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        股票期權(quán)激勵(lì)、債務(wù)契約與投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式選擇

        2018-12-04 02:23:12孫慧倩王寧寧
        財(cái)經(jīng)論叢 2018年12期
        關(guān)鍵詞:價(jià)值

        王 燁,孫慧倩,王寧寧

        (1.南京審計(jì)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院,江蘇 南京 211815;2.無錫太湖學(xué)院會(huì)計(jì)學(xué)院,江蘇 無錫 214064)

        一、引 言

        企業(yè)持有房地產(chǎn)的目的日益多元化,給其相關(guān)會(huì)計(jì)處理以及會(huì)計(jì)信息質(zhì)量帶來巨大挑戰(zhàn)。公允價(jià)值計(jì)量主要適用于金融工具、債務(wù)重組、非同一控制下的企業(yè)合并、投資性房地產(chǎn)等方面。根據(jù)2007企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則,對于投資性房地產(chǎn),公司被賦予了成本模式或公允價(jià)值模式的后續(xù)計(jì)量選擇權(quán)。《投資性房地產(chǎn)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則(CAS3)》規(guī)定,如果房地產(chǎn)存在活躍交易市場,且同類或類似房地產(chǎn)的市場價(jià)格能自房地產(chǎn)交易市場上獲得,公司可以對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量選擇公允價(jià)值模式。雖然選擇公允價(jià)值來計(jì)量投資性房地產(chǎn)能夠更好地反映公司真實(shí)市場價(jià)值和盈利能力,有助于提供更具價(jià)值相關(guān)性的會(huì)計(jì)信息。但是,因?yàn)橥顿Y性房地產(chǎn)的后續(xù)計(jì)量模式選擇和房地產(chǎn)的公允價(jià)值獲取,不可避免地受到公司管理層主觀估計(jì)、判斷等因素的影響,這使得投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量所得相關(guān)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息的可靠性受到了空前的挑戰(zhàn)。投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的選擇如何影響其相關(guān)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量?或者說,投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計(jì)量模式選擇是否源自公司管理層的盈余管理動(dòng)因?

        依據(jù)實(shí)證會(huì)計(jì)理論(Watts和Zimmerman,1986),分紅計(jì)劃、債務(wù)契約和政治成本假說可以解釋公允價(jià)值模式的選擇行為[1]。Healy(1995)發(fā)現(xiàn)管理層薪酬契約是影響公允價(jià)值計(jì)量選擇的重要因素[2],Daniel等(2010)發(fā)現(xiàn)債務(wù)契約對公允價(jià)值計(jì)量選擇有重要影響[3],不過,王躍堂(2000)發(fā)現(xiàn)上述三大契約動(dòng)因不是我國上市公司會(huì)計(jì)政策選擇的影響因素[4]??梢姡瑖鴥?nèi)學(xué)者關(guān)于會(huì)計(jì)政策選擇動(dòng)因的研究結(jié)論與國外研究不完全一致。具體到投資性房地產(chǎn)計(jì)量上,國外學(xué)者側(cè)重使用實(shí)證法研究投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的影響因素,Hlaing和Pourjalali(2012)、Christensen和Nikohev(2013)發(fā)現(xiàn)影響投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式選擇的主要因素是債務(wù)約束[5][6],然而,Demaria和Dufour(2007)、Quagli和Avallone(2010)發(fā)現(xiàn)債務(wù)契約對公允價(jià)值計(jì)量的選擇無顯著影響[7][8]。在我國,目前學(xué)者研究投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇的影響因素主要通過理論和案例分析(劉永澤和馬妍,2011;鄒燕等,2013等)[9][10],缺乏實(shí)證檢驗(yàn)。本文以我國滬深兩市2007至2016年間持有投資性房地產(chǎn)的非金融保險(xiǎn)業(yè)上市公司為研究對象,實(shí)證研究股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇的影響,以豐富投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的相關(guān)文獻(xiàn),并為完善我國投資性房地產(chǎn)和公允價(jià)值會(huì)計(jì)準(zhǔn)則提供經(jīng)驗(yàn)支持。

        二、文獻(xiàn)回顧

        (一)會(huì)計(jì)政策選擇動(dòng)因

        Watts和Zimmerman(1986)基于實(shí)證會(huì)計(jì)研究成果,提出有關(guān)會(huì)計(jì)政策選擇動(dòng)因的分紅計(jì)劃、債務(wù)契約和政治成本三大經(jīng)典假說[1]。Qiang(2007)的研究表明,與公允價(jià)值相比,成本計(jì)量的會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)在契約中更為有效,政治敏感性、債權(quán)人保護(hù)等產(chǎn)生的代理成本是影響會(huì)計(jì)政策選擇的主要影響因素[11];Healy(1995)研究了管理層薪酬契約對會(huì)計(jì)政策選擇的影響,發(fā)現(xiàn)若企業(yè)當(dāng)期業(yè)績距離管理層獎(jiǎng)金激勵(lì)的業(yè)績指標(biāo)水平接近時(shí),管理層會(huì)有意識(shí)操縱向上的盈余管理來達(dá)到業(yè)績指標(biāo)水平[2];Beatty和Weber(2003)、Daniel等(2010)等研究表明,公司債務(wù)比率越高,管理層為了避免違約成本,越愿意選擇公允價(jià)值計(jì)量,還發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模大、盈利性低也是公允價(jià)值計(jì)量選擇的重要影響因素[12][3]。徐經(jīng)長和曾雪云(2010)研究表明,公允價(jià)值變動(dòng)收益對管理層薪酬的影響顯著為正,公司存在“重獎(jiǎng)輕罰”現(xiàn)象,這會(huì)強(qiáng)化管理層機(jī)會(huì)主義行為,增加公司風(fēng)險(xiǎn)[13];劉斌和孫雪梅(2003)以低值易耗品攤銷會(huì)計(jì)方法選擇為切入點(diǎn),研究發(fā)現(xiàn),分紅計(jì)劃假說和政治成本假說對會(huì)計(jì)政策選擇具有顯著的影響,而債務(wù)契約假說未通過檢驗(yàn)[14]。王躍堂(2000)研究了自愿和強(qiáng)制執(zhí)行長期投資、短期投資和存貨三大減值政策的經(jīng)濟(jì)動(dòng)機(jī),結(jié)果表明決定我國上市公司會(huì)計(jì)政策選擇的因素并不是上述三大經(jīng)典契約動(dòng)因,而是扭虧和避免ST等資本市場監(jiān)管動(dòng)機(jī)[4];葉建芳等(2009)研究發(fā)現(xiàn),管理層將金融資產(chǎn)劃分為交易性金融資產(chǎn)或可供出售金融資產(chǎn)時(shí),傾向于留出較大的選擇空間,更愿意選擇便于實(shí)現(xiàn)盈余管理的會(huì)計(jì)政策[15]。

        (二)投資性房地產(chǎn)的計(jì)量模式選擇動(dòng)因

        關(guān)于投資性房地產(chǎn)的計(jì)量模式選擇動(dòng)因的研究,國外學(xué)者集中于對會(huì)計(jì)政策選擇三大經(jīng)典實(shí)證假說的驗(yàn)證,且形成比較豐富的成果。Quagli和Avallone(2010)以歐洲國家房地產(chǎn)行業(yè)首次采用IFRS40的上市公司為研究對象,發(fā)現(xiàn)政治成本和信息不對稱顯著影響投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇,而債務(wù)契約、盈余平滑沒有影響[8];Hlaing和Pourjalali(2012)研究發(fā)現(xiàn),政治成本高、負(fù)債比率高、長期資產(chǎn)比重高的公司更愿選擇公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)[5];Christensen和Nikohev(2013)研究顯示,債務(wù)約束是影響投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式選擇的主要因素,公司財(cái)務(wù)杠桿比率越高,管理層為了避免違約成本,越愿意選擇公允價(jià)值計(jì)量[6];Jung等(2013)發(fā)現(xiàn),傳統(tǒng)三大假說可解釋公允價(jià)值計(jì)量的選擇,政治成本、債務(wù)水平越高的公司更傾向于選擇公允價(jià)值計(jì)量[16];Muller等(2008)以歐洲77家房地產(chǎn)行業(yè)上市公司為樣本,研究發(fā)現(xiàn),信息不對稱、股權(quán)結(jié)構(gòu)顯著影響投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量選擇的主要因素,而債務(wù)契約不是主要的影響因素[17];Danbolt和Rees(2008)研究表明,投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量的選擇受管理層激勵(lì)機(jī)制、市場成熟度以及盈余管理等因素的影響[18]。

        國內(nèi)有關(guān)投資性房地產(chǎn)計(jì)量模式選擇的研究,主要側(cè)重于運(yùn)用理論分析或案例分析法分析相關(guān)影響因素。張奇峰等(2011)以北辰實(shí)業(yè)為例,認(rèn)為大陸和香港的制度環(huán)境不同,是導(dǎo)致公司在A股和H股年報(bào)中采取不同計(jì)量模式報(bào)告投資性房地產(chǎn)的原因[19];劉永澤和馬妍(2011)通過理論分析,認(rèn)為致使公允價(jià)值計(jì)量在投資性房地產(chǎn)上沒有被廣泛運(yùn)用的因素是市場環(huán)境不完善、相關(guān)指引缺失、準(zhǔn)則限制條件嚴(yán)格等[9];鄒燕等(2013)以津?yàn)I發(fā)展和同行業(yè)同地區(qū)公司為例,認(rèn)為融資動(dòng)機(jī)和美化財(cái)務(wù)指標(biāo)影響投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇[10]。國內(nèi)只有少數(shù)學(xué)者采用實(shí)證研究方法檢驗(yàn)投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量選擇的影響因素。侯曉紅等(2013)研究發(fā)現(xiàn),市場化程度越低,杠桿比率越高的公司越傾向于選擇公允價(jià)值模式[20];張瑞麗等(2014)研究表明,股權(quán)性質(zhì)、管理層持股比例、負(fù)債比率是投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇的主要影響因素[21]。

        通過對國內(nèi)外研究回顧可發(fā)現(xiàn),國內(nèi)學(xué)者有關(guān)會(huì)計(jì)政策選擇動(dòng)因的檢驗(yàn)結(jié)果與國外不完全一致。具體到投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇方面,國內(nèi)研究大都采用理論分析法或案例分析法研究會(huì)計(jì)政策選擇的影響因素,大樣本實(shí)證研究很少,并且,研究停留在對實(shí)證會(huì)計(jì)三大假說的簡單檢驗(yàn),沒有考慮不同選擇動(dòng)因的交互影響。有鑒于此,本文基于現(xiàn)階段我國資本市場的特點(diǎn),以我國2007~2016年滬深兩市持有投資性房地產(chǎn)的非金融與保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司作為研究對象,研究股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇的影響及可能的交乘效應(yīng)影響,以豐富既有文獻(xiàn),并為優(yōu)化相關(guān)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

        三、理論分析與假設(shè)

        (一)股權(quán)激勵(lì)與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇

        股票期權(quán)激勵(lì)被公認(rèn)為一種有效的長期激勵(lì)機(jī)制,公司實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的目的是為了激勵(lì)公司管理層努力工作,減少股東與管理層之間的代理成本,以實(shí)現(xiàn)股東利益最大化(Smith和Watts,1982)[22]。然而,股票期權(quán)激勵(lì)本質(zhì)上是股東與管理層之間的利益分配契約,由于契約的不完備性,作為理性經(jīng)濟(jì)人的管理層往往會(huì)通過改變會(huì)計(jì)盈余的手段來影響收益分配,使契約的履行有利于實(shí)現(xiàn)個(gè)人利益最大化(Schipper,1989)[23]。眾所周知,股票期權(quán)激勵(lì)的實(shí)施一般需要經(jīng)歷授予、行權(quán)和行權(quán)后出售股票等環(huán)節(jié)。在我國,實(shí)施的為業(yè)績型股權(quán)激勵(lì),能否行權(quán)須實(shí)現(xiàn)規(guī)定業(yè)績條件,而行權(quán)業(yè)績條件主要是凈利潤和凈資產(chǎn)收益率等財(cái)務(wù)指標(biāo)。很顯然,在公司經(jīng)營業(yè)績不太好,管理層實(shí)現(xiàn)行權(quán)業(yè)績條件有壓力的情況下,或者,管理層希望更加容易地達(dá)到行權(quán)業(yè)績條件時(shí),管理層就會(huì)通過會(huì)計(jì)政策的選擇等方式進(jìn)行盈余管理,以達(dá)到股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃中所設(shè)定的目標(biāo)業(yè)績,以利于股票期權(quán)激勵(lì)順利實(shí)施(Bartov和Mohanram,2004;呂長江和張海平,2011)[24][25]。正如分紅計(jì)劃經(jīng)典假設(shè)所預(yù)期那樣,如果其他條件不變,實(shí)施分紅計(jì)劃的公司其管理層為了提高薪酬的現(xiàn)值,更愿意選擇能將盈余從未來期間轉(zhuǎn)移至現(xiàn)在的會(huì)計(jì)政策。我們知道,對于任何一個(gè)企業(yè)而言,投資性房地產(chǎn)都是一項(xiàng)占比相當(dāng)大的資產(chǎn),其計(jì)量方法或模式的較小變動(dòng),會(huì)對公司利潤產(chǎn)生很大的影響。根據(jù)我國《投資性房地產(chǎn)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則(CAS3)》,在資產(chǎn)負(fù)債表日,企業(yè)應(yīng)當(dāng)對投資性房地產(chǎn)采用成本模式進(jìn)行后續(xù)計(jì)量;如果有確鑿證據(jù)表明投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值能持續(xù)可靠獲得的,可選擇公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量。也就是說,對于投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量,公司可以在“公允價(jià)值模式”和“成本模式”這兩種計(jì)量模式中進(jìn)行選擇[注]根據(jù)準(zhǔn)則,已采用公允價(jià)值模式計(jì)量的投資性房地產(chǎn),不得從公允價(jià)值模式轉(zhuǎn)為成本模式,選擇受到一定的限制。。對投資性房地產(chǎn)的后續(xù)計(jì)量選擇采用“公允價(jià)值模式”或“成本模式”,所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)后果是顯著不同的。根據(jù)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則(CAS3),若選擇公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量,則不需要計(jì)提折舊或攤銷,而是在資產(chǎn)負(fù)債表日按投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值調(diào)整其原賬面價(jià)值,差額計(jì)入當(dāng)期損益。由于不計(jì)提折舊或攤銷,而且,公允價(jià)值與原賬面價(jià)值之間的差額計(jì)入當(dāng)期損益,很顯然,在當(dāng)前房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)高漲的情形下,對投資性房地產(chǎn)選擇“公允價(jià)值模式”后續(xù)計(jì)量,相比較于“成本模式”后續(xù)計(jì)量,能在不對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行實(shí)際處置的情況下更為便利地獲得較為可觀的賬面利潤,并且,由于是賬面調(diào)整,“公允價(jià)值模式”后續(xù)計(jì)量極其有利于在投資性房地產(chǎn)存續(xù)期間內(nèi)實(shí)施靈活的低成本的利潤平滑。對于實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的公司,由于存在行權(quán)業(yè)績條件的約束,管理層有向上盈余管理的動(dòng)機(jī),而投資性房地產(chǎn)“公允價(jià)值模式”后續(xù)計(jì)量的賬面利潤效應(yīng)和利潤平滑“優(yōu)勢”,正好能滿足公司管理層這一需求。所以,不難預(yù)期,對于實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,為獲取最大化的股票期權(quán)預(yù)期收益,其管理層應(yīng)該更愿意選擇便于進(jìn)行盈余管理的公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)。據(jù)此,提出假設(shè)1。

        假設(shè)1:實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司更傾向于對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值計(jì)量模式。

        (二)債務(wù)契約與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇

        債務(wù)契約是由管理層代表股東與債權(quán)人簽訂的、明確雙方權(quán)利和義務(wù)的契約。包括商業(yè)銀行在內(nèi)的債權(quán)人為控制債務(wù)的違約風(fēng)險(xiǎn),會(huì)將一些約束性條款寫入債務(wù)契約,對債務(wù)人的資產(chǎn)負(fù)債率水平、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性等財(cái)務(wù)指標(biāo)作出具體限定,當(dāng)債務(wù)人的資產(chǎn)負(fù)債率等衡量違約風(fēng)險(xiǎn)的財(cái)務(wù)指標(biāo)突破限定值時(shí),債權(quán)人將啟動(dòng)貸款違約處理程序,以保障債權(quán)人自身的利益。一般而言,債務(wù)比重愈高,債權(quán)人的約束性條件就會(huì)愈苛刻,公司違反債務(wù)契約的概率就會(huì)愈大。Watts和Zimmerman(1986)認(rèn)為,若其他條件不變,企業(yè)負(fù)債比越高,管理層越傾向于選擇能將未來期間盈余轉(zhuǎn)移至現(xiàn)在的會(huì)計(jì)政策,以避免違反債務(wù)契約[1]。我國房地產(chǎn)市場價(jià)格近年來一直處于不斷上漲態(tài)勢,對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值模式后續(xù)計(jì)量,一方面,不需計(jì)提折舊或攤銷;另一方面,可根據(jù)市場價(jià)格的變化對其賬面價(jià)值實(shí)施調(diào)整,并將公允價(jià)值的變動(dòng)差額計(jì)入當(dāng)期損益,結(jié)果是,選擇公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)有利于增加公司當(dāng)期利潤、總資產(chǎn)和凈資產(chǎn),從而降低公司的資產(chǎn)負(fù)債率水平,進(jìn)而避免違反債務(wù)契約。因此,不難預(yù)期,公司資產(chǎn)負(fù)債比率越高,為避免違反債務(wù)契約之約束性條款所帶來的損失,以及減少因重新簽訂債務(wù)契約發(fā)生新的成本,管理層越傾向于對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值模式(Hlaing和Pourjalali,2012;Christensen和Nikohev,2013)[5][6]。所以,提出假設(shè)2:

        假設(shè)2:公司債務(wù)比重越高,越傾向于對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值計(jì)量模式。

        (三)股權(quán)激勵(lì)、債務(wù)契約與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇

        依據(jù)分紅計(jì)劃經(jīng)典實(shí)證會(huì)計(jì)假說,實(shí)行股票期權(quán)激勵(lì)的公司,其管理層更可能實(shí)施向上的盈余管理行為,選擇能將利潤自未來期間轉(zhuǎn)移到當(dāng)期的會(huì)計(jì)政策;而依據(jù)債務(wù)契約假說,負(fù)債率高從而違約風(fēng)險(xiǎn)大的公司,其管理層也更可能實(shí)施向上的盈余管理行為,選擇能夠最大化當(dāng)期利潤的會(huì)計(jì)政策。在我國現(xiàn)階段房地產(chǎn)市場價(jià)格持續(xù)高漲的背景下,選擇公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量,可以較為便利地實(shí)現(xiàn)將利潤從未來期間轉(zhuǎn)移至現(xiàn)在的目的,并且,由于投資性房地產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比一般較高,因而,對于實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)比較大的公司管理層來說,通過投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值后續(xù)計(jì)量模式的選擇,實(shí)現(xiàn)向上盈余管理,是一個(gè)便利而有效的方式。而且,對于實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,如果債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)也同時(shí)較大的情況下,其管理層利用投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇,達(dá)成向上盈余管理的動(dòng)機(jī)理應(yīng)會(huì)更為強(qiáng)烈。由此,提出假說3:

        假設(shè)3:對于實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的公司,若債務(wù)比重也更高,則其對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值模式計(jì)量的概率就會(huì)更大。

        四、研究設(shè)計(jì)

        (一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

        1.樣本選擇

        本文選擇我國滬深兩市2007~2016年持有投資性房地產(chǎn)的非金融、保險(xiǎn)行業(yè)上市公司作為樣本,研究投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇如何受股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)契約動(dòng)因的影響。2007~2016年滬深兩市持有投資性房地產(chǎn)的上市公司共有8993個(gè)樣本[注]“持有投資性房地產(chǎn)”的判斷標(biāo)準(zhǔn)為期末投資性房地產(chǎn)凈額不為零。,在篩選過程中剔除以下樣本:(1)缺失數(shù)據(jù)且無法手工查補(bǔ)的樣本164個(gè);(2)金融、保險(xiǎn)類行業(yè)樣本206個(gè)。最后得到8623個(gè)有效樣本,其中,公允價(jià)值模式樣本314個(gè),成本模式樣本8309個(gè)。由于兩類樣本的樣本量存在一定不平衡性,為降低這種不平衡性的可能影響,以保證回歸檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性,借鑒Christensen和Nikolaev(2013)的方法[6],同時(shí)運(yùn)用以下兩類樣本數(shù)據(jù)執(zhí)行回歸分析:(1)運(yùn)用全部8623個(gè)非金融保險(xiǎn)業(yè)的樣本數(shù)據(jù);(2)使用配對樣本數(shù)據(jù)。借鑒鄭志剛等(2014)、淦未宇等(2015)、Christensen和Nikolaev(2013)等的做法[26][27][6],配對樣本的具體選擇方法是,按照同年度、同行業(yè)(按證監(jiān)會(huì)二級(jí)行業(yè))[注]部分樣本無法按證監(jiān)會(huì)二級(jí)行業(yè)配對的,按照一級(jí)行業(yè)進(jìn)行配對。行業(yè)分類根據(jù)證監(jiān)會(huì)2001年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)。、規(guī)模最接近作為配對標(biāo)準(zhǔn),為314個(gè)對投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值模式進(jìn)行計(jì)量的樣本公司,按照1:1的比例,配對一家采用成本模式的樣本公司,共得到628個(gè)配對總樣本。

        2.數(shù)據(jù)來源

        本文通過查閱巨潮資訊網(wǎng)披露的年報(bào),手工搜集投資性房地產(chǎn)會(huì)計(jì)政策選擇數(shù)據(jù)和股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃授權(quán)明細(xì)數(shù)據(jù)。相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)和行業(yè)、年度等數(shù)據(jù)均來源自國泰安財(cái)經(jīng)研究數(shù)據(jù)庫,同時(shí),根據(jù)公司年報(bào)對部分缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行手工查補(bǔ)。利用EXCEL2007軟件、Stata.12軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)整理和統(tǒng)計(jì)分析。為消除極端值影響,對回歸分析中全部連續(xù)變量執(zhí)行了1%和99%分位數(shù)上Winsorize處理。

        (二)模型設(shè)定與變量定義

        本文構(gòu)建以下Logistic模型來檢驗(yàn)研究假說:

        Fair=β0+β1Option+β2Lev+β3Option*Lev+β4State+β5Ind+β6Dl+β7Size+β8Fv+β9Zz+β10Grow+β11Year+ε

        其中,被解釋變量為“公允價(jià)值計(jì)量模式選擇(Fair)”,即公司對投資性房地產(chǎn)是否選擇公允價(jià)值模式后續(xù)計(jì)量,T年末對投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值模式進(jìn)行后續(xù)計(jì)量的,賦值為1,否則,賦值為0。解釋變量分別為“股票期權(quán)激勵(lì)(Option)”和“債務(wù)水平(Lev)”,以考察股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式選擇的影響,其中,“股票期權(quán)激勵(lì)”變量用公司是否實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃衡量,T年實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的,取值為1,否則為0;“債務(wù)水平”變量以T年末資產(chǎn)負(fù)債率刻畫。同時(shí),為控制資本市場監(jiān)管政策對投資性房地產(chǎn)會(huì)計(jì)政策選擇的影響,在回歸模型中加入“監(jiān)管政策(Dl)”啞變量,當(dāng)T-1年末或T-1、T-2年末凈利潤為負(fù)時(shí),取值為1,否則為0(張瑞麗等,2014)[21]。為控制政治成本動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)會(huì)計(jì)政策選擇的影響,回歸模型納入“行業(yè)管制(Ind)”啞變量,屬于采掘業(yè),電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的,取值為1,否則為0。為控制產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響,回歸模型加入“實(shí)際控制人性質(zhì)(State)”虛擬變量,據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫對最終控制人性質(zhì)的劃分,由中央機(jī)構(gòu)、地方機(jī)構(gòu)、國有企業(yè)、行政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位最終控制的,取值為1,否則為0。此外,借鑒既有文獻(xiàn),回歸模型還控制了公司規(guī)模(Size用T年末總資產(chǎn)自然對數(shù)計(jì)量)、投資性房地產(chǎn)比重(Fv用T年末投資性房地產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)計(jì)量)、年度(Year)(張瑞麗等,2014)[21]、營運(yùn)能力(Zz即T年末總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率)、成長性(Grow即T年末營業(yè)收入增長率)等變量(葉建芳等,2009)[15]。

        五、實(shí)證結(jié)果與分析

        (一)描述性統(tǒng)計(jì)

        對主要變量描述性統(tǒng)計(jì)的同時(shí),還執(zhí)行分組均值和中位數(shù)差異檢驗(yàn),如表1所示:

        表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

        注:對兩組樣本分別采用t檢驗(yàn)、Wilcoxon檢驗(yàn)進(jìn)行均值和中位數(shù)差異比較。*、** 、*** 分別表示t檢驗(yàn)值和z檢驗(yàn)值在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。下同。

        可見,公允價(jià)值模式下有20%的樣本公司實(shí)施了股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃,成本模式下只有13%的樣本公司實(shí)施了股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃,兩類樣本的均值在1%水平上存在顯著差異,說明實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的公司對投資性房地產(chǎn)更傾向于選擇公允價(jià)值模式。公允價(jià)值模式樣本下負(fù)債水平(Lev)均值、中位數(shù)在1%水平上均顯著高于成本模式樣本,表明債務(wù)水平越高,公司越偏好采用公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量。公允價(jià)值模式下38%的樣本公司其實(shí)際控制人性質(zhì)(State)為國有,而成本模式下55%樣本公司其實(shí)際控制人系國有,說明國有控股公司更傾向于采用成本模式。從均值、中位數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果看,股票期權(quán)激勵(lì)(Option)、債務(wù)水平(Lev)對投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇的影響,與本文所提研究假設(shè)1和假設(shè)2一致。此外,兩類樣本在行業(yè)管制(Ind)、公司規(guī)模(Size)、投資性房地產(chǎn)比重(Fv)和營運(yùn)能力(Zz)上也有顯著差異,而在監(jiān)管政策(Dl)、成長性(Grow)上無顯著差異。

        (二)多元回歸分析

        1.股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇的影響

        股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃與債務(wù)契約動(dòng)因影響的回歸結(jié)果如表2所示。我們對比使用全樣本和配對樣本進(jìn)行Logstic回歸分析,以克服被解釋變量間數(shù)據(jù)不平衡性所產(chǎn)生的影響,增強(qiáng)研究結(jié)果的穩(wěn)健性。模型中變量方差膨脹因子分析表明,變量的VIF值全部小于2,VIF的平均值為1.41,說明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

        表2 股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇影響的回歸結(jié)果

        由表2可見,全樣本回歸和配對樣本回歸的R2分別為0.1966和0.2109,同時(shí)回歸模型均在1%水平上顯著,說明兩個(gè)回歸模型的擬合優(yōu)度較好,能夠很好的解釋投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式的選擇動(dòng)因。具體而言,表征股票期權(quán)激勵(lì)契約動(dòng)因的變量(Option)在全樣本回歸和配對樣本回歸中,回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,說明實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司更傾向于選擇公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量,結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1,這與Bartov和Mohanram(2004)[24]、呂長江和張海平(2011)[25]的研究發(fā)現(xiàn)一致,表明管理層會(huì)出于股票期權(quán)激勵(lì)機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)而選擇公允價(jià)值模式。表征債務(wù)契約動(dòng)因的變量(Lev)在兩組回歸中,系數(shù)均都通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn),說明債務(wù)水平越高的公司選擇公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)的概率越大,結(jié)果具有穩(wěn)健性,驗(yàn)證了假設(shè)2,這與Jung等(2013)[16]、Christensen和Nikolaev(2013)[6]的檢驗(yàn)結(jié)果一致。表征實(shí)際控制人性質(zhì)的變量(State)在兩組回歸中,系數(shù)都在1%水平上顯著為負(fù),說明實(shí)際控制人為非國有的公司更傾向于選擇公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn),國有控股公司傾向于選擇穩(wěn)健性的成本模式。另外,兩組回歸中公司規(guī)模變量(Size)、投資性房地產(chǎn)比重變量(Fv)和運(yùn)營能力變量(Zz)的系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn),且符號(hào)與預(yù)期一致,說明公司規(guī)模、投資性房地產(chǎn)比重和公司運(yùn)營能力會(huì)影響投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式的選擇。然而,監(jiān)管政策(Dl)的系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn),說明資本市場監(jiān)管政策動(dòng)因不能解釋投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式的選擇,或者說,公司選擇投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式不是出于迎合資本市場監(jiān)管政策的要求。

        2.股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇的交互效應(yīng)影響

        表3呈現(xiàn)的是股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因之交乘效應(yīng)影響的回歸結(jié)果。我們將全部樣本和配對樣本分別按照是否實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃,劃分為實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本組和未實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本組,對去除股票期權(quán)激勵(lì)變量(Option)后的模型執(zhí)行回歸檢驗(yàn)??梢钥闯?,全樣本回歸中,債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)在實(shí)施和未實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本組,均在1%水平上顯著正相關(guān),但是,實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本組債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)明顯大于未實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本組債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù),這說明,相比較于未實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)公司,實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)公司債務(wù)水平越高,對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值模式的可能性更大,也就是,股權(quán)激勵(lì)契約與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式的選擇具有正向的交互效應(yīng)影響。

        配對樣本的回歸結(jié)果更為明顯地顯示這一點(diǎn)。在實(shí)施和未實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本組,債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正,且實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)樣本組債務(wù)水平變量(Lev)的系數(shù)比未實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的顯著更大,這意味著,實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)能夠強(qiáng)化債務(wù)水平與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇之間的正相關(guān)關(guān)系,或者說,股票期權(quán)激勵(lì)契約與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇具有正向的交互效應(yīng)影響。因此,研究假說3得到驗(yàn)證。

        表3 股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇的交互影響

        注:全樣本回歸中,實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的樣本共有1155個(gè),由于2007年實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的11個(gè)樣本對投資性房地產(chǎn)全部選擇了成本計(jì)量模式,故在進(jìn)行股權(quán)激勵(lì)分組檢驗(yàn)時(shí),刪除此11個(gè)樣本,得到實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的回歸樣本1144個(gè);配對樣本回歸中,按照規(guī)模最接近為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本配對,為1144個(gè)持有投資性房地產(chǎn)并且實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的樣本公司,在其同年、同行業(yè)(按證監(jiān)會(huì)二級(jí)行業(yè),部分樣本無法按證監(jiān)會(huì)二級(jí)行業(yè)配對的,按照一級(jí)行業(yè)進(jìn)行配對)中選擇一家未實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司,共得到2288個(gè)樣本。

        (三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

        為使結(jié)果更加可靠,我們對樣本進(jìn)行優(yōu)化后執(zhí)行了進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)論未發(fā)生明顯變化。具體是,從8623個(gè)有效樣本中剔除幾乎全部選擇成本模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)的行業(yè),包括農(nóng)、林、牧、漁業(yè)以及建筑業(yè),得到8226個(gè)樣本重新進(jìn)行上述回歸。限于篇幅,穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果略。

        六、研究結(jié)論與啟示

        本文以我國滬深兩市2007~2016年持有投資性房地產(chǎn)的非金融、保險(xiǎn)行業(yè)上市公司為樣本,研究了股票期權(quán)激勵(lì)、債務(wù)契約動(dòng)因與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn),股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)契約動(dòng)因顯著影響投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式的選擇。具體而言:(1)實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃的公司更愿意選擇公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量。正如實(shí)證會(huì)計(jì)理論分紅計(jì)劃假說所預(yù)期的那樣,實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的公司,管理層有動(dòng)機(jī)在當(dāng)期實(shí)施向上盈余管理,以最大化股票期權(quán)預(yù)期收益,特別是在我國,由于實(shí)行的是業(yè)績型股票期權(quán)激勵(lì),能否可行權(quán)必須達(dá)到行權(quán)業(yè)績條件,而行權(quán)業(yè)績條件主要是凈利潤、凈資產(chǎn)收益率等財(cái)務(wù)指標(biāo),這會(huì)直接觸發(fā)管理層為了達(dá)到行權(quán)業(yè)績條件而實(shí)施盈余管理,加之,投資性房地產(chǎn)是企業(yè)一項(xiàng)占比較大的資產(chǎn),計(jì)量方法上的較小改變會(huì)對公司利潤和資產(chǎn)產(chǎn)生較大的影響,而公允價(jià)值模式的選擇會(huì)在不處置重要資產(chǎn)的情況下比較便利地增加公司的當(dāng)期凈利潤,并且使得在未來期間平滑利潤也更加容易,因此,實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)會(huì)誘發(fā)公司管理層對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值模式后續(xù)計(jì)量。(2)債務(wù)水平越高,公司越傾向于選擇公允價(jià)值模式對投資性房地產(chǎn)進(jìn)行后續(xù)計(jì)量。根據(jù)實(shí)證會(huì)計(jì)理論的債務(wù)契約假說,違反債務(wù)契約約束條款的可能性越大,公司越可能在當(dāng)期實(shí)施向上盈余管理。我們知道,債務(wù)水平越高,公司違反債務(wù)契約約束條款的可能性越大,這時(shí),公司越有動(dòng)機(jī)通過對投資性房地產(chǎn)選擇公允價(jià)值模式,來提高當(dāng)期凈利潤和總資產(chǎn),以降低當(dāng)期的資產(chǎn)負(fù)債比率,從而減少違反債務(wù)約束條款的可能性。(3)股票期權(quán)激勵(lì)與債務(wù)契約動(dòng)因?qū)ν顿Y性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式的選擇具有交乘效應(yīng)之影響。股票期權(quán)激勵(lì)會(huì)強(qiáng)化債務(wù)契約動(dòng)因與投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值模式選擇之間的正相關(guān)關(guān)系,當(dāng)一個(gè)實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)的公司,其可能觸反債務(wù)契約約束條款時(shí),投資性房地產(chǎn)更可能被采用公允價(jià)值模式后續(xù)計(jì)量。

        本文研究顯示,賦予公司投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇權(quán),允許公司根據(jù)外部環(huán)境和自身情況對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量選擇公允價(jià)值或成本模式,在提高會(huì)計(jì)信息相關(guān)性的同時(shí),會(huì)觸發(fā)管理層基于股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)契約動(dòng)因而實(shí)施盈余管理,從而損害會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的可靠性。不過,這種對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的負(fù)面影響,存在一定條件。在我國現(xiàn)階段,實(shí)施股票期權(quán)激勵(lì)或債務(wù)契約存在違約風(fēng)險(xiǎn)時(shí),投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式的選擇權(quán),才會(huì)誘發(fā)盈余管理從而損害會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。因此,強(qiáng)化審計(jì)監(jiān)督,優(yōu)化股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)契約的設(shè)計(jì)與執(zhí)行,對于提高投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值會(huì)計(jì)信息質(zhì)量具有十分重要的意義。具體而言,為了提高投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,需要對上市公司投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的會(huì)計(jì)政策選擇,加強(qiáng)外部審計(jì)監(jiān)督,尤其是,當(dāng)公司對投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式進(jìn)行變更時(shí),應(yīng)當(dāng)給予審計(jì)重點(diǎn)關(guān)注;再一方面,需要改進(jìn)和提高股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)契約的設(shè)計(jì)有效性,盡可能制定激勵(lì)相容的激勵(lì)和債務(wù)契約,從根本動(dòng)因上消除公司利用投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的會(huì)計(jì)政策選擇實(shí)施盈余管理的可能性,同時(shí),還應(yīng)該強(qiáng)化股票期權(quán)激勵(lì)和債務(wù)契約執(zhí)行過程中代理問題的監(jiān)督,通過外部約束抑制契約執(zhí)行中可能的投資性房地產(chǎn)后續(xù)計(jì)量模式的機(jī)會(huì)主義會(huì)計(jì)政策選擇行為。

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