，（副教授）

一、引言

第一部與公允價值的價值相關(guān)性有關(guān)的準(zhǔn)則誕生于2006年，是美國財務(wù)會計準(zhǔn)則委員會（FASB）于當(dāng)年9月份發(fā)布的第157號財務(wù)會計準(zhǔn)則（SFAS 157），該計量準(zhǔn)則中首次提到關(guān)于“層級”的內(nèi)容。國際會計準(zhǔn)則理事會（IASB）歷時七年，于2011年5月出臺了第13號國際財務(wù)報告準(zhǔn)則（IFRS 13）。該準(zhǔn)則細(xì)化了公允價值的定義與計量，并對應(yīng)用公允價值時其信息披露的程度進(jìn)行了規(guī)定，很大程度上實現(xiàn)了與美國公認(rèn)會計原則的趨同。2014年1月，我國財政部出臺了《企業(yè)會計準(zhǔn)則第39號——公允價值計量》（CAS 39），準(zhǔn)則中規(guī)定了上市公司要在其年報中披露公允價值各個層次的信息，保證了公允價值的可靠性。因此，對公允價值整體及各層次信息的價值相關(guān)性進(jìn)行研究不僅能為上市公司在披露公允價值層次信息時提供經(jīng)驗證據(jù)，還有助于準(zhǔn)則的進(jìn)一步完善。

國外針對公允價值整體及不同層次的價值相關(guān)性的實證研究始于二十世紀(jì)九十年代初期，主要以銀行業(yè)和保險業(yè)為研究對象。得出的主要研究結(jié)論有：①公允價值整體的價值相關(guān)性沒有達(dá)成共識；②第一層次公允價值信息具有（較強）價值相關(guān)性，第三層次不具有價值相關(guān)性或者具有較弱的價值相關(guān)性，但是對第二層次的價值相關(guān)性說法不一；③不管是從整體上還是分層次地研究公司治理對價值相關(guān)性的影響，公司治理的價值相關(guān)性都得到了肯定。

我國自2006年《企業(yè)會計準(zhǔn)則》頒布之后才開始正式運用公允價值計量，所以關(guān)于其價值相關(guān)性的研究主要集中在2006年以后，且多數(shù)研究采用價格模型和收益模型。與國外不同，國內(nèi)學(xué)者大都認(rèn)為公允價值整體具有價值相關(guān)性（張燁等，2007；劉永澤等，2010；張林等，2012），但是對于不同層次的價值相關(guān)性（黃世忠，2007；謝詩芬等，2010；邵莉，2012）以及公司治理對公允價值的影響情況與國外研究結(jié)論類似（郝臣，2009；江迎亞，2014）。

二、理論分析與研究假設(shè)

公允價值計量的價值相關(guān)性在早期一度成為爭論焦點，有的人認(rèn)為公允價值是具有價值相關(guān)性的，而有的人則反對此觀點。隨著我國資本市場的蓬勃發(fā)展，公允價值計量是否能夠滿足相關(guān)使用者的需求抑或能否準(zhǔn)確地反映企業(yè)價值亟待確定?；诖?，大量學(xué)者開始對公允價值計量是否具有價值相關(guān)性進(jìn)行研究。根據(jù)目前國內(nèi)已有研究，大多數(shù)文獻(xiàn)支持公允價值具有價值相關(guān)性，由于公允價值是基于決策有用觀這一財務(wù)會計目標(biāo)的計量屬性，其所計量的會計信息反映的是潛在或者未來的信息，而會計信息使用者在進(jìn)行決策時也是基于未來的情況。所以無論從哪個角度來看，公允價值對于使用者本身就是具有價值相關(guān)性的。基于以上分析，本文提出第一個假設(shè)：

H1：公允價值整體上具有價值相關(guān)性。

2006年的《企業(yè)會計準(zhǔn)則》頒布之后，雖然我國正式進(jìn)入了以公允價值計量為主導(dǎo)的時代，但是直到2010年，財政部才第一次要求企業(yè)自愿在其年度報告中披露公允價值層次信息。由于當(dāng)時未下發(fā)任何明確的相關(guān)法律文件，因此對公允價值層次信息的披露與否、如何披露也都由企業(yè)自身決定。研究發(fā)現(xiàn)，公司一般比較傾向于將其公允價值層次信息進(jìn)行披露，因為這樣會向投資者等信息使用者傳遞出一種信號：即其所提供的公允價值信息會更加可靠，進(jìn)而更容易獲得投資者的信任與青睞。邵莉（2012）以2007～2010年我國A股市場金融保險業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行研究，結(jié)果顯示，大部分上市公司都以分層級的形式披露其公允價值信息，并且呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。

2014年，我國財政部發(fā)布實施的CAS 39中特別規(guī)定了公允價值層次的概念，同時對披露要求及披露形式都進(jìn)行了詳細(xì)的規(guī)定，CAS 39的出臺標(biāo)志著我國上市公司在披露公允價值層次信息時不再出于自愿的原則。其中公允價值層次按照不同的輸入值分為三個層次。第一、二層次的信息均來自活躍或者不太活躍的市場，且第一層次信息的可靠性高于第二層次信息的可靠性。而第三層次的信息則需要通過一定的技術(shù)獲得，也就是說該層次的公允價值信息是不可直接觀察而取得的，所以當(dāng)?shù)谌龑哟蔚墓蕛r值信息缺乏市場數(shù)據(jù)時，就需要根據(jù)市場風(fēng)險等因素采用一定的技術(shù)方法進(jìn)行估值，這就導(dǎo)致這一層次的信息最易被操縱，進(jìn)而致使股東等相關(guān)利益者和企業(yè)之間的信息不對稱問題更加嚴(yán)重。

顯而易見，投資者在進(jìn)行決策時，會更愿意接受第一層次的公允價值信息，由于第二層次的公允價值信息來自可觀察輸入值，所以相比第三層次，投資者會傾向于信任來自第二層次的公允價值信息。第三層次的信息因其可靠性最小成為投資者最后的選擇。然而實際應(yīng)用中，對類似資產(chǎn)或負(fù)債的選擇，即對第二層次的應(yīng)用，由于公允價值信息來自于可觀察輸入值，可能會受到管理層或其他相關(guān)機構(gòu)的主觀影響，因此，對于投資者來說，是否能將第一層級提供的公允價值信息進(jìn)行合理有效的區(qū)分，還需進(jìn)行進(jìn)一步的研究。因此本文提出第二個假設(shè)：

H2：無論是以公允價值計量的資產(chǎn)還是負(fù)債，第一、二層次的價值相關(guān)性均高于第三層次的價值相關(guān)性。

為了能夠更全面地反映公允價值層次信息與價值相關(guān)性的關(guān)系，把公司治理變量加入研究模型中再次進(jìn)行檢驗研究。通過回顧國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，多數(shù)學(xué)者發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量的公司治理能夠促使公司披露更多的風(fēng)險管理信息。公允價值變動損益的市價與相關(guān)信息披露的程度呈正相關(guān)關(guān)系。換句話說，公司治理機制越健全，信息使用者會認(rèn)為該公司的公允價值變動損益信息越可靠。Song et al．（2010）在研究中發(fā)現(xiàn)，公司治理質(zhì)量與第三層次的公允價值計量具有更強的價值相關(guān)性。毛志宏（2014）同樣基于公司治理質(zhì)量對Beta估值系數(shù)進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示公司治理質(zhì)量越高，Beta估值系數(shù)就越小，說明公司治理質(zhì)量對公允價值有著負(fù)向的價值相關(guān)性作用。據(jù)此本文提出第三個假設(shè)：

H3：相比以第一層次公允價值計量的資產(chǎn)，公司治理質(zhì)量越高，第二、三層次的價值相關(guān)性就越顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本來源與數(shù)據(jù)選取

2010年年底，我國財政部下發(fā)通知要求企業(yè)在其年報中披露公允價值層次信息，這是我國第一次下發(fā)有關(guān)公允價值層次的應(yīng)用通知，但由于缺乏相關(guān)的法律文件，公允價值層次披露與否、如何披露也都是基于企業(yè)自身意愿。在對我國資本市場的觀察中發(fā)現(xiàn)，相比其他行業(yè)，金融類上市公司在對資產(chǎn)和負(fù)債進(jìn)行計量時主要采用公允價值，所以在研究層次信息的價值相關(guān)性時金融業(yè)比較具有代表性。因為金融類企業(yè)的投資具有代表性和同質(zhì)性，在一定程度上可以消除所采集樣本之間的差異，使研究結(jié)論更趨近精準(zhǔn)。考慮到樣本數(shù)據(jù)量，本文擬選取2010～2014年深滬兩市采用披露公允價值層次信息的金融業(yè)上市公司為樣本，樣本總數(shù)為42家公司199個樣本數(shù)據(jù)，剔除了市場數(shù)據(jù)或財務(wù)數(shù)據(jù)缺失以及未披露公允價值信息的數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上再將未披露公允價值層級信息的數(shù)據(jù)剔除，剩余樣本總數(shù)為42家公司共144個樣本數(shù)據(jù)（用于檢驗假設(shè)1、假設(shè)2），樣本篩選如表1。

表1 披露公允價值層次的樣本公司分布情況

本文公允價值層次方面的數(shù)據(jù)來自于巨潮資訊網(wǎng)，其他全部來自于CCER數(shù)據(jù)庫。其中，有關(guān)公允價值分層信息的數(shù)據(jù)取自各公司年度報告，經(jīng)手工摘錄年報附注中金融風(fēng)險管理部分的信息整理而得，如北京銀行在2014年年報附注中披露的公允價值分層信息。此外，數(shù)據(jù)的處理及其描述性統(tǒng)計分析采用的是Excel 2013，回歸分析則是通過Stata 12.0軟件。

（二）模型建立與變量設(shè)定

1.Ohlson模型。剩余收益定價模型產(chǎn)生于20世紀(jì)末期，該模型根據(jù)股利折現(xiàn)模型推導(dǎo)而來。相比其他價值評估模型，其具有以下特征：①直接基于會計數(shù)據(jù)反映公司價值；②其他定價模型中的變量采用的是流量價值，而剩余收益模型中不僅包含流量價值（未來期間的每股收益）還包含存量價值（每股股東權(quán)益）。其既用到了損益表又考慮到了資產(chǎn)負(fù)債表中的信息，能夠更加真實、客觀地反映了企業(yè)的價值。繼此之后，Ohlson、Gerald Feltham等人不斷地進(jìn)行潛心研究，最終形成了當(dāng)前被廣泛使用的修正Ohlson模型。

目前，Ohlson模型運用比較普遍的是價格模型和收益模型。價格模型是以股票價格為因變量作為企業(yè)價值的衡量指標(biāo)，代表每股收益和每股凈資產(chǎn)與股票價格的關(guān)系，反映某一時點的企業(yè)價值。而收益模型中的企業(yè)價值則是以股票收益率為因變量進(jìn)行衡量，該模型代表每股收益和盈余變動與股票收益率的關(guān)系，反映某一時期內(nèi)企業(yè)價值的變化。由于價格模型與收益模型均源于剩余收益定價模型，它們所定義的模型都包含預(yù)期未來現(xiàn)金流量的當(dāng)前每股收益。而此處的當(dāng)前每股收益包括兩方面內(nèi)容：一是未經(jīng)預(yù)期的每股收益，二是已預(yù)期過的每股收益。收益模型中的股票收益不包含已預(yù)期收益，進(jìn)而可能就會導(dǎo)致表現(xiàn)出的股票收益率不準(zhǔn)確，不能真實地反映出企業(yè)的價值；而價格模型反映的是累積收益，股票價格能夠得到準(zhǔn)確反映，所以能夠反映出企業(yè)的真實價值。修正的Ohlson價格模型表達(dá)式如下：

其中，P0表示公司股價，BV表示每股凈資產(chǎn)，E表示每股收益。

2.模型構(gòu)建。由于本文考察的是公允價值分層信息是否反映了公司的價值（價值相關(guān)性），而不是特定期間公司價值的變動情況，因此本文選擇了Ohlson模型中的價格模型進(jìn)行實證檢驗。并在原有價格模型的基礎(chǔ)上做了以下改進(jìn)：將每股凈資產(chǎn)變量拆分為以公允價值計量的資產(chǎn)（負(fù)債）及以非公允價值計量的資產(chǎn)（負(fù)債），然后再將其進(jìn)一步拆分為以第一、二、三層次公允價值以及非公允價值計量的資產(chǎn)（負(fù)債）。另外，由于樣本中以第一、二層次公允價值計量的負(fù)債金額占比較少且均來自于可直接或間接觀察到的輸入值，所以研究中將其進(jìn)行了合并。模型構(gòu)建如下：

本文所建立的三個模型中，模型（1）是從整體的角度檢驗公允價值的價值相關(guān)性，模型（2）是從分層次的角度對其價值相關(guān)性進(jìn)行檢驗，模型（3）是從公司治理的角度對模型（2）進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。三個模型分別對應(yīng)本文H1、H2、H3。模型中相關(guān)變量的定義如表2所示。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3對模型中相關(guān)變量的公允價值層次信息進(jìn)行了描述性統(tǒng)計分析。由表3可以看出，樣本公司股價的平均值為14.5765，其最大值78.24是最小值2.42的三十多倍，說明股價波動幅度較大。另外，以公允價值計量的每股資產(chǎn)及每股負(fù)債（FVA、FVL）的均值分別為10.3842和0.4236，而以非公允價值計量的每股資產(chǎn)和每股負(fù)債（NFVA、NFVL）的均值分別為81.3173和83.7547。說明從整體上來看，雖然隨著準(zhǔn)則的出臺，其相對規(guī)模可能有所增加，但是由于準(zhǔn)則的實施尚處于過渡期，公允價值資產(chǎn)或負(fù)債相比非公允價值所占比重仍然較小。

通過對各個層次變量的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)：①對于資產(chǎn)類公允價值，以第一、二、三層次每股公允價值計量的資產(chǎn)（FVA1、FVA2、FVA3）的均值分別為2.3786、7.4115、0.5941，以第二層次公允價值計量的資產(chǎn)的比重高于第一、三層次，其中第三層次的比重是最低的；②對于負(fù)債類公允價值，以第一、二、三層次每股公允價值計量的負(fù)債（FVL1、FVL2、FVL3）的均值分別為0.0447、0.2602、0.1186，第二層次公允價值負(fù)債的比重仍然是最高的，但是第三層次的比重要高于第一層次，原因可能是由于采用第一層次公允價值進(jìn)行計量所要求的可靠性太高，一般很難獲取相關(guān)數(shù)據(jù)，雖然第三層次公允價值的可靠性最弱，但是通過一定的估值技術(shù)還是較易獲取的。

表2 變量設(shè)定

表3 公允價值層次信息描述性統(tǒng)計

（二）公允價值信息整體及分層次的價值相關(guān)性

表4列示了整體的公允價值相關(guān)性的回歸分析結(jié)果。由表4可知，R2為60.98%，說明模型的擬合效果較好。從各變量的回歸結(jié)果來看，公允價值資產(chǎn)和公允價值負(fù)債的P值均為0.000，小于1%的顯著性水平，且FVA的相關(guān)系數(shù)為2.3330，F(xiàn)VL的相關(guān)系數(shù)為-3.6343。說明了金融業(yè)上市公司年報中公允價值資產(chǎn)及公允價值負(fù)債均具有較強的解釋信息的能力，公允價值資產(chǎn)對股價有著正向的價值相關(guān)性，公允價值負(fù)債對股價有著負(fù)向的價值相關(guān)性。H1得到了驗證。

表4 模型（1）的回歸結(jié)果

表5列示了公允價值各層次信息的價值相關(guān)性的回歸結(jié)果。由表5可知，R2的值達(dá)到了66.19%，說明回歸結(jié)果整體還算理想。對于以公允價值計量的資產(chǎn)項目，以第一、二、三層次每股公允價值計量的資產(chǎn)（FVA1、FVA2、FVA3）在1%的顯著性水平上均顯著異于零，且回歸系數(shù)為正，說明三個層次的公允價值資產(chǎn)都具有增量的信息解釋能力，并且對股價起著正向的作用。另外，從估值系數(shù)的角度來看，以第一、二、三層次每股公允價值計量的資產(chǎn)（FVA1、FVA2、FVA3）的回歸系數(shù)分別為 2.1962、0.7870和0.9918，顯然，第一層次公允價值資產(chǎn)的回歸系數(shù)遠(yuǎn)大于第二、三層次的回歸系數(shù)，這在某種程度上說明FVA1對股價的影響要大于FVA2、FVA3對股價的影響。另外，相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果（表6）表明，第一層次的公允價值與第二、三層次公允價值之間的檢驗P值均為0.0000，意味著兩者之間的檢驗結(jié)果有著顯著的差異，說明了以第一層次計量的公允價值的價值相關(guān)性要高于第二、三層次的價值相關(guān)性。而第二、三層次公允價值之間的檢驗P值為0.1805，結(jié)果不顯著，說明第二、三層次之間的價值相關(guān)性程度沒有太大差別?？傮w上來說，相比之下以第一層次公允價值計量的資產(chǎn)的價值相關(guān)性是最顯著的。

表5 模型（2）的回歸結(jié)果

表6 變量系數(shù)比較檢驗

對于以公允價值計量的負(fù)債項目，第一、二層次和第三層次每股公允價值計量的負(fù)債（FVL12、FVL3）的P值分別為0.003和0.000，均小于1%的顯著性水平，另外由回歸結(jié)果可知，F(xiàn)VL12、FVL3的回歸系數(shù)分別為-1.4625和-3.3035，說明以第一、二層次及第三層次計量的公允價值負(fù)債具有價值相關(guān)性，而且對股價有負(fù)向影響。相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果（表6）也表明，第一、二層次的公允價值與第三層次公允價值之間的檢驗P值為0.0000，表示FVL12與FVL3之間的檢驗結(jié)果有著顯著的差異，且第一、二層次的可靠性高于第三層次，進(jìn)而說明了以第一二層次公允價值計量的負(fù)債相對而言具有更強的價值相關(guān)性。研究結(jié)論部分支持H2。

（三）公司治理對公允價值層次信息的價值相關(guān)性影響

基于國外相關(guān)學(xué)者（Chang Joon Song et al.，2010）及國內(nèi)學(xué)者（白重恩等，2005；陳俊等，2007）對中國資本市場和制度背景下對公司治理的研究，本文選取以下8個變量并使用主成分分析法構(gòu)造公司治理指數(shù)，變量定義如表7所示。

表7 公司治理變量定義

本文選取2010～2014年深滬兩市披露了公允價值層次信息的金融業(yè)上市公司作為樣本，樣本總數(shù)為196，剔除缺失財務(wù)數(shù)據(jù)以及未披露層次信息的樣本之后剩余數(shù)為136，用于檢驗H3。此外，數(shù)據(jù)的處理及其描述性統(tǒng)計分析采用的是Excel 2013，公司治理相關(guān)變量的適用性檢驗采用SPSS 17.0，回歸結(jié)果通過Stata 12.0軟件獲得。

1.相關(guān)變量描述性統(tǒng)計。表8描述了公司治理各項指標(biāo)的數(shù)據(jù)特征。公司是否在其他市場掛牌交易（GOV1）的均值為0.43，說明樣本公司中在其他市場掛牌交易的相對較少，但是差異不大。由國際四大會計師事務(wù)所進(jìn)行審計（GOV2）的樣本公司占比高達(dá)80%，說明審計質(zhì)量越高，公司會更愿意進(jìn)行公允價值層次信息的披露。獨立董事比例（GOV4）的均值為56%，意味著公司董事會中平均有一半以上的董事為獨立董事，從這一變量來看公司治理的質(zhì)量還是比較好的。第一大股東持股比例（GOV5）的均值為30%。當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|擁有股權(quán)過多的時候，可能導(dǎo)致大股東利用自己的權(quán)利對管理層進(jìn)行干預(yù)，使部分小股東的利益受到損害，另外，有97%的公司擁有母公司（GOV8）。

表8 公司治理指標(biāo)描述性統(tǒng)計分析及適用性檢驗

表9 模型（3）的回歸結(jié)果

判斷所選變量是否適用于主成分分析法主要進(jìn)行適用性檢驗分析。檢驗結(jié)果中KMO統(tǒng)計值在0.6左右或者以上，或者巴特利特球形檢驗值是較大且顯著，則說明可以選擇主成分分析法。表8中的適用性檢驗結(jié)果顯示KMO值為0.553，接近于0.6，Bartlett的球形度檢驗的值為151.691，且P值為0.000，均表明了本文所篩選的變量數(shù)據(jù)比較合理。

2.回歸分析。模型（3）的回歸結(jié)果反映了引入公司治理指標(biāo)之后的公允價值層次的價值相關(guān)性情況，結(jié)果見表9。由回歸結(jié)果可知，R2的值為70.67%，模型整體的擬合效果較好，初步說明了高質(zhì)量的公司治理可以提高分層計量下的公允價值相關(guān)性。交乘項FVA1×GOV、FVA2×GOV和FVA3×GOV反映了加入公司治理變量后的增量的價值相關(guān)性情況。由表9可知，交乘項FVA2×GOV和FVA3×GOV的P值為0.001，且回歸系數(shù)分別0.2104和1.0545，均大于零，而FVA1×GOV的P值為0.989，回歸系數(shù)為0.0044?？傮w上來看，把治理質(zhì)量因素考慮進(jìn)模型之后，第二、三層次的回歸結(jié)果是顯著的，而第一層次并沒有表現(xiàn)出顯著的價值相關(guān)性，說明公司治理質(zhì)量越高，第二、三層次的價值相關(guān)性就越大，H3得到了驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文采用財務(wù)報告公布當(dāng)月最后一個交易日的收盤價表示被解釋變量（股價P），為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，將年報公布后連續(xù)10個交易日的股票收盤價的平均值作為被解釋變量并再次進(jìn)行檢驗。最終得出的回歸結(jié)果與前文中的研究結(jié)論基本上保持一致，從而驗證了模型的穩(wěn)健性，同時也說明了模型的設(shè)計在一定程度上是合理可行的。

五、研究結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文基于決策有用性、有效市場假說及公允價值層次的相關(guān)理論，收集整理了我國2010～2014年滬深兩市金融類上市公司公允價值的層次信息以及其他相關(guān)變量信息，利用修正的Ohlson（1995）價格模型，分別從層次及公司治理兩個角度對各個層次的價值相關(guān)性進(jìn)行了描述性統(tǒng)計和回歸分析，并對最終的研究結(jié)論進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。

主要的研究結(jié)論如下：首先，公允價值計量屬性的使用在整體上表現(xiàn)出了高度的價值相關(guān)性，即對股價具有較強的信息解釋能力。這與規(guī)范研究中的理論預(yù)期一致，也應(yīng)和了國家逐步重視公允價值計量的形勢。其次，對公允價值的價值相關(guān)性有了整體把握之后，在原有模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步將整體的公允價值資產(chǎn)（負(fù)債）分解為各個層次的公允價值資產(chǎn)（負(fù)債），然后根據(jù)新的模型再次細(xì)化研究每個層次的價值相關(guān)性情況。結(jié)果顯示，無論是以公允價值計量的資產(chǎn)還是負(fù)債，三個層次的公允價值信息都具有價值相關(guān)性。而且第一層次公允價值計量的資產(chǎn)的價值相關(guān)性相比后兩個層次更強，以第一、二層次公允價值計量的負(fù)債相比第三層次更強，該模型僅部分驗證了H2。最后，為了了解外部因素對不同層次信息的價值相關(guān)性的影響程度，本文選取了8個有關(guān)公司治理質(zhì)量的指標(biāo)，通過主成分分析法將其整合為一個綜合性指標(biāo)，得到公司治理指標(biāo)，然后將公司治理指標(biāo)帶入模型二中再次進(jìn)行了回歸分析。結(jié)果顯示，加入了公司治理變量后，第二、三層次的可靠性明顯提升，說明公司治理的質(zhì)量越高，對以第二、三層次公允價值計量的資產(chǎn)的影響就越大。

（二）建議

公允價值計量雖然在很多方面都有優(yōu)勢，但由于公允價值的信息主要來源于活躍市場，而我國的市場還沒有達(dá)到完全活躍的狀態(tài)，且公允價值計量需要估值技術(shù)的輔助，雖然新頒布的CAS 39中對公允價值及其計量都做出了新的規(guī)定，但還是應(yīng)該結(jié)合我國市場環(huán)境的發(fā)展情況，使公允價值準(zhǔn)則的實施更加有意義。據(jù)此本文提出以下幾點建議：

1.定期組織培訓(xùn)，提高相關(guān)人員的專業(yè)知識素養(yǎng)和職業(yè)能力。公允價值計量在很大程度上需要依賴于相關(guān)人員的主觀判斷，若工作人員的專業(yè)知識水平不足，可能會導(dǎo)致結(jié)果的不準(zhǔn)確、不合理。因此，培訓(xùn)中應(yīng)對相關(guān)政策的出臺有更好地把握和理解，及時對自己的專業(yè)領(lǐng)域知識進(jìn)行更新，掌握最前沿信息，讓會計政策的應(yīng)用更加符合當(dāng)前的市場環(huán)境。

2.完善市場監(jiān)管制度。我國對公允價值的應(yīng)用會受到資本市場的影響，而公允價值層次計量又與市場的完善程度密切相關(guān)，因此政府應(yīng)該督促有關(guān)部門加強對市場環(huán)境與內(nèi)部環(huán)境的監(jiān)管，制定出相關(guān)約束性的法律法規(guī)，完善我國市場環(huán)境，使公允價值計量準(zhǔn)則在國內(nèi)充分發(fā)揮作用。

3.針對新準(zhǔn)則制定相關(guān)的應(yīng)用指南。2014年新頒布的CAS 39中重新界定了公允價值的含義，特別強調(diào)了“層次”的概念，并且還規(guī)定了統(tǒng)一的披露格式。這一準(zhǔn)則的實施反映了公允價值計量的運用對我國經(jīng)濟發(fā)展的重要程度，使得在運用公允價值時有法可依。但是該準(zhǔn)則也存在不足之處，例如對估值技術(shù)以及公允價值分層計量如何應(yīng)用沒有做出詳細(xì)解釋，因此本文認(rèn)為CAS 39仍需進(jìn)一步完善。

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