摘要：與國際財務(wù)報告準(zhǔn)則趨同的新企業(yè)會計準(zhǔn)則實施之后，公允價值計量是否提高了會計信息的決策相關(guān)性是值得關(guān)注的。本文以金融保險業(yè)和建筑及房地產(chǎn)業(yè)上市公司為研究樣本，就公允價值計量屬性對公司會計盈余信息的價值相關(guān)性的影響進(jìn)行了實證檢驗，結(jié)果表明公允價值計量提高了金融保險行業(yè)會計盈余的價值相關(guān)性，但對建筑房地產(chǎn)公司盈余的影響不顯著。此外，公允價值調(diào)整額與股票價格的價值相關(guān)性在上述兩行業(yè)內(nèi)均不顯著。
關(guān)鍵詞：公允價值 會計盈余 價值相關(guān)性
近年來隨著中國企業(yè)會計準(zhǔn)則與國際財務(wù)報告準(zhǔn)則的實質(zhì)性趨同，財務(wù)報告決策有用性的目標(biāo)得以進(jìn)一步明確，公允價值也成為計量會計要素的基本屬性之一，而且是僅次于歷史成本而成為最活躍的計量屬性之一。會計盈余信息價值相關(guān)性的高低不僅是評價會計信息質(zhì)量高低的重要參照，也是衡量準(zhǔn)則質(zhì)量高低的重要依據(jù)。
一、文獻(xiàn)回顧
國外學(xué)者關(guān)于公允價值的研究由來已久，在上個世紀(jì)的90年代，隨著金融市場的蓬勃發(fā)展，研究對象也由最初對歷史成本和公允價值優(yōu)劣問題的爭論轉(zhuǎn)而研究公允價值在準(zhǔn)則中的應(yīng)用效果等問題。如Barth通過研究發(fā)現(xiàn)證券投資的公允價值信息具有顯著的解釋能力。Nelson也得到了基本一致的結(jié)論，同時還發(fā)現(xiàn)貸款、存款、長期債務(wù)與表外金融工具的公允價值與其賬面價值的差異并不具有價值相關(guān)性。然而，同樣以美國上市銀行1992和1993年的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究對象，Escher teal卻發(fā)現(xiàn)證券投資、貸款、長期債券及其他表外金融工具的公允價值信息具有價值相關(guān)性，只是相關(guān)性研究期間在呈現(xiàn)減弱趨勢。Kurgan and Kim以美國銀行1995-1998年的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本發(fā)現(xiàn)，金融工具的歷史成本信息與股票價值的關(guān)聯(lián)度與其公允價值信息與股票價值的關(guān)聯(lián)度并沒有什么區(qū)別?？梢钥闯?，國外學(xué)者關(guān)于公允價值的實證研究，其對象主要集中于金融行業(yè)。這一方面是由于發(fā)達(dá)的金融服務(wù)市場的存在使得采用公允價值計量其金融資產(chǎn)及負(fù)債的可操作性較強；另一方面則是由于銀行業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中舉足輕重的地位所使然。
在我國，公允價值引入時間較短，學(xué)者們主要對公允價值的內(nèi)涵、性質(zhì)、可靠性，以及公允價值的理論基礎(chǔ)等問題從理論上進(jìn)行了討論和研究。實證研究方面，公允價值的研究成果并不多見。其中，鄧傳洲通過對B股公司按照國際會計準(zhǔn)則第39號披露公允價值信息后的股價反應(yīng)進(jìn)行檢驗，提供了B股公司公允價值信息的披露具有價值相關(guān)性的經(jīng)驗證據(jù)。然而由于B股公司的特殊性，上述結(jié)論并不能說明A股公司在使用公允價值計量屬性之后盈余信息的價值相關(guān)性是否得以提高。隨著新會計準(zhǔn)則在上市公司的全面實施，公允價值的使用范圍將會逐漸增大，鑒于此，本文將在借鑒國內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究方法的基礎(chǔ)上，通過對新會計準(zhǔn)則實施后的第一個會計年度的盈余信息質(zhì)量進(jìn)行研究，分析公允價值對我國公司會計盈余信息相關(guān)性的影響，以期能夠為準(zhǔn)則制定機構(gòu)及時了解準(zhǔn)則制定質(zhì)量、準(zhǔn)確把握準(zhǔn)則進(jìn)一步完善的方向提供參考，同時也為信息使用者理解公允價值對會計盈余的影響提供借鑒 。
二、研究設(shè)計
（一）研究假設(shè)
在證券市場會計研究中，信息觀和計量觀是財務(wù)呈報理論研究的兩個主要流派。自20世紀(jì)60年代以來的相當(dāng)長的一段時間里，信息觀一直占據(jù)主導(dǎo)地位。該理論認(rèn)為：會計信息的有用性在于其能向投資者傳遞影響其決策的信號，如果會計信息的披露導(dǎo)致了投資者對公司價值預(yù)期的調(diào)整，就說明會計信息是有信息含量的。而計量觀主張通過引入新的計量手段，將以前由于計量手段限制不能進(jìn)入公司財務(wù)報表的資產(chǎn)和負(fù)債等納入會計核算體系，并通過對表內(nèi)項目更公允地計量和確認(rèn)，向投資者提供更真實的盈余信息，降低投資者做出錯誤決策的可能性。依照計量觀理論，新準(zhǔn)則中較大范圍地使用公允價值，將一方面使資產(chǎn)負(fù)債表中的各項目金額更接近其真實價值，另一方面也使損益表中的盈余更能反映企業(yè)的真實經(jīng)營狀況。據(jù)此，本文提出假設(shè)H1：公允價值調(diào)整后的會計盈余價值相關(guān)性較調(diào)整前更強。
此外，隨著公允價值計量屬性地位的明確，資產(chǎn)（或負(fù)債）的公允價值與賬面價值之間的調(diào)整額也在利潤表中予以單獨的列示，因此，該調(diào)整額在影響企業(yè)經(jīng)營狀況指標(biāo)好壞的同時，也成為影響股票價值變動的主要因素。因此，本文提出假設(shè)H2：公允價值調(diào)整額具有價值相關(guān)性。
（二）模型構(gòu)建
本文主要使用價格模型對盈余信息的價值相關(guān)性進(jìn)行研究。首先針對假設(shè) H1，本文采用相對關(guān)聯(lián)研究的方法構(gòu)建回歸模型（1），旨在通過對公允價值調(diào)整前后的會計盈余的線性回歸擬合優(yōu)度進(jìn)行對比，判斷準(zhǔn)則中引入公允價值后的實施效果。
Pit=α0
式中：Pit為公司i第t期期末的股票收盤價格；BVit為公司i第t期期末的每股賬面價值；EPSit為公司i第t期的每股收益，并分別使用公允價值調(diào)整前的每股收益BEPSit和公允價值調(diào)整后的每股收益AEPSit進(jìn)行替代。
其次，針對假設(shè)H2，本文采用增量關(guān)聯(lián)研究的方法構(gòu)建回歸模型（2）如下：
Pit=β0
式中：FVAit表示每股公允價值調(diào)整額；其余變量含義同上式（1）。通過觀察式（2）中回歸系數(shù)β3是否顯著判斷公允價值調(diào)整額是否具有價值相關(guān)性，若β3通過顯著性檢驗，表示公允價值調(diào)整額具有價值相關(guān)性。
（三）樣本選擇及數(shù)據(jù)處理
樣本選擇標(biāo)準(zhǔn)有：（1）金融保險業(yè)和建筑及房地產(chǎn)兩個行業(yè)；（2）2010 年12月31日之前在深滬兩市上市交易的A股公司；（3）2010 年年報中公允價值變動額非0。最終的樣本包括金融保險業(yè)（以下簡稱金融業(yè)）37家公司和建筑及房地產(chǎn)業(yè) （以下簡稱房地產(chǎn)業(yè)）35家公司 。
在數(shù)據(jù)整理和處理方面，本文的會計盈余使用年度盈余指標(biāo)，數(shù)據(jù)通過查閱上市公司2010年年度報告獲取，公允價值變動損益通過新浪財經(jīng)下載年度報表獲得，并使用萬德數(shù)據(jù)庫中的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用SPSS16.0軟件進(jìn)行實證數(shù)據(jù)處理。
四、實證分析
（一）描述性分析
各相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表 1、2 所示。
表1
Descriptive Statistics
N Minimum Maximum Mean Std.Deviation
p 37 2.68 56.16 14.0508 11.32993
bvps 37 1.30 15.35 5.4677 3.27374
beps 37 -.05 45.62 3.1189 7.58963
aeps 37 .03 45.34 3.1263 7.53639
fva 37 -.32 .28 -.0080 .09922
表2
Descriptive Statistics
N Minimum Maximum Mean Std.Deviation
p 35 .92 19.06 8.505 4.33345
bvps 35 .77 10.60 3.450 2.71516
beps 35 -.12 5.71 1.233 1.63858
aeps 35 -.11 5.71 1.204 1.63647
fva 35 -.04 .53 -.0287 .10553
由上表1可以看出，在公允價值調(diào)整之前，金融業(yè)的每股收益最小值為–0.05，表明公司每股虧損約0.05元，在公允價值調(diào)整之后，金融行業(yè)的每股收益最小值增加至0.01元，表明金融業(yè)內(nèi)公司的公允價值調(diào)整額具有一定的“扭虧”功能。由表2可以看出在房地產(chǎn)業(yè)內(nèi)，公允價值調(diào)整之前的每股收益最小值為-0.12，調(diào)整之后的每股收益最小值為-0.11，該行業(yè)內(nèi)的公允價值調(diào)整額呈現(xiàn)一定的“減虧”功能。對于公允價值調(diào)整額對每股收益的影響，表1顯示，金融業(yè)每股收益公允價值調(diào)整額（FVA）的均值為-0.008，占調(diào)整前每股收益（BEPS）的比例為0.2%。房地產(chǎn)業(yè)每股收益公允價值調(diào)整額（FVA）的均值為0. 0287，約占調(diào)整前每收益（BEPS）的2.33%，與金融保險業(yè)相比公允價值調(diào)整額相對較大。此外，金融業(yè)FVA指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)差0.09922，而房地產(chǎn)業(yè)該指標(biāo)為0.10553，說明房地產(chǎn)業(yè) FVA指標(biāo)波動性較大。
（二）實證檢驗結(jié)果
1.模型（1）的實證檢驗結(jié)果。本文對模型（1）分別采用公允價值調(diào)整前會計盈余和公允價值調(diào)整后會計盈余數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸的結(jié)果如表3所示，其中Panel A 是對混合樣本的檢驗，Panel B 是分行業(yè)樣本的檢驗。
表 3
PanelA：混合樣本
變量 公允價值調(diào)整前的
每股盈余（BEPS） 公允價值調(diào)整后的
每股盈余（AEPS）
α系數(shù) t值 顯著性 α系數(shù) t值 顯著性
常數(shù)項 0.442 2.058 0.043 0.312 2.05 0.044
BV 0.576 7.61 0.0000 0.577 7.634 0.0000
BEPS 0.436 5.752 0.0000 0.437 5.787 0.0000
Adj-R2 0.608 0.61
F值 56.077*** 56.436***
D-W檢驗 1.501 1.506
表 4
PanelB：分行業(yè)樣本
變量 公允價值調(diào)整前的每股盈余（BEPS）
金融業(yè) 房地產(chǎn)
α系數(shù) t值 顯著性 α系數(shù) t值 顯著性
常數(shù)項 0.375 0.032 0.9750 0.457 5.239 0.0000
BV 0.621 6.432 0.0000 0.585 3.66 0.0010
BEPS 0.48 4.976 0.0000 0.001 0.008 0.9930
Adj-R2 0.67 0.302
F值 37.466*** 8.372
D-W檢驗 1.502 1.425
表5
PanelB：分行業(yè)樣本
變量 公允價值調(diào)整后的每股盈余（AEPS）
金融業(yè) 房地產(chǎn)
α系數(shù) t值 顯著性 α系數(shù) t值 顯著性
常數(shù)項 0.486 0.014 0.9890 0.532 5.237 0.0000
BV 0.621 6.453 0.0000 0.586 3.704 0.0010
AEPS 0.482 5.005 0.0000 0 -0.003 0.9980
Adj-R2 0.671 0.301
F值 37.728*** 8.372
D-W檢驗 1.5 1.422
在公允價值調(diào)整前和調(diào)整后對混合樣本回歸的結(jié)果均通過f檢驗，dw檢驗結(jié)果說明殘差之間相互獨立，并無明顯相關(guān)性變量BEPS與AEPS的t值均在0. 01 的水平上顯著,表明公允價值調(diào)整前后的盈余對股票價格的解釋力均具有統(tǒng)計顯著性。調(diào)整后的R在公允價值調(diào)整后較調(diào)整前有一定的增長，說明公允價值調(diào)整后的擬合優(yōu)度高于調(diào)整前。在金融行業(yè)內(nèi)，公允價值調(diào)整前模型（1）的擬合優(yōu)度為0.67，在對擬合優(yōu)度進(jìn)行調(diào)整后，模型擬合優(yōu)度提高至0.671，EPS在調(diào)整之前與調(diào)整之后的t值分別為4.976 和5.005，該結(jié)果支持金融保險行業(yè)公允價值調(diào)整后的會計盈余價值相關(guān)性較調(diào)整前盈余的價值相關(guān)性更強的假設(shè)。
然而，在房地產(chǎn)業(yè)模型1的Adj-R2在公允價值調(diào)整前值為0.302，在公允價值調(diào)整后為0.301，較調(diào)整前有所降低，說明公允價值的使用并沒有提高房地產(chǎn)業(yè)會計盈余信息的解釋能力，因此實證結(jié)果不支持房地產(chǎn)業(yè)公允價值調(diào)整后的會計盈余的價值相關(guān)性較調(diào)整前的相關(guān)性更強的假設(shè)。
2.模型（2）的實證檢驗結(jié)果。為進(jìn)一步檢驗公允價值調(diào)整額是否具有相關(guān)性，本文分行業(yè)對模型（2）進(jìn)行回歸后的結(jié)果如表6所示。
表6
變量 金融業(yè) 房地產(chǎn)
β系數(shù) t值 顯著性 β系數(shù) t值 顯著性
常數(shù)項 0.854 -0.396 0.6950 1.026 5.154 0.0000
BV 0.639 6.709 0.0000 0.576 3.333 0.0020
BEPS 0.571 5.15 0.0000 0.004 0.025 0.9800
FVA -0.175 -1.567 0.1270 0.026 0.17 0.8660
Adj-R2 0.683 0.281
F值 26.867 5.422
D-W檢驗 1.541 1.405
由表6可以看出，金融業(yè) FVA 顯著性水平為0.127，建筑及房地產(chǎn)業(yè) FVA 的顯著性水平為0.866，均未通過顯著性檢驗，說明會計盈余中所包含的公允價值調(diào)整額的大小與股價波動的價值相關(guān)性不具有統(tǒng)計顯著性。至于公允價值調(diào)整額對股票價格影響不顯著的原因，本文認(rèn)為可能與兩方面因素有關(guān)：其一由公允價值使用范圍較小所致。大部分房地產(chǎn)公司均選擇了成本模式。而在公允價值使用條件比較便捷的金融保險業(yè)，主要由金融資產(chǎn)和金融負(fù)債采用公允價值計量所導(dǎo)致的公允價值調(diào)整額也僅占其調(diào)整前每股收益的0.2%，可見在上述兩行業(yè)中，公允價值計量模式的使用仍然是比較保守的，公允價值調(diào)整額的大小對公司盈余的影響程度并不大。其二與公允價值較歷史成本計量易受管理層操縱有關(guān)。
五、研究結(jié)論及政策建議
（一）研究結(jié)論
本文主要結(jié)論如下：第一，從整體上看，新準(zhǔn)則實施之后季度會計盈余的價值相關(guān)性有所提高，但是行業(yè)差異比較明顯的公允價值信息的披露，提高了金融保險業(yè)公司會計信息的價值相關(guān)性，金融保險公允價值調(diào)整后的會計盈余較調(diào)整前的季度，盈余對于股價的變動具有更強的解釋力，但是在建筑及房地產(chǎn)行業(yè)上市公司中卻未找到類似的證據(jù)支持。第二，針對公允價值調(diào)整額對股票價格的影響，無論是金融保險業(yè)還是房地產(chǎn)及建筑行業(yè)，其解釋力均不顯著，公允價值調(diào)整額缺乏增量價值相關(guān)性。
綜合以上分析可以看出，雖然公允價值作為一種新的計量屬性已經(jīng)應(yīng)用了幾年，但是股票投資人等信息使用者并不會將公允價值調(diào)整額的大小作為決策的重要依據(jù)，對于公允價值調(diào)整金額，信息使用者僅僅給予有限度的關(guān)注。
（二）政策建議
我國企業(yè)會計準(zhǔn)則已經(jīng)實現(xiàn)了與國際財務(wù)報告準(zhǔn)則的實質(zhì)性趨同，然而在國際財務(wù)報告準(zhǔn)則中，75%的現(xiàn)行國際財務(wù)報告準(zhǔn)則運用了公允價值，為促進(jìn)與國際財務(wù)報告準(zhǔn)則的持續(xù)性趨同，推動公允價值在我國會計實踐中更廣泛的運用，本文提出以下建議：第一，積極培育公允價值應(yīng)用的市場條件。第二，建立專門的公允價值會計準(zhǔn)則。如在信息披露方面，要求企業(yè)主體對公允價值的計價方法、估值依據(jù)等信息予以披露和說明，從而更好地保護(hù)投資者的利益。
（注:本文系教育部第六批高等學(xué)校特色專業(yè)建設(shè)基金項目，項目編號：TS11882，研究期限：2010年5月-2012年12月；天津市普通高等學(xué)校品牌專業(yè)建設(shè)，項目編號：2010年度第147號）
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