■//江乾坤　潘詩雯

2006年，財(cái)政部公布的《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則》首次引入了公允價(jià)值計(jì)量屬性，實(shí)現(xiàn)了與國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則（IFRS）的接軌。2014年我國進(jìn)一步制定了CAS39，對公允價(jià)值會計(jì)做出了更加細(xì)致的規(guī)定：增加了公允價(jià)值層次信息并明確公允價(jià)值披露要求等等，更加嚴(yán)格地規(guī)定了企業(yè)公允價(jià)值信息的計(jì)量和披露。本文基于CAS39的實(shí)施，以Feltham-Ohl?son（1995）模型為基礎(chǔ)，分別從價(jià)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(jià)值信息的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行了實(shí)證研究，旨在為CAS39的實(shí)施效果提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

決策有用的計(jì)量觀認(rèn)為改變計(jì)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(jì)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(shí)充分的反應(yīng)，因此在信息觀下，我國凈收益的價(jià)值相關(guān)性普遍較低。因此學(xué)者們對價(jià)值相關(guān)性的實(shí)證研究多基于計(jì)量觀，但對公允價(jià)值計(jì)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(jià)值能從整體上提升會計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，認(rèn)為公允價(jià)值計(jì)量有助于決策有用性目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)（黃霖華等，2017）。但張先治、季侃（2012）、陸宇建、劉翠翠（2011）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)會計(jì)信息不具有價(jià)值相關(guān)性。

逐漸地，部分學(xué)者開始從公允價(jià)值信息本身出發(fā)，著眼于公允價(jià)值信息內(nèi)部因素對公允價(jià)值信息價(jià)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(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性。劉運(yùn)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(jià)值信息的價(jià)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(jià)值的價(jià)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(jià)值相關(guān)性。在CAS39確定了公允價(jià)值層次信息后，一些學(xué)者開始以公允價(jià)值信息計(jì)量方式為角度研究公允價(jià)值的價(jià)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(shí)證發(fā)現(xiàn)按第一、二層次公允價(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)價(jià)值相關(guān)性更高；鄧永勤、康麗麗（2015）同樣研究了公允價(jià)值層次信息的價(jià)值相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)隨著計(jì)量層次的降低，一、二、三層次公允價(jià)值資產(chǎn)的價(jià)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(jià)值計(jì)量的資產(chǎn)相關(guān)性最高，二三層次公允價(jià)值計(jì)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(jià)值的特殊性質(zhì)為基點(diǎn)，均從公允價(jià)值的順周期性出發(fā)，發(fā)現(xiàn)金融危機(jī)后公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)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(diǎn)，進(jìn)而研究公允價(jià)值的價(jià)值相關(guān)性。董南雁等（2012）基于董事會的獨(dú)立性，研究公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)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(shí)證檢驗(yàn)，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(yàn)了其對PE公司IPO公允價(jià)值之價(jià)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(jià)值信息的共同影響。

綜上所述，不論是從公允價(jià)值信息整體而言，還是對公允價(jià)值信息內(nèi)部組成部分的考慮，現(xiàn)有文獻(xiàn)對公允價(jià)值計(jì)量是否能提升價(jià)值相關(guān)性得出的結(jié)論不一。因此，CAS39的實(shí)施對提升價(jià)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(yàn)證。本文將從價(jià)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(shí)施的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行檢驗(yàn)，旨在為CAS39的實(shí)施提供經(jīng)驗(yàn)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(jì)量觀愈發(fā)受到重視，以便直接使得財(cái)務(wù)報(bào)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(jià)值計(jì)量是最具相關(guān)性的，在保證可靠性的前提下，通過改變計(jì)量方式，增加財(cái)務(wù)報(bào)表中公允價(jià)值計(jì)量的運(yùn)用程度，在凈收益中增加公允價(jià)值信息的含量，可以提高股價(jià)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(jì)量觀比信息觀更具價(jià)值相關(guān)性。楊敏（2013）認(rèn)為，健全的會計(jì)準(zhǔn)則體系有利于投資者做出決策，CAS39的實(shí)施使財(cái)務(wù)報(bào)告中提供的公允價(jià)值信息更加完整，披露的更加充分，使得股價(jià)中所包含的信息增多，因此有理由提出假設(shè)H1：

H1：在CAS39實(shí)施后，公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性提高了。

根據(jù)財(cái)務(wù)報(bào)表的價(jià)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(jià)與收益的相關(guān)性越低，在信息觀下，凈收益與股價(jià)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(jì)量方式，可以提高財(cái)務(wù)報(bào)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(jià)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(jià)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(jià)，R2越高意味著股價(jià)中包含的公司特質(zhì)信息越少。在CAS39實(shí)施后，整個(gè)市場的公允價(jià)值信息更加充分，股價(jià)中能夠包含更多市場和行業(yè)層面的信息，股價(jià)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(shí)施之后，股價(jià)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(jià)值取決于賬面價(jià)值凈資產(chǎn)和經(jīng)營性會計(jì)收益，凈剩余理論意味著在決定公司價(jià)值時(shí)，財(cái)務(wù)會計(jì)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(jì)信息的計(jì)量方法，信息的價(jià)值相關(guān)性也會隨之上升。因此我們可以認(rèn)為在CAS39實(shí)施后，公允價(jià)值計(jì)量的運(yùn)用和披露更加廣泛和嚴(yán)格，財(cái)務(wù)報(bào)表信息中包含的公允價(jià)值信息更多，經(jīng)營性會計(jì)收益對股價(jià)的解釋能力有所提高，即每股收益對股價(jià)的解釋能力會有所增強(qiáng)。基于此，提出假設(shè)H1b：

H2b：在CAS39實(shí)施之后，股價(jià)對經(jīng)營性會計(jì)收益的反應(yīng)更加充分。

由于本文運(yùn)用價(jià)格模型和收益模型兩種方式，分別檢驗(yàn)假設(shè)1a與假設(shè)1b，旨在通過假設(shè)1a、1b共同檢驗(yàn)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(yàn)證，則從兩個(gè)角度驗(yàn)證了假設(shè)1，說明CAS39的實(shí)施具有顯著效果；若假設(shè)1a或假設(shè)1b其一得到驗(yàn)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(yàn)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(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)

Feltham-Ohlson（1995）模型是研究公允價(jià)值相關(guān)性的主流模型，隨著理論與實(shí)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(diǎn)均集中于每股收益與每股凈資產(chǎn)對股價(jià)的影響，稱之為價(jià)格模型；隨后，學(xué)著們認(rèn)為股票收益率比股價(jià)更能體現(xiàn)價(jià)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(shí)使用價(jià)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(shí)采取價(jià)格模型和收益模型兩種方式共同對公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，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(jià)。因此，本文將此三個(gè)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(jià)格模型

對于價(jià)格模型，根據(jù)ROLL（1988）的股價(jià)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(gè)模型對股價(jià)的解釋力是否有所提升。同時(shí)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(shí)施之后，公允價(jià)值信息的價(jià)值相關(guān)性是否有所增強(qiáng)。為減輕異方差的影響，本文運(yùn)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(shí)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(cái)務(wù)準(zhǔn)則規(guī)定企業(yè)年報(bào)的公布時(shí)間為次年4月30日之前，因此，本文為研究公允價(jià)值信息公布對股價(jià)的影響，選取4月底的收盤價(jià)為股價(jià)的取值。Pi,t表示i公司t次年4月底月收盤價(jià)（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?yàn)榭梢栽谝欢ǔ潭壬咸蕹疽?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(jià)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(shí)施達(dá)到了預(yù)期效果，我國資本市場上公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性得到了提升。

（二）樣本選擇

本文選取了CAS39實(shí)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(gè)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(jì)算所得，實(shí)證分析軟件為Stata。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表2變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，公司間股價(jià)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(jià)極高，這從最值中也得以體現(xiàn)；平均股票月回報(bào)率為2%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.13說明我國資本市場回報(bào)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(gè)公司每股賬面凈資產(chǎn)的差異可能較大，但其實(shí)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(jià)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(bào)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(jì)

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(shí)證結(jié)果分析

（一）價(jià)格模型

檢驗(yàn)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?yàn)?014年新準(zhǔn)則公布，公司年報(bào)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(jì)政策、重新進(jìn)行會計(jì)估計(jì)等等，而造成財(cái)務(wù)報(bào)告中信息的價(jià)值相關(guān)性有所波動(dòng)。但總體而言，R2在CAS39《公允價(jià)值計(jì)量準(zhǔn)則》實(shí)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(jià)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(jià)集體暴跌，致使2015年企業(yè)的盈利水平與股價(jià)在一定程度上無法掛鉤。但總體而言，每股收益EPS對股價(jià)P的回歸系數(shù)在CAS39《公允價(jià)值計(jì)量準(zhǔn)則》實(shí)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(jià)P的回歸系數(shù)β1的提高，從這個(gè)角度而言，假設(shè)1a，1b均得到證實(shí)，可以說CAS39的實(shí)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(yàn)準(zhǔn)則實(shí)施前后股票回報(bào)率是否有顯著不同，首先對樣本進(jìn)行參數(shù)檢驗(yàn)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，并考慮了異方差因素，結(jié)果如表6所示?？梢钥吹皆贑AS39實(shí)施前后，股票月回報(bào)率的均值MRR在1%的水平上有顯著差異，即在CAS39實(shí)施后，我國資本市場股票月收益率有了顯著提升。

表6　獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)

（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(shí)證結(jié)果，可以看到各個(gè)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(jià)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(shí)。

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(yàn)

首先，本文將股票次年4月回報(bào)率MRR換為本年5月至次年4月底的年回報(bào)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(jià)值的價(jià)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(shí)證結(jié)果相似，因此不再將回歸結(jié)果單獨(dú)列出。綜上所述，可以認(rèn)為，上述實(shí)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(shí)運(yùn)用基于Feltham-Ohlson（1995）模型演化而得的價(jià)格模型與收益模型對CAS39的實(shí)施效果進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)評價(jià)價(jià)格模型整體模型解釋力的擬合優(yōu)度R2在CAS39實(shí)施后有所上升，每股收益EPS對股價(jià)的影響力度也在準(zhǔn)則實(shí)施后有所增強(qiáng)；而收益模型中通過上年同期股價(jià)調(diào)整后的每股收益DE與其變化額DEA對股票月回報(bào)率的影響均顯著為正，且交互項(xiàng)FVM*AE、FVM*DAE的系數(shù)也顯著為正，證明在準(zhǔn)則實(shí)施之后，公司報(bào)表中公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性有所提升。綜合以上分析，說明在CAS39實(shí)施后，公允價(jià)值計(jì)量的價(jià)值相關(guān)性有所提升，CAS39的實(shí)施達(dá)到了預(yù)期效果，為其實(shí)施提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

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