尹宗成（教授），王小梅

一、引言

近年來，房地產(chǎn)行業(yè)的投資規(guī)模不斷擴(kuò)大，成為除金融資產(chǎn)投資之外的又一個重點(diǎn)投資領(lǐng)域。因此，為了使企業(yè)更清晰、明確地核算投資性房地產(chǎn)，我國財(cái)政部于2006年正式頒發(fā)了《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則第3號——投資性房地產(chǎn)》（CAS 3），該準(zhǔn)則是在充分考量了我國國情并適當(dāng)借鑒相關(guān)國際會計(jì)準(zhǔn)則相關(guān)規(guī)定的基礎(chǔ)上制定的，在一定程度上體現(xiàn)了我國會計(jì)準(zhǔn)則與國際會計(jì)慣例的趨同性，有利于逐步實(shí)現(xiàn)兩者的接軌。

CAS 3明確指出，對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量，企業(yè)一般應(yīng)當(dāng)采用成本模式，在達(dá)到必要條件時(shí)，可以變更為公允價(jià)值模式。然而，在我國房地產(chǎn)市場價(jià)格居高不下的情況下，采用公允價(jià)值計(jì)量模式才能更好地體現(xiàn)其真實(shí)價(jià)值[1]，從理論上更符合企業(yè)會計(jì)信息質(zhì)量要求[2]，更符合相關(guān)性、重要性等質(zhì)量特征[3][4]，也能夠進(jìn)一步融入國際化浪潮[5]。當(dāng)投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值計(jì)量模式時(shí)，企業(yè)不需要計(jì)提相應(yīng)的折舊或攤銷、不需要確認(rèn)對應(yīng)的減值損失，只需要在資產(chǎn)負(fù)債表日按照會計(jì)準(zhǔn)則的規(guī)定對其賬面價(jià)值進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整，這會增強(qiáng)會計(jì)信息相關(guān)性，影響公司的各項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)，從而進(jìn)一步影響銀行對客戶資質(zhì)的評價(jià)、企業(yè)之間商業(yè)信用的評價(jià)[6]，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)的借款額度和企業(yè)之間商業(yè)信用籌資規(guī)模發(fā)生變化。

歐美日等發(fā)達(dá)國家的市場經(jīng)濟(jì)較為成熟，企業(yè)對于公允價(jià)值的運(yùn)用比較熟練，因此企業(yè)普遍采用公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)。而我國企業(yè)大都采用成本模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)，但也有部分公司在滿足特定條件時(shí)自行選擇了公允價(jià)值模式。在我國，這些自行變更投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的上市公司是不是具有融資方面的動機(jī)呢？為了探討這一問題，本文從債務(wù)融資的視角，研究企業(yè)投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式變更對其債務(wù)融資規(guī)模的影響，以揭示企業(yè)轉(zhuǎn)變投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的動機(jī)，同時(shí)提高我國企業(yè)對公允價(jià)值的認(rèn)識，便于其更好地選擇計(jì)量模式。

二、文獻(xiàn)述評

目前國內(nèi)外學(xué)者們對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的研究主要從公允價(jià)值計(jì)量模式選擇的影響因素和經(jīng)濟(jì)后果兩方面展開討論。

在投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇因素方面，學(xué)者們主要從契約動機(jī)、管理機(jī)會主義動機(jī)、信息不對稱等方向進(jìn)行研究討論。

在契約動機(jī)方面，Christensen、Nikolaev[7]以法、德國家的上市公司為樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)杠桿會影響公司對非金融資產(chǎn)計(jì)量模式的選擇，財(cái)務(wù)杠桿高的公司傾向于選擇公允價(jià)值模式。Christensen、Nikolaev[8]對中國A股上市公司進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，公司會出于債務(wù)契約動機(jī)而選擇公允價(jià)值模式。張瑞麗等[9]以我國2007～2012年持有投資性房地產(chǎn)的A股上市公司作為研究樣本，通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，傾向于選擇公允價(jià)值模式計(jì)量的公司一般是資產(chǎn)負(fù)債率高、管理層持股比例高、投資性房地產(chǎn)比重大的非國有上市公司。

在管理機(jī)會主義方面，Danbolt和Rees[10]、Quagli和Avallone[11]、曹曉雪等[12]的研究發(fā)現(xiàn)，管理機(jī)會主義確實(shí)會影響投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的選擇，比如盈余管理、公允價(jià)值確定的難易程度、資本市場成熟度等。Muller、Riedl[13]也發(fā)現(xiàn)，在2005年強(qiáng)制執(zhí)行國際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則（IFRS）后，企業(yè)選擇投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式時(shí)會將與公允價(jià)值計(jì)量相關(guān)的成本費(fèi)用及收益做特殊考慮。Guthrie、Irving和Sokolowsky[14]基于美國財(cái)務(wù)會計(jì)準(zhǔn)則公告（SFAS）對選擇了公允價(jià)值計(jì)量模式的公司進(jìn)行了研究，沒有發(fā)現(xiàn)這些公司存在管理機(jī)會主義動機(jī)。在信息不對稱方面，Quagli和Avallone[11]認(rèn)為公司做出公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇時(shí)，信息不對稱因素起到了一定作用。Edelstein、Fortin和Tsang[15]的研究發(fā)現(xiàn)，對投資性房地產(chǎn)的相關(guān)披露更詳細(xì)、具體的公司往往采用的是公允價(jià)值計(jì)量模式。這與張奇峰等[16]的研究在某一方面是一致的，但是張奇峰等[16]的研究更廣泛，還包括準(zhǔn)則差異、監(jiān)管機(jī)構(gòu)態(tài)度差異等方面。侯曉紅等[17]的研究發(fā)現(xiàn)地理特征也會影響公司關(guān)于是否采用公允價(jià)值計(jì)量模式的決定。

在采用投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的經(jīng)濟(jì)后果方面，國內(nèi)外學(xué)者們普遍認(rèn)為公允價(jià)值計(jì)量具有價(jià)值相關(guān)性且會對公司業(yè)績、財(cái)務(wù)指標(biāo)、融資、企業(yè)所得稅等方面產(chǎn)生影響。在公司業(yè)績方面，選擇公允價(jià)值進(jìn)行后續(xù)計(jì)量增加了管理層進(jìn)行盈余管理的可能性，降低了股價(jià)同步性[18]，且確認(rèn)的公允價(jià)值變動損益與企業(yè)的股價(jià)變化、凈利潤變化方向是一致的[19]，達(dá)到了通過盈余管理平滑業(yè)績的目的，但是會降低會計(jì)信息的可靠性，在一定程度上向投資者傳遞了不切合實(shí)際的信息等[20]，還會導(dǎo)致公司股票價(jià)格偏離凈資產(chǎn)的價(jià)值等一系列經(jīng)濟(jì)后果[21]。

在價(jià)值相關(guān)性方面，Danbolt等[22]研究發(fā)現(xiàn)使用公允價(jià)值計(jì)量模式能夠及時(shí)準(zhǔn)確地向財(cái)務(wù)報(bào)表的使用者傳遞行業(yè)的變動情況，提高經(jīng)營決策的效率，且公允價(jià)值與行業(yè)的相關(guān)性越強(qiáng)，公司發(fā)生盈余操縱的風(fēng)險(xiǎn)就越大，但對投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值計(jì)量模式的企業(yè)大多集中在房地產(chǎn)業(yè)和證劵基金業(yè)。Muller、Riedl[23]研究發(fā)現(xiàn)，對投資性房地產(chǎn)強(qiáng)制采用公允價(jià)值模式有助于降低信息不對稱，改善投資環(huán)境。王小力[24]將我國房地產(chǎn)企業(yè)2007～2010年的各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行橫縱對比，發(fā)現(xiàn)投資者和管理層對采用公允價(jià)值模式的關(guān)注點(diǎn)存在顯著差異，投資者更關(guān)注公允價(jià)值的決策相關(guān)性。

在融資方面，葉繼英等[4]通過對2010年我國27家變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的上市公司進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)某些公司在變更計(jì)量模式后的當(dāng)年或下年銀行借款融資規(guī)模出現(xiàn)大幅度擴(kuò)大。周瑋等[6]從債務(wù)融資的角度出發(fā)，采用統(tǒng)計(jì)分析方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)采用公允價(jià)值計(jì)量模式后債務(wù)融資規(guī)模得到擴(kuò)大，融資期限得以延長，貸款的額度有所增加，但會使債務(wù)資本的使用績效降低。吳昊洢等[5]以金科地產(chǎn)為案例進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)采用公允價(jià)值計(jì)量模式后，會計(jì)信息相關(guān)性得以增強(qiáng)，公司信譽(yù)水平得以提高，資產(chǎn)負(fù)債比率和企業(yè)融資環(huán)境得以改善。

在所得稅方面，柳雅君等[25]從成本收益視角，以舉例的方式發(fā)現(xiàn)采用公允價(jià)值計(jì)量模式可能會導(dǎo)致企業(yè)所得稅有所增加。

上述文獻(xiàn)雖然對投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式的選擇因素及其相關(guān)的經(jīng)濟(jì)后果等都有所論述，但仍存在一些問題，如現(xiàn)有文獻(xiàn)多數(shù)將債務(wù)融資作為一個變量進(jìn)行分析，而不對債務(wù)進(jìn)行具體的細(xì)分；部分文獻(xiàn)采用回歸分析進(jìn)行實(shí)證研究，而回歸分析無法排除內(nèi)生性的影響，這將在一定程度上影響實(shí)證結(jié)論的可靠性。

因此，在上述研究的基礎(chǔ)上，本文采用傾向得分匹配—雙重差分法（PSM-DID）這種排除內(nèi)生性影響的實(shí)證研究方法，并將債務(wù)融資規(guī)模細(xì)分為銀行借款融資規(guī)模和商業(yè)信用融資規(guī)模，分別研究變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式對這兩類債務(wù)融資規(guī)模的影響。在運(yùn)用PSM-DID方法時(shí)，首先進(jìn)行傾向匹配，然后將匹配成功的樣本進(jìn)行雙重差分，進(jìn)而可以得出投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的變更這一會計(jì)政策的變更，對債務(wù)融資規(guī)模的影響程度。通過此項(xiàng)研究，可以豐富公允價(jià)值計(jì)量模式經(jīng)濟(jì)后果方面的研究成果，明確銀行借款和商業(yè)信用籌資存在的細(xì)微差別及其內(nèi)在的原因，幫助擁有投資性房地產(chǎn)的企業(yè)更好地做出后續(xù)計(jì)量模式的選擇。

三、研究方法

（一）雙重差分法原理

雙重差分法通常用于研究某個政策對實(shí)驗(yàn)組（本文指對投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值模式的公司）和控制組（本文指對投資性房地產(chǎn)采用成本模式的公司）的不同影響來衡量政策的實(shí)施效果，可以很好地反映被解釋變量實(shí)驗(yàn)前后的變化情況。以兩期面板數(shù)據(jù)來說明此方法的原理，多期面板數(shù)據(jù)可以在兩期面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行推廣。以兩期面板數(shù)據(jù)為例，該方法的基本原理如下：

其中：Dt為實(shí)驗(yàn)期虛擬變量；xit為政策虛擬變量；ui為實(shí)驗(yàn)中無法觀測到的個體特征；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。以下分別是xit和Dt的表達(dá)式：

從式（2）、式（3）中可以看到，當(dāng)t=1時(shí)（Dt=0），即投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式還未實(shí)施，兩組沒有差別，xit都等于0；當(dāng)t=2時(shí)（Dt=1），該模式已經(jīng)實(shí)施，則實(shí)驗(yàn)組xit=1，而控制組xit依然等于0。如果觀測數(shù)據(jù)不是隨機(jī)獲得的，如出現(xiàn)了“內(nèi)部有效性問題”與“外部有效性問題”，則xit可能與被遺漏的個體特征ui相關(guān)，從而導(dǎo)致普通最小二乘法估計(jì)不一致。為了排除潛在的個體特征對實(shí)驗(yàn)結(jié)果可能產(chǎn)生的影響，可以通過對式（1）進(jìn)行一階差分（實(shí)驗(yàn)后減去實(shí)驗(yàn)前），以消掉被遺漏的個體特征ui，差分后的表達(dá)式如下：

用普通最小二乘法對上式進(jìn)行回歸估計(jì)，即可得到β的無偏估計(jì)。依據(jù)與差分估計(jì)量（實(shí)驗(yàn)組均值與控制組均值之差）同樣的推理方法，可以得出雙重差分估計(jì)量的表達(dá)式：

由于βOLS等于實(shí)驗(yàn)組與控制組的平滑變化之差，故此估計(jì)量也稱為“雙重差分估計(jì)量”（Differ?ence-in-Differences Estimator，DD），記為βDD，并且該估計(jì)量已經(jīng)剔除了兩組樣本在實(shí)驗(yàn)之前存在的差異影響。

（二）PSM-DID

PSM-DID方法可以應(yīng)對政策效果研究中可能出現(xiàn)的政策受益對象不隨機(jī)的問題。其步驟是：首先，采用Logit模型從選定的變量中篩選出適合進(jìn)行傾向匹配的特征變量。然后使用核匹配方法對實(shí)驗(yàn)組成員和控制組成員進(jìn)行匹配，匹配后的實(shí)驗(yàn)組和控制組具有可比性，滿足雙重差分法的可平衡性假設(shè)。最后，采用雙重差分模型對匹配后樣本進(jìn)行處理。投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的變更屬于會計(jì)政策的變更，是企業(yè)可以進(jìn)行自我選擇的，類似于自然實(shí)驗(yàn)，故也可以使用PSM-DID法來研究計(jì)量模式的變更對企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模的影響。

自現(xiàn)行企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則實(shí)行后，投資性房地產(chǎn)單獨(dú)作為一個資產(chǎn)項(xiàng)目列報(bào)，并且可以在滿足會計(jì)準(zhǔn)則規(guī)定的情況下改用公允價(jià)值模式作為其后續(xù)計(jì)量模式，相繼有上市公司將成本模式更改為公允價(jià)值模式。因此本文將變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的公司視為實(shí)驗(yàn)組，將計(jì)量模式不變的公司視為控制組。使用虛擬變量treat對兩組進(jìn)行區(qū)別，即treat=0表示控制組，treat=1表示實(shí)驗(yàn)組；使用虛擬變量time區(qū)別投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式實(shí)施的前后時(shí)間，time=0表示企業(yè)處于2007年之前，time=1表示企業(yè)處于2007年及之后。

構(gòu)建回歸模型如下：

其中，yit是被解釋的變量，xit表示其他控制變量，μit表示誤差項(xiàng)。treatit是實(shí)驗(yàn)組虛擬變量，刻畫的是實(shí)驗(yàn)組與控制組本身的差異（即使不進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，也存在此差異）；timeit是時(shí)間虛擬變量，刻畫的是實(shí)驗(yàn)前后兩期本身的差異（即使不進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，也存在此時(shí)間趨勢）；treatit×timeit表示實(shí)驗(yàn)組與政策變更的交乘項(xiàng)，能夠真正度量實(shí)驗(yàn)組的政策效應(yīng)。β3即為政策變更的效應(yīng)系數(shù)。

四、實(shí)證數(shù)據(jù)和變量定義

（一）數(shù)據(jù)來源及選取

本文選用我國滬深兩市A股2006～2016年財(cái)報(bào)披露的投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目不為零的上市公司，并在Wind資訊、上海和深圳證券交易所網(wǎng)頁中搜集變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的公告，翻閱上市公司的年報(bào)，找出變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的公司。在此基礎(chǔ)上，按以下原則對上述公司進(jìn)行篩選：①刪除金融類的上市公司；②刪除缺失相關(guān)變量的公司；③刪除上市時(shí)就采用公允價(jià)值模式的公司；④刪除退市的公司。相關(guān)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，并采用Stata 14.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)的系列分析，對相關(guān)的連續(xù)型變量進(jìn)行了1%和99%分位上的Winsorize處理。

（二）變量說明

前已述及，本文將是否更改投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式作為一個虛擬變量（treat），treat=1表示變更為公允價(jià)值計(jì)量模式，即實(shí)驗(yàn)組，treat=0表示采用成本計(jì)量模式，即控制組。同時(shí)將債務(wù)融資規(guī)模分為銀行借款融資規(guī)模和商業(yè)信用融資規(guī)模，并對影響債務(wù)融資規(guī)模的相關(guān)變量進(jìn)行了控制。相關(guān)的變量定義如表1所示。已有的研究表明，兩種融資方式的目的以及所關(guān)注的方面不一樣，影響兩種融資規(guī)模的控制變量也是不同的，因此，本文規(guī)定影響銀行借款融資規(guī)模的控制變量為CR、INPR、SIZE、CFO、ROA、AT、FIXASS，影響商業(yè)信用融資規(guī)模的控制變量為CR、SIZE、CFO、ROA、AT、LEV、FIXASS。

五、結(jié)果分析和討論

（一）傾向值匹配及平衡性檢驗(yàn)

在進(jìn)行傾向匹配得分之前，需要篩選出可以對兩組樣本公司進(jìn)行匹配的特征變量。具體做法是，首先構(gòu)建以是否變更房地產(chǎn)計(jì)量模式（treat）為被解釋變量的Logit模型，然后使用逐步回歸法剔除不顯著的控制變量，Logit模型估計(jì)結(jié)果如表2所示。從（1）列可以看到，投資性房地產(chǎn)比重（INPR）沒有通過顯著性檢驗(yàn)，（2）列剔除該變量后并不影響其他變量的顯著性，并且R2差別不大。因此，將該變量從Log?it模型中剔除。

在進(jìn)行雙重差分前，需要對計(jì)量模式變更前的樣本公司進(jìn)行匹配，以盡量減少樣本異質(zhì)性影響，保證雙重差分（DID）模型估計(jì)的準(zhǔn)確性。傾向匹配的方法有k近鄰匹配、半徑匹配（也稱為卡尺匹配）、核匹配、馬氏匹配等，各個方法所匹配出來的結(jié)果差異也較大。由于Stata 14.0軟件中的diff命令在進(jìn)行傾向匹配時(shí)僅提供核匹配方法，因此，本文采用核匹配方法對變量進(jìn)行傾向匹配。表3、表4為變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式前匹配效果及平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果。

表2 Logit模型估計(jì)結(jié)果

表3、表4的匹配效果顯示，與匹配前相比，每個參與匹配的變量在匹配之后的P值都出現(xiàn)顯著的差異：匹配前P值都小于0.1，通過顯著性檢驗(yàn)；匹配后P值都大于0.1，沒有通過顯著性檢驗(yàn)。說明匹配前實(shí)驗(yàn)組和控制組在匹配變量上存在顯著差異，匹配后不存在顯著差異。目前對好的匹配效果學(xué)術(shù)界尚未有明確的標(biāo)準(zhǔn)，但大部分研究都認(rèn)可Rosenbaum和Rubin的研究結(jié)論，只有當(dāng)匹配后變量標(biāo)準(zhǔn)偏誤的絕對值均小于20%，才算是達(dá)到好的匹配效果。由表3、表4可知，除CFO（標(biāo)準(zhǔn)偏差為10.3%）外，匹配后變量標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均小于10%，而且全部T檢驗(yàn)的結(jié)果不拒絕實(shí)驗(yàn)組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，說明通過平衡性檢驗(yàn)，可以進(jìn)行進(jìn)一步的雙重差分。

表3 變更計(jì)量模式前匹配效果及平衡性檢驗(yàn) （結(jié)果變量為TC）

（二）平均處理效應(yīng)結(jié)果及分析

表5、表6分別列示了結(jié)果變量為商業(yè)信用融資規(guī)模（TC）和銀行借款融資規(guī)模（DFIN）的平均處理效應(yīng)。其中，模型N1和N3為匹配前平均處理效應(yīng)，模型N2和N4為匹配后平均處理效應(yīng)。

表4 變更計(jì)量模式前匹配效果及平衡性檢驗(yàn) （結(jié)果變量為DFIN）

1.商業(yè)信用融資規(guī)模（TC）的平均處理效應(yīng)結(jié)果及分析。通過比較表5中模型N1、N2估計(jì)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在投資性房地產(chǎn)變更計(jì)量模式前，不管是對樣本進(jìn)行匹配還是未匹配，Diff列的系數(shù)雖然都為正數(shù)，但均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明在投資性房地產(chǎn)變更計(jì)量模式前實(shí)驗(yàn)組與控制組在商業(yè)信用融資方面沒有顯著差異。在投資性房地產(chǎn)變更計(jì)量模式后，不管是對樣本進(jìn)行匹配還是未匹配，Diff列的系數(shù)都為負(fù)數(shù)，且都在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式的變更會顯著影響商業(yè)信用融資規(guī)模。由表5的DID列的結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，匹配前后政策效應(yīng)的方向是一致的（均為負(fù)數(shù)），且都通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，說明變更投資性房地產(chǎn)為公允價(jià)值計(jì)量模式會減少商業(yè)信用融資額度。

商業(yè)信用是企業(yè)在交易過程中的一種賒銷、賒購行為[26]，在企業(yè)之間該行為普遍存在。無論是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，無論企業(yè)是否受到信用約束，企業(yè)都愿意為客戶提供商業(yè)信用[27]。商業(yè)信用實(shí)現(xiàn)了信貸資源的再配置，使得企業(yè)融資困境得以緩解，也使企業(yè)之間存在大量的業(yè)務(wù)往來，加深了企業(yè)之間的依賴和信任程度[28]。

企業(yè)在利用商業(yè)信用進(jìn)行替代融資時(shí)，會特別關(guān)注企業(yè)會計(jì)信息的穩(wěn)健性、可靠性等方面的信息質(zhì)量[29]。當(dāng)變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式后，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表日投資性房地產(chǎn)的賬面價(jià)值就是當(dāng)前市場上評估的公允價(jià)值。由于目前我國基于公允價(jià)值的評估技術(shù)不夠完善，并且獲取與公允價(jià)值評估有關(guān)的客觀數(shù)據(jù)和資料也相當(dāng)困難，這使企業(yè)確認(rèn)資產(chǎn)的真正價(jià)值時(shí)面臨難題。因此，企業(yè)在計(jì)量投資性房地產(chǎn)年末的價(jià)值時(shí)，對公允價(jià)值作出的主觀估計(jì)不僅可能會削弱會計(jì)信息的可靠性，并帶來利潤操縱的空間[30]，而且公允價(jià)值變動損益的頻繁波動削弱了會計(jì)盈余持久性，提高了資產(chǎn)價(jià)值變動風(fēng)險(xiǎn)，使供應(yīng)商對企業(yè)的盈利能力和償債能力產(chǎn)生懷疑，對其持續(xù)經(jīng)營能力產(chǎn)生懷疑并減少信用貸款的額度[31]。

表5 匹配前與匹配后平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果（結(jié)果變量為TC）

表6 匹配前與匹配后平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果（結(jié)果變量為DFIN）

2.銀行借款融資規(guī)模（DFIN）的平均處理效應(yīng)結(jié)果及分析。通過比較表6中模型N3、N4估計(jì)結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，在投資性房地產(chǎn)變更計(jì)量模式前，不管是對樣本進(jìn)行匹配還是不進(jìn)行匹配，Diff列的系數(shù)雖然都為負(fù)數(shù)，但都未通過顯著性檢驗(yàn)，說明在投資性房地產(chǎn)變更計(jì)量模式前實(shí)驗(yàn)組與控制組在銀行借款融資方面沒有顯著差異。在投資性房地產(chǎn)變更計(jì)量模式后，不管是對樣本進(jìn)行匹配還是未匹配，Diff列的系數(shù)都為正數(shù)，且都在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，說明變更投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式對銀行借款融資規(guī)模具有顯著影響。表6中DID列的結(jié)果顯示，匹配前后政策效應(yīng)的方向是一致的（均為正數(shù)），且都通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，說明變更投資性房地產(chǎn)為公允價(jià)值模式會擴(kuò)大銀行借款融資規(guī)模。

在美國、德國和英國，房地產(chǎn)是最重要的抵押物來源[32]，該不動產(chǎn)抵押擔(dān)保一方面是銀行應(yīng)對企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)的重要途徑[33]，可以減輕企業(yè)的違約損失，減少企業(yè)的逆向選擇；另一方面，還可以作為優(yōu)質(zhì)貸款人傳遞良好償債能力信息的媒介[34][35]。

近年來，我國房地產(chǎn)市場相當(dāng)繁榮，使得抵押的房地產(chǎn)價(jià)值大幅度增加，繼續(xù)采用成本模式不能反映其實(shí)際價(jià)值[1]，也許在適當(dāng)時(shí)機(jī)就需要對計(jì)量模式進(jìn)行變更，以了解投資性房地產(chǎn)的真實(shí)變動趨勢和價(jià)格走勢。當(dāng)投資性房地產(chǎn)轉(zhuǎn)變?yōu)楣蕛r(jià)值計(jì)量模式時(shí)，按照會計(jì)準(zhǔn)則的規(guī)定，不再需要計(jì)提折舊或攤銷，減少了費(fèi)用支出，同時(shí)，會計(jì)期間公允價(jià)值的相關(guān)變動計(jì)入公允價(jià)值變動損益，一旦公允價(jià)值上升，就會使企業(yè)的凈利潤迅速增長，毛利率更為可觀，盈利能力顯著提高，貸款額度增加。與此同時(shí)，因固定資產(chǎn)轉(zhuǎn)換為投資性房地產(chǎn)時(shí)確認(rèn)的資本公積將在企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表中的較長時(shí)期內(nèi)存在[36]，改善了企業(yè)的相關(guān)資產(chǎn)狀況，增加公司的價(jià)值，使償債能力、每股凈資產(chǎn)、公司信譽(yù)度等財(cái)務(wù)指標(biāo)得到提升[5]。企業(yè)在向銀行等金融機(jī)構(gòu)申請抵押貸款時(shí)，金融機(jī)構(gòu)會特別關(guān)注總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)、利潤和資產(chǎn)負(fù)債率等指標(biāo)[24]，這些貸款額度的衡量指標(biāo)極大程度上影響了企業(yè)的融資能力[5]。變更后續(xù)計(jì)量模式為公允價(jià)值模式可以將企業(yè)真實(shí)的資產(chǎn)狀況及時(shí)、可靠地傳遞給外界，降低企業(yè)與外界間信息不對稱程度[23]，從而有利于提高銀行等金融機(jī)構(gòu)對企業(yè)資產(chǎn)質(zhì)量和貸款安全性的評估等級。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。傾向匹配法（PSM）試圖通過匹配再抽樣的方法使得觀測數(shù)據(jù)盡可能地接近隨機(jī)實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，可能在很大程度上減少觀測數(shù)據(jù)的偏差，使結(jié)果更具有說服力。但是通過對表5、表6匹配前后的平均處理效應(yīng)的比較，我們發(fā)現(xiàn)對商業(yè)信用融資規(guī)模（TC）來說，匹配前的DID列的效應(yīng)系數(shù)為-0.032，與匹配后的DID列的效應(yīng)系數(shù)-0.033之間僅相差0.001。對銀行借款融資規(guī)模（DFIN）來說，匹配前的DID列的效應(yīng)系數(shù)為0.074，與匹配后的DID列的效應(yīng)系數(shù)0.075之間也僅相差0.001。據(jù)此說明不論是否對數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向匹配，其結(jié)果都具有穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論

本文以2006～2016年持有投資性房地產(chǎn)的滬深A(yù)股上市公司作為研究對象，運(yùn)用PSM-DID方法檢驗(yàn)了投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式變更對債務(wù)融資規(guī)模的影響。實(shí)證分析結(jié)果證明，投資性房地產(chǎn)變更計(jì)量模式，會顯著影響債務(wù)融資規(guī)模。具體來說，公允價(jià)值計(jì)量模式的變更會使銀行借款融資規(guī)模擴(kuò)大，使商業(yè)信用融資規(guī)?？s小。

本文的主要貢獻(xiàn)在于采用了PSM-DID方法，并將債務(wù)融資規(guī)模細(xì)化為兩個類別，分別研究了投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式變更對不同類債務(wù)融資規(guī)模的影響。在具體操作中，先采用Logit方法選出適合進(jìn)行傾向匹配的特征變量，然后運(yùn)用PSM方法匹配出與變更計(jì)量模式的公司基本可比的公司，最后再運(yùn)用DID方法算出政策變更前后的平均處理效應(yīng)。這一分析思路排除了內(nèi)生性的影響，使研究結(jié)果更具有說服力。本研究的主要局限在于沒有將債務(wù)融資規(guī)模滯后一期甚至更多期。本文的實(shí)證結(jié)果已經(jīng)證明了我國企業(yè)投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式變更對當(dāng)期債務(wù)融資規(guī)模產(chǎn)生了影響，但是否會影響變更模式的下期及之后就不得而知了。因此，以后可以嘗試將債務(wù)融資規(guī)模指標(biāo)滯后一期甚至更多期來進(jìn)行研究，以使研究更加完善。