張 蓮

(淮北職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財(cái)經(jīng)系，安徽 淮北 235000)

投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量對(duì)股價(jià)影響的實(shí)證研究

張 蓮

(淮北職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財(cái)經(jīng)系，安徽 淮北 235000)

以我國(guó)滬深兩市2007—2015年期間采用公允價(jià)值模式來(lái)計(jì)量投資性房地產(chǎn)的上市公司為研究對(duì)象，利用Stata12.0軟件對(duì)搜集到的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)、回歸檢驗(yàn)等，實(shí)證檢驗(yàn)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的價(jià)值相關(guān)性問(wèn)題。結(jié)果表明，公允價(jià)值計(jì)量的投資性房地產(chǎn)以及公允價(jià)值變動(dòng)損益具有顯著的增量?jī)r(jià)值相關(guān)性；與金融危機(jī)前相比，金融危機(jī)后公允價(jià)值計(jì)量的投資性房地產(chǎn)以及公允價(jià)值變動(dòng)損益的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)；與其他行業(yè)相比，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類(lèi)行業(yè)公允價(jià)值計(jì)量的投資性房地產(chǎn)以及公允價(jià)值變動(dòng)損益的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)。

投資性房地產(chǎn)；公允價(jià)值；股價(jià)；實(shí)證研究

隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的快速發(fā)展，公司披露的會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性對(duì)于投資者等利益相關(guān)者來(lái)說(shuō)也顯得舉足輕重，逐漸受到會(huì)計(jì)信息使用者更多的重視。為了與國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則趨同，我國(guó)財(cái)政部于2006年頒布的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》正式引入公允價(jià)值計(jì)量模式以及投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目，其中《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第3號(hào)—投資性房地產(chǎn)》(CAS3)規(guī)定公司應(yīng)當(dāng)采用歷史成本對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行計(jì)量，如果滿(mǎn)足特定的條件也可以對(duì)其采用公允價(jià)值計(jì)量模式，但是公司采用計(jì)量模式時(shí)只能二者選其一。2008年國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)，公允價(jià)值計(jì)量開(kāi)始受到理論界以及實(shí)務(wù)界越來(lái)越多的關(guān)注。財(cái)政部于2014年初，在發(fā)布的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第39號(hào)—公允價(jià)值計(jì)量》(CAS39)重新修訂了以前的公允價(jià)值相關(guān)準(zhǔn)則。這些準(zhǔn)則的實(shí)施為公允價(jià)值計(jì)量在實(shí)務(wù)中的推廣應(yīng)用提供了規(guī)范、標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)也說(shuō)明公允價(jià)值計(jì)量在我國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)中的重要性逐漸顯露出來(lái)。隨著我國(guó)房?jī)r(jià)變化頻繁，投資性房地產(chǎn)采用歷史成本計(jì)量，會(huì)使建筑物、土地使用權(quán)等的市場(chǎng)價(jià)值與賬面價(jià)值嚴(yán)重不符。理論上建筑物、土地使用權(quán)等投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值計(jì)量可以更好地反映其市場(chǎng)價(jià)值，在某種程度上能夠提高會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性，幫助投資者等會(huì)計(jì)信息使用者更好地做出決策，上市公司選擇會(huì)計(jì)計(jì)量模式時(shí)更應(yīng)該青睞于公允價(jià)值。但截至2015年只有63家，占比不到5%。為什么上市公司在實(shí)踐中不傾向于運(yùn)用公允價(jià)值來(lái)計(jì)量其投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目？投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目采用公允價(jià)值計(jì)量會(huì)對(duì)公司相關(guān)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量造成什么后果、是否能夠提升會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性？這些問(wèn)題都是需要理論界以及實(shí)務(wù)界研究、解決的。

王崧[1]通過(guò)對(duì)我國(guó)目前的市場(chǎng)環(huán)境和相關(guān)政策的分析，指出了公允價(jià)值模式的弊端，認(rèn)為公允價(jià)值會(huì)加劇企業(yè)利潤(rùn)的波動(dòng)，使企業(yè)形象受損，影響企業(yè)的平穩(wěn)發(fā)展，企業(yè)不應(yīng)盲目選擇公允價(jià)值，應(yīng)保持觀望。徐曦[2]則認(rèn)為公允價(jià)值符合決策有關(guān)的需要，能反應(yīng)投資性房地產(chǎn)的市場(chǎng)價(jià)值。隨著市場(chǎng)的不斷完善，應(yīng)選擇公允價(jià)值計(jì)量模式。郭宇清[3]通過(guò)對(duì)上市房地產(chǎn)企業(yè)金融街的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行深入分析，從財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)角度深入分析上市房企會(huì)計(jì)計(jì)量模式選擇的財(cái)務(wù)原因。吳飛飛[4]采用規(guī)范分析和案例分析相結(jié)合的方法，具體分析兩種模式的轉(zhuǎn)換對(duì)企業(yè)各方面的影響及程度，指出公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇可能會(huì)增加企業(yè)的稅務(wù)負(fù)擔(dān)，但李彥東[5]則認(rèn)為公允價(jià)值模式的選擇不會(huì)造成企業(yè)實(shí)質(zhì)性的稅賦增加。曹曉雪等[6]選擇我國(guó)滬深兩市2007—2009年投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值模式計(jì)量的上市公司為樣本，考察公司對(duì)投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值模式計(jì)量后對(duì)公司產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果。通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，在實(shí)踐中只有少數(shù)公司選取了公允價(jià)值模式來(lái)核算投資性房地產(chǎn)。我國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的嚴(yán)格限制、利潤(rùn)平滑的要求、稅收等造成公允價(jià)值計(jì)量沒(méi)有在投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目中廣泛運(yùn)用的原因；公司采用公允價(jià)值模式計(jì)量不會(huì)對(duì)其績(jī)效產(chǎn)生重大影響。

通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，可以看出，我國(guó)在投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值方面進(jìn)行的研究主要集中在選擇公允價(jià)值計(jì)量模式的影響因素以及產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，研究結(jié)論也不統(tǒng)一，并且研究投資性房地產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性的不多。因此，本文選取我國(guó)滬深兩市2007—2015年采用公允價(jià)值對(duì)投資性房地產(chǎn)計(jì)量的上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性問(wèn)題，以期為公允價(jià)值計(jì)量的推廣應(yīng)用提供一定的參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

我國(guó)2007年正式引入公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目進(jìn)行計(jì)量。我國(guó)引入公允價(jià)值計(jì)量的時(shí)間比較晚，相關(guān)的法律法規(guī)不是很健全，市場(chǎng)監(jiān)督力度不夠。2008年金融危機(jī)爆發(fā)，對(duì)我國(guó)企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況以及市場(chǎng)需求造成嚴(yán)重的影響。此后，我國(guó)相關(guān)監(jiān)管部門(mén)逐漸加大對(duì)公允價(jià)值模式在應(yīng)用中的監(jiān)督，另外，近幾年我國(guó)資本市場(chǎng)也逐步完善，公允價(jià)值的應(yīng)用越來(lái)越規(guī)范。基于以上分析，本文提出：

假設(shè)1a：與金融危機(jī)前相比，金融危機(jī)后的投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)；

假設(shè)2a：與金融危機(jī)前相比，金融危機(jī)后投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值變動(dòng)損益的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)。

Barth等[7]研究了不同行業(yè)之間公允價(jià)值披露的資產(chǎn)信息的差異。發(fā)現(xiàn)與非金融行業(yè)相比，金融行業(yè)、采礦行業(yè)的公司采用公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)信息對(duì)股票價(jià)值具有很強(qiáng)的解釋力。張鳳元、符建華等[8]將上市公司所屬行業(yè)分為房地產(chǎn)金融保險(xiǎn)、信息技術(shù)、制造、綜合四大類(lèi)，對(duì)不同行業(yè)公司選取公允價(jià)值模式揭示的會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性進(jìn)行研究。結(jié)果表明，行業(yè)不同，公允價(jià)值模式揭示的會(huì)計(jì)信息的相關(guān)性也會(huì)存在明顯的差異。在對(duì)目前公允價(jià)值模式在投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目中的運(yùn)用情況進(jìn)行全面剖析后發(fā)現(xiàn)，與其他行業(yè)相比，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)4類(lèi)行業(yè)的各年度的公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)其凈利潤(rùn)的貢獻(xiàn)以及投資性房地產(chǎn)占其總資產(chǎn)的比例(89.76%、13.55%、6.83%、15.51%)相對(duì)比較大，四類(lèi)行業(yè)采用公允價(jià)值計(jì)量的公司數(shù)量也比其他行業(yè)多，合計(jì)占比69.8%。由于各個(gè)具體行業(yè)采用公允價(jià)值對(duì)投資性房地產(chǎn)進(jìn)行計(jì)量的公司不多，所以本文在進(jìn)一步研究不同行業(yè)對(duì)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性的影響時(shí)，將證監(jiān)會(huì)具體行業(yè)(2012版)分為兩組，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類(lèi)行業(yè)為A組，其他行業(yè)為B組。基于上述分析，本文進(jìn)一步提出：

假設(shè)1b：與B組行業(yè)相比，A組行業(yè)的投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)；

假設(shè)2b：與B組行業(yè)相比，A組行業(yè)的投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值變動(dòng)損益的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

自我國(guó)引入公允價(jià)值模式以來(lái)，我國(guó)滬深兩市只有63家上市公司選取公允價(jià)值模式來(lái)核算投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目。在研究樣本觀測(cè)值的選擇上，本文對(duì)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行分析時(shí)，以2007年1月1日—2015年12月31日期間采用公允價(jià)值模式計(jì)量公司的面板數(shù)據(jù)為研究樣本觀測(cè)值，共搜集到331個(gè)樣本觀測(cè)值，刪除*ST和缺失數(shù)據(jù)后剩余309個(gè)。

本文首先從巨潮資訊網(wǎng)披露的各公司年報(bào)報(bào)表附注中手工搜集、整理采用公允價(jià)值對(duì)投資性房地產(chǎn)計(jì)量的上市公司，然后根據(jù)巨潮資訊網(wǎng)披露的年報(bào)數(shù)據(jù)并結(jié)合CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)手工搜集、計(jì)算投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益及其占凈利潤(rùn)的比重、采用公允價(jià)值對(duì)以前年度留存收益以及凈利潤(rùn)的累計(jì)影響；利用CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)搜集滬深兩市上市公司數(shù)以及擁有投資性房地產(chǎn)的公司數(shù)；所屬行業(yè)以及投資性房地產(chǎn)比重根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)相應(yīng)的手工搜集、計(jì)算而來(lái)；股價(jià)等其他相關(guān)數(shù)據(jù)從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)搜集而來(lái)。

2.2 模型構(gòu)建

假設(shè)1a、1b研究的是采用公允價(jià)值模式對(duì)投資性房地產(chǎn)計(jì)量后，其公允價(jià)值是否能夠顯著增強(qiáng)對(duì)股票價(jià)格的解釋力。本文借鑒Ohlson[9]的價(jià)格模型，并參考朱松[10]、姜思加[11]等的研究，模型構(gòu)建如下，模型(1)中相關(guān)變量的具體含義如表1所示。

Pi,t=α0+α1FVi,t+α2DFi,t+αεEPSi,t+α4LEVi,t+α5Roei,t+ε

(1)

表1 模型1中相關(guān)變量的具體含義

假設(shè)2a、2b研究的是投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值變動(dòng)損益是否具有顯著的增量?jī)r(jià)值相關(guān)性，考察的是股票收益率與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益之間的關(guān)系。本文借鑒Ohlson的收益模型，模型構(gòu)建如下，模型(2)中相關(guān)變量的具體含義如表2所示。

RETi,t=α0+α1EVi,t/Pi,t-1+α2DPi,t/Pi,t-1+α3ΔEPSi,t/Pi,t-1+α4LEVi,t+α5Zai,t+α6Roei,t+ε

(2)

表2 模型2中相關(guān)變量的具體含義

假設(shè)1a、2a要驗(yàn)證的是金融危機(jī)前后投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值及其公允價(jià)值變動(dòng)損益的價(jià)值相關(guān)性的差異。本文將樣本觀測(cè)值按時(shí)間分為2007—2008年(金融危機(jī)前)和2009—2015年(金融危機(jī)后)兩組數(shù)據(jù)，將兩組樣本觀測(cè)值分別利用模型1和模型2進(jìn)行回歸分析，如果金融危機(jī)后樣本組在模型1中的系數(shù)1、模型2的系數(shù)2，顯著大于金融危機(jī)前樣本組的相應(yīng)系數(shù)，則表明假設(shè)1a、2a成立。

假設(shè)1b、2b要驗(yàn)證的是與其他行業(yè)相比，采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類(lèi)行業(yè)的投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值及其公允價(jià)值變動(dòng)損益的價(jià)值相關(guān)性更顯著。因?yàn)闃颖竟緮?shù)量比較少，所以本文將采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)四類(lèi)行業(yè)分為A組，其他行業(yè)分為B組，然后分別利用模型(1)和模型(2)進(jìn)行回歸分析，如果A組的模型(1)中的系數(shù)1、模型(2)的系數(shù)2顯著，且大于B組，則表明假設(shè)1b、2b成立。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文在進(jìn)行相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)之前，先對(duì)搜集的2007—2015年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，從而對(duì)各變量有比較直觀的了解。統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示：

表3 各相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

由表3可知股價(jià)(Pi，t)的標(biāo)準(zhǔn)差比較大，為7.548 6，最小值為0.520 0元/股，最大值為59.720 0元/股，說(shuō)明不同樣本公司之間的股價(jià)存在很大差異，股價(jià)高低分布比較散；每股投資性房地產(chǎn)(FVi，t)的最小值為0.000 0，最大值為34.642 8，扣除投資性房地產(chǎn)后的每股凈資產(chǎn)(DFi，t)最小值為-18.942 0，最大值為14.748 6，由此可以看出，各公司持有的投資性房地產(chǎn)以及凈資產(chǎn)相差比較明顯；每股收益(EPSi，t)最小值、最大值分別為-2.342 1、17.651 8，凈資產(chǎn)收益率(Roei，t)的最小值為-0.187 1，最大值為0.811 6，股票收益率(RETi，t)的最小值為-0.863 0，最大值為3.084 5可見(jiàn)各公司在經(jīng)營(yíng)狀況差別比較大，有的公司盈利比較強(qiáng)，而有一些公司出現(xiàn)了虧損；資產(chǎn)負(fù)債率(LEVi，t)的最小值為0.046 5，最大值為1.515 5，表明樣本公司的償債能力區(qū)別很大；資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Zai，t)的最小值、最大值分別為0.001 5、3.163 7，說(shuō)明樣本公司的營(yíng)運(yùn)能力差異比較明顯。

2.4 回歸結(jié)果分析

假設(shè)1a分析的是宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境金融危機(jī)后投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值的相關(guān)性的差異，通過(guò)模型(1)得到的回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

從表4可知，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值的相關(guān)性會(huì)產(chǎn)生重大影響。利用金融危機(jī)前、后樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的F值分別為1.18、12.71，相應(yīng)的P值分別為0.350 8、0.000 0，說(shuō)明金融危機(jī)后的樣本數(shù)據(jù)的模型擬合優(yōu)度比金融危機(jī)前的好。

表4假設(shè)1a的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(被解釋變量Pi，t)

FVi,t0.566510.300.808254.83***DFi,t1.279960.931.041117.13***EPSi,t1.264940.12-0.68289-1.05LEVi,t-7.40782-0.80-4.25150-2.15**Zai,t1.357500.342.457492.24**Roei,t53.267781.3418.898791.69*常量6.917960.937.939164.54***F1.1812.71Prob>F0.35080.0000R-squared0.22750.2196

金融危機(jī)后的公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)(FVi，t)的t檢驗(yàn)值為4.83，相應(yīng)的系數(shù)為0.808 25，在1%的水平下顯著，而2008年之前FVi，t的t檢驗(yàn)值為0.30，系數(shù)不顯著，說(shuō)明金融危機(jī)后的投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值的相關(guān)性更強(qiáng)，因此假設(shè)1a成立。另外，金融危機(jī)后的扣除投資性房地產(chǎn)后的每股凈資產(chǎn)(DFi，t)的t檢驗(yàn)值為7.13，系數(shù)為1.041 11，在1%的水平下顯著，而2008年之前DFi，t的系數(shù)不顯著，表明金融危機(jī)后凈資產(chǎn)對(duì)股價(jià)的解釋力更強(qiáng)。金融危機(jī)后，DFi，t的系數(shù)顯著大于FVi，t的系數(shù)，表明相對(duì)于公允價(jià)值信息，投資者在做決策時(shí)更關(guān)注凈資產(chǎn)的變動(dòng)情況。與金融危機(jī)之前相比，金融危機(jī)后公司的償債能力、營(yíng)運(yùn)能力、盈利能力對(duì)股價(jià)的解釋力更強(qiáng)。

假設(shè)2a要研究的是宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境金融危機(jī)前后投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益的相關(guān)性的差異，通過(guò)模型(2)得到的回歸結(jié)果見(jiàn)表5。

從表5的統(tǒng)計(jì)結(jié)果中可以看出，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境也會(huì)對(duì)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益的相關(guān)性產(chǎn)生重大影響。金融危機(jī)前樣本數(shù)據(jù)的模型F值為1.18，P值為0.386 7，金融危機(jī)后樣本數(shù)據(jù)的模型的F值為2.67，P值為0.015 7，模型在5%的水平下顯著，金融危機(jī)后模型擬合優(yōu)度比金融危機(jī)前的好。另外，金融危機(jī)后每股收益之差(△EPSi，t)的系數(shù)為1.645 04，在1%的水平下顯著，但是金融危機(jī)前△EPSi，t的系數(shù)為-0.125 12，且不顯著，說(shuō)明金融危機(jī)后△EPSi，t對(duì)股票收益率的價(jià)值相關(guān)性更明顯。且金融危機(jī)后的△EPSi，t系數(shù)顯著大于的DPi，t系數(shù)，說(shuō)明金融危機(jī)后，投資者做決策時(shí)更關(guān)心已實(shí)現(xiàn)的收益。與金融危機(jī)前相比，金融危機(jī)后營(yíng)運(yùn)能力、盈利能力對(duì)股票收益率的解釋力也更強(qiáng)。

表5假設(shè)2a的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(被解釋變量為RETi，t)

EVi,t4.218691.570.534641.37DPi,t-2.57208-0.381.432952.30**△EPSi,t-0.12512-0.091.645042.95***LEVi,t-0.07579-0.470.026910.15Zai,t0.055530.870.180031.71*Roei,t-0.50429-0.71-3.69911-3.39***常量-0.69080-8.470.221891.59F1.182.67Prob>F0.38670.0157R-squared0.41550.0614

假設(shè)1b所要研究的是行業(yè)的差異對(duì)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值相關(guān)性的影響。通過(guò)模型1得到的統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6。

表6假設(shè)1b的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(被解釋變量Pi，t)

FVi,t6.359353.45***0.675704.59***DFi,t1.390612.90***0.776265.71***EPSi,t6.150832.07**-0.60502-0.99LEVi,t-15.02743-3.27***-1.45978-0.77Zai,t3.491841.93*0.669360.59Roei,t35.371571.4912.084491.16常量7.933131.97*7.663914.88***F12.457.20Prob>F0.00000.0000R-squared0.51270.1618

注：A組為采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，B組為金融等其他行業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，表7與此相同。

從表6可知A組樣本公允價(jià)值計(jì)量的每股投資性房地產(chǎn)(FVi，t)的系數(shù)為6.359 35，大于B組樣本FVi，t的系數(shù)(0.675 70)，并且顯著，說(shuō)明與B組樣本相比，A組樣本投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值對(duì)股票價(jià)格有更顯著的解釋力。所以，假設(shè)1b通過(guò)了檢驗(yàn)。另外，A組樣本扣除投資性房地產(chǎn)后的每股凈資產(chǎn)(DFi，t)的t檢驗(yàn)值為2.90，系數(shù)為1.390 61，在1%的水平下顯著，并大于B組DFi，t的系數(shù)(0.776 26)，表明A組樣本的凈資產(chǎn)對(duì)股票價(jià)值具有更強(qiáng)的價(jià)值相關(guān)性。

假設(shè)2b所要研究的是行業(yè)的差異對(duì)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益的價(jià)值相關(guān)性的影響。通過(guò)模型2得到的統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7。

從表7的統(tǒng)計(jì)結(jié)果中可以清楚看出，A組樣本統(tǒng)計(jì)結(jié)果中，每股投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益(DPi，t)的t檢驗(yàn)值為1.76，系數(shù)為1.435 82，在10%的水平下顯著，而B(niǎo)組樣本統(tǒng)計(jì)結(jié)果中，DPi，t的t檢驗(yàn)值為-0.00，系數(shù)為-0.051 06，不顯著，說(shuō)明與B組樣本相比，A組樣本投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)股票收益率有更強(qiáng)的解釋力，基于此，假設(shè)2b成立。另外，在A、B組樣本中，每股收益之差(△EPSi，t)的系數(shù)均明顯大于每股投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益(DPi，t)的系數(shù)，說(shuō)明對(duì)于投資者，在做決策時(shí)更關(guān)注的是公司已經(jīng)實(shí)現(xiàn)的收益。

表7假設(shè)2b的回歸檢驗(yàn)結(jié)果(被解釋變量為RETi，t)

EVi,t0.864351.570.017560.01DPi,t1.435821.76*-0.05106-0.00△EPSi,t2.593243.41***3.799151.97*LEVi,t0.205680.860.367280.82Zai,t-0.02050-0.140.594063.07Roei,t-4.22738-2.93***-3.04177-1.16常量0.255291.39-0.10304-0.33F2.612.65Prob>F0.01820.0234R-squared0.06890.1989

3 研究結(jié)論

經(jīng)過(guò)對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析后，本文得出以下幾點(diǎn)研究結(jié)論：與金融危機(jī)前相比，金融危機(jī)后投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性更強(qiáng)。金融危機(jī)前，投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值及其公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)股票價(jià)值或股票收益率沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的解釋力度，而金融危機(jī)后，投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值及其公允價(jià)值變動(dòng)損益表現(xiàn)出顯著的解釋力；采礦業(yè)、制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)的投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性比金融等其他行業(yè)的更強(qiáng)。采礦業(yè)、制造業(yè)等4類(lèi)行業(yè)的投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值可以明顯的提升對(duì)股票價(jià)值的解釋力，金融等其他行業(yè)的投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益并沒(méi)有對(duì)股票收益率產(chǎn)生明顯的影響，采礦業(yè)、制造業(yè)等4類(lèi)行業(yè)的公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)股票收益率表現(xiàn)出明顯的正向影響。與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值及其公允價(jià)值變動(dòng)損益等信息相比，投資者做決策時(shí)更傾向于更多的關(guān)注公司凈資產(chǎn)變動(dòng)以及已經(jīng)實(shí)現(xiàn)的收益。投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值及其公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)公司來(lái)說(shuō)，屬于尚未實(shí)現(xiàn)的收益。

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TheEmpiricalStudyoftheImpactofInvestmentRealEstateFairValueonStockPrice

ZHANG Lian

(Finance and Economics Department,Huaibei Vocational and Techinal College,Huaibei 235000,China)

With China’s Shanghai and Shenzhen two city from 2007 to 2015 patterns measured at the fair value of an investment real estate listed companies as the research object, the collected sample data description statistics, regression test was carried out using Stata12.0 software, the value of the investment real estate fair value measurement model of the empirical testing correlation problems were solved. The results showed that the fair value of an investment real estate as well as the changes in fair value gains and losses had significant incremental value relevance; Compared with the financial crisis, before the financial crisis after the fair value of an investment real estate and the value of the profit and loss on the changes in the fair value relevance was stronger; Compared with other industries, mining, manufacturing,real estate industry and wholesale and retail sectors was more stronger in the fair value measurement of investment real estate and value relevance of changes in fair value gains and losses.

investment real estate; fair value; share price; empirical research

10.13542/j.cnki.51-1747/tn.2017.03.015

2016-12-20

2014年度省級(jí)質(zhì)量工程項(xiàng)目特色專(zhuān)業(yè)“財(cái)務(wù)管理”(2014tszy048)；2016年度安徽省高校人文社會(huì)科學(xué)研究重點(diǎn)科研課題(sk2016A083)；2017年度淮北職業(yè)技術(shù)學(xué)院院級(jí)課題(2017-B-20)

張蓮(1982—)，女，講師，碩士，研究方向：會(huì)計(jì)理論與方法，電子郵箱：zhanglian19820806@126.com。

F234.4

：A

：2095-5383(2017)03-0063-05