房地產的計量需要企業(yè)根據(jù)實際情況選擇計量模式，對于符合公允價值計量條件的房地產項目應以轉換日的公允價值作為入賬價值，持有期間公允價值變動計入當期所有者權益。

第二，資產減值。資產減值計提的依據(jù)是資產公允價值扣除處置費用后的凈額和資產預計未來現(xiàn)金流量的現(xiàn)值兩者中的較高者與資產賬面價值對比，如果前者較大則不需計提減值準備，反之，則需要計提資產減值準備。此外，非貨幣性資產交換、債務重組、企業(yè)合并也廣泛涉及到公允價值的應用，以上分析表明，新會計準則在引入公允價值計量后對資產和負債的賬面價值產生了重大影響。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設1：采用公允價值計量的資產和負債具有增量的價值相關性。

1.2 公允價值計量對公司利潤表的影響

采用公允價值計量的資產、負債項目，其持有期間產生的損益通過“公允價值變動損益”賬戶進行核算，期末通過結轉本年利潤計入利潤表，反映了由于公允價值變動對當期利潤的影響，豐富了利潤表的信息含量。據(jù)此，本文提出如下假設：

假設2：公允價值變動損益的計量具有增量的價值相關性。

2 模型設計與樣本選取

國內外研究公允價值相關性問題常用的模型主要包括價格模型和收益模型，兩者都是從Ohlson的剩余收益模型（RIVM）演變而來。Ohlson模型一經(jīng)推出便得到學術界的廣泛應用，此后，眾多學者根據(jù)研究需要不斷進行修正，本文所采用的價格模型是張燁、胡倩（2007）所構建的模型，即：

其中，i代表公司，t代表年份，P代表股票收盤價，BVFSFV代表除按公允價值計量的凈資產之外的每股凈資產，F(xiàn)SFV代表按公允價值計量的每股凈資產，ε是干擾因子。該模型將每股凈資產分解為按公允價值計量的每股凈資產以及除按公允價值計量的凈資產之外的每股凈資產，通過檢驗FSFV的系數(shù)α2是否顯著不為零來判斷公允價值計量的資產和負債是否具有增量的價值相關性。

本文所采用的收益模型是由張燁、胡倩（2007）[18]所構建的模型，即：

收益模型：Rit=α0+α1FVADit/Pit-1+α2EBFVit/Pit-1+εit

其中，i代表公司，t代表年份，R代表股票收益率，F(xiàn)VAD代表每股公允價值變動損益，EBFV代表除每股公允價值變動損益之外的每股收益，P代表股票收盤價，ε代表干擾因子。如果顯著不為零，則表明公允價值提高了會計信息的解釋能力，具有增量的價值相關性。

價格模型體現(xiàn)了決定公司價值的因素，反映了會計信息的累積影響，它的因變量是股票價格，一般用來研究股票價格與賬面價值、會計收益之間的價值相關性。收益模型體現(xiàn)了決定公司價值變動的因素，反映會計信息的及時性，它的因變量是股票收益率，一般用來研究股票收益率與會計收益之間的價值相關性。因此，在實證檢驗過程中，對于假設1的驗證利用模型1，假設2的驗證利用模型2。

在樣本公司選擇上，本文選取我國金融保險業(yè)（含證券、信托公司）A股上市公司40（其中金融類16家，證券、信托和保險類24家）家為樣本，其原因如下：

一是我國會計準則對公允價值的應用仍采取比較謹慎的態(tài)度，對于非金融類企業(yè)而言，采用公允價值計量的資產、負債類項目數(shù)量較少，因而采用公允價值計量后對企業(yè)資產負債表和利潤表的影響可能很小，無法有效檢測公允價值計量的價值相關性。金融保險業(yè)企業(yè)有大量的金融類資產、負債，其對公允價值的反應敏感，便于檢測公允價值計量的價值相關性。

二是公允價值價值相關性受行業(yè)特征的影響較大，由此導致不同行業(yè)的樣本調整方差具有明顯差異，選擇單一行業(yè)可以有效避免因方差不齊而引起的回歸統(tǒng)計效果不顯著問題。

為彌補樣本不足，本文按金融保險業(yè)上市公司公司一季度報告、中期報告、三季度報告、年度報告獲取樣本，共獲取有效樣本數(shù)465個。在樣本數(shù)據(jù)選擇上，本文以企業(yè)實施新企業(yè)會計準則后的財務數(shù)據(jù)，即2007-2009年財務數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)進行回歸分析以整體反映公允價值及其變動效應。

3 實證檢驗結果及分析

本文應用SPSS17.0對樣本數(shù)據(jù)進行了統(tǒng)計回歸分析，具體分析過程如下：

表1 價格模型自變量描述性統(tǒng)計

因變量P的描述性分析：從因變量P的統(tǒng)計結果來看，2007～2009年間股票價格的標準差和極差都較大，這一定程度上反映了在這段時期我國股票市場的價格波動情況，在這段時間的前期，我國股票市場進入前所未有的牛市，股票價格不斷飆升，此后受美國金融危機的影響出現(xiàn)迅速下跌，然后開始出現(xiàn)緩慢的回升。

自變量FSFV和BVFSFV的描述性分析：FSFV的標準差為18.2345，極差為62.4，說明以公允價值計量的凈資產受資本市場變動影響明顯，以公允價值計量的資產和負債的期末賬面價值在此期間具有顯著差異。相比于FSFV，BVFSFV的極差也較大，但標準差僅為4.7715，表明不同企業(yè)之間的非公允價值計量凈資產存在明顯差異，同時，非公允價值計量的凈資產受資本市場變動的影響較小。從二者的均值來看，金融保險業(yè)資產以公允價值計量的凈資產遠大于以非公允價值計量的凈資產，這將更有利于檢驗公允價值的價值相關性。

表2 收益模型自變量描述性統(tǒng)計

因變量R的描述性分析：股票收益率的均值為負數(shù)，表明我國金融保險業(yè)在2007～2009期間整體收益情況不好，再從其標準差來看，股票收益率的波動不大，表明金融保險業(yè)股票收益率比較穩(wěn)定。

自變量FVAD/P和EBFV/P描述性分析：由于金融保險業(yè)流通股股數(shù)較大，企業(yè)每股公允價值變動損益以及每股非公允價值變動損益的數(shù)值較小，與股價的比值明顯偏小。

表3 價格模型回歸分析結果

通過樣本數(shù)據(jù)的價格模型回歸分析可以看出：

（1）各年度的F值數(shù)值較大，Sig.值為0.000，表明模型中各變量的線性關系顯著。

（2）判定系數(shù)Adj-R2分別為0.4208、0.3261、0.4215，表明自變量的變異性中分別有42.08%、32.61%、42.15%可以由所選的解釋變量解釋。導致各年度判定系數(shù)Adj-R2發(fā)生差異的原因可能是因為2008年度股票市場的低迷使得企業(yè)在對資產選擇采用公允價值計量時更加謹慎，而這種情況在2009年開始出現(xiàn)好轉。

（3）從α1來看，2007年以公允價值計量的每股凈資產與股價之間的相關系數(shù)為10.3754，在1%水平上顯著相關；2008年相關系數(shù)下降為6.4128，在5%水平上顯著相關；2009年該相關系數(shù)為10.3901，在1%水平上顯著相關。表明以公允價值計量的凈資產與股票價格之間具有顯著的相關性，即以公允價值計量的凈資產對會計信息具有增量解釋能力。從α2看，2007和2009年該系數(shù)分別為2.2961、1.9735，均在10%水平上顯著相關；2008年以非公允價值計量的每股凈資產與股票價格相關性不顯著。表明以非公允價值計量的凈資產與股票價格之間也存在一定的相關性，只是這種相關性相對較弱，尤其是在宏觀環(huán)境發(fā)生劇烈變化時，投資者對會計報表信息的關注度降低，二者之間的相關性可能變得不顯著。

綜上價格模型分析，以公允價值計量的資產和負債能夠有效提高會計數(shù)據(jù)對企業(yè)財務狀況的解釋能力，使得會計信息的相關性增強，即假設1通過檢驗。

表4 收益模型回歸分析結果

通過樣本數(shù)據(jù)的收益模型回歸分析可以看出：

（1）各年度的F值數(shù)值較大，Sig.值為0.000，表明模型中各變量的線性關系顯著。

（2）判定系數(shù)Adj-R2分別為0.1648、0.1561、0.1687，表明自變量的變異性中分別有16.48%、15.61%、16.87%可以由所選的解釋變量解釋，即模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合度一般，還存在其他因素對股票收益率存在重大影響，但模型中的自變量對因變量也具有重大影響。

（3）從α1來看，2007年每股公允價值變動損益與股價的比值的系數(shù)FVAD/P為17.5438，在5%水平上顯著相關；2008年相關系數(shù)下降為10.4128，在10%水平上顯著相關；2009年該相關系數(shù)為14.5437，在5%水平上顯著相關。表明公允價值變動損益具有增量的價值相關性，能夠幫助信息使用者更加全面地了解企業(yè)的收益狀況。從α2看，每股非公允價值變動損益與股票收益的相關性不顯著，表明我國投資者對企業(yè)提供的收益信息并不關注，這并不是投資者不關注收益信息，而是對企業(yè)提供的收益信息持謹慎態(tài)度。

以上收益模型分析表明，相對于企業(yè)公布的除公允價值變動損益以外的收益，投資者更加相信企業(yè)提供的公允價值變動損益信息，這可以讓投資者更全面地了解企業(yè)的收益情況，即本文的假設2通過檢驗。

4 研究結論

通過對假設1和2的檢驗，表明：

（1）“以公允價值計量的資產和負債”對提高會計信息的相關性具有增量解釋的作用，能夠為投資者提供更加有用的會計信息。

（2）“每股公允價值變動損益”與股票收益率之間存在較顯著的相關性，有利于會計信息使用者全面了解企業(yè)的經(jīng)營成果。同時發(fā)現(xiàn)，投資者對企業(yè)公布的收益信息持懷疑態(tài)度，在進行投資決策時往往會關注但不會直接使用企業(yè)提供的收益信息。

以上結果表明，公允價值計量屬性能夠有效的提高會計信息的相關性，從而為會計信息信息使用者提供更多的決策有用信息，同時，我國上市公司、投資者對公允價值的關注不斷增強，這些都表明公允價值在我國的推廣應用具有很強的現(xiàn)實意義和很好的市場反響。

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