一、研究背景

2006年2月15日财政部公布的新《企业会计准则》,除部分长期资产减值转回和国家控制企业关联方认定等极少数问题外,实现了与国际财务报告准则的趋同。我国在考虑国情的基础上,全面引入了公允价值计量属性,在38项具体准则中,分别有19项具体准则和12项具体准则在初始计量和后续计量中涉及到公允价值的运用,有14项具体准则在信息披露中涉及到公允价值的运用。

我国新会计准则的基本准则中提出了财务会计报告的目标:向财务报告使用者提供与企业财务状况、经营成果和现金流量等有关的会计信息,反映企业管理层受托责任履行情况,有助于财务会计报告使用者作出经济决策。而且对会计信息质量也提出了同时保证可靠性和相关性的要求,企业应当以实际发生的交易或者事项为依据进行会计确认、计量和报告,如实反映符合确认和计量要求的各项会计要素及其他相关信息,保证会计信息真实可靠、内容完整;企业提供的会计信息应当与财务会计报告使用者的经济决策需要相关,有助于财务会计报告使用者对企业过去、现在或者未来的情况作出评价或者预测。

新会计准则中受托责任观与决策有用观的融合、可靠性和相关性的兼顾,为公允价值计量模式的引入奠定了基础,同时为公允价值的运用提供了支持,这也为研究我国企业执行新会计准则后是否提高了财务报告的价值相关性,尤其是公允价值相关信息的价值相关性提供了契机。新会计准则实施后,企业、投资者和监管部门关注的问题是公允价值的有用性究竟如何,公允价值信息是否具有价值相关性?本文拟在借鉴国内外相关研究成果的基础上,对这些问题进行了研究,以期为我国企业的信息使用者和监管机构提供有益的参考。

二、基于我国国情的会计信息价值相关性分析

价值相关性本身并没有明确的定义,多数学者认为,会计信息的价值相关性就是指会计信息是否有助于信息使用者的决策。对价值相关性的研究多是基于准则制定目的的研究,判断会计数据的有用性或潜在的有用性。价值相关性与会计信息质量特征中的“相关性”并非相同的概念。相关性是指会计信息系统提供的会计信息应该与使用者的决策相关(杜兴强,2005)。两者的共同之处在于,二者都是指会计信息与信息使用者的决策相关,但会计信息的相关性是会计信息本身的质量特征,是在会计信息提供给信息使用者之前就已经存在的特征,而会计信息的价值相关性则是基于准则制定角度对会计信息对信息使用者是否有用的判断,是通过分析会计信息提供给信息使用者后,信息使用者的反应来确定的。具有相关性质量特征的会计信息可能从准则制定的角度看对信息使用者具有价值相关性,具有价值相关性的会计信息一定是具有相关性这一质量特征的。

会计信息立足于我国国情分析会计信息的价值相关性,就要从我国会计准则的制定目标入手,判断会计信息是否能够满足我国财务报告的目标和对会计信息的质量要求。在新会计准则颁布以前,我国财务报告的目标是以受托责任观为主的,在会计信息的相关性和可靠性两个质量特征中也更侧重可靠性。我国长期对会计信息可靠性的重视,使会计信息能够满足受托责任观的要求,并具备了可靠性,但在相关性方面有所欠缺。新会计准则同时强调了决策有用观和受托责任观两个目标,并全面引入公允价值这一计量属性,注重了会计信息的相关性。从我国目前的情况来看,会计信息若要具备价值相关性,就需要相关、及时、可理解并且还要满足投资者对透明度的要求。相关性是会计信息具有价值相关性的必要条件,我国投资者近年来对资本市场和企业会计信息的关注使会计信息的及时性也显得尤为重要,但投资者的信息获取途径有限、信息处理能力不成熟,又要求会计信息要有充分的透明度并易于理解。唯此,信息使用者才有可能对会计信息作出正确的投资决策,会计信息对于信息使用者来说才真正的“有用”。

三、新准则颁布后公允价值价值相关性的实证检验

(一)国内外相关文献综述

国外对公允价值的价值相关性和信息含量的实证研究基本集中于1991年FAS107《金融工具公允价值的披露》公布之后,研究的主要对象是金融工具的价值相关性和信息含量,这些研究多数选取商业银行的数据作为样本进行实证研究。

在FAS107《金融工具公允价值的披露》颁布前,Merrill Lynch(1992)研究发现,披露公允价值可以帮助投资者识别业绩较好的金融机构,这些金融机构的股价会受影响,企业管理层的行为模式也会因此发生改变。Barth(1994)选取1971年至1990年间银行数据作为研究样本,运用估价模型和收益模型,来判断证券投资的公允价值信息是否具有增量的价值相关性和证券投资基于公允价值的投资收益。Barth发现,在对投资证券的账面价值进行了控制之后,投资证券的公允价值与银行的股价是相关的。投资证券的公允价值估计与历史成本相比,能显著提高对股价的解释能力,但历史成本却对公允价值没有显著的增量解释能力。当运用计量误差模型后,在反映股价方面,投资证券的公允价值比历史成本的计量误差要小。此时,Barth研究的结论对于证券的利得和损失是不同的,而公允价值超出历史成本对股价解释能力的显著程度则取决于估计等式的规定。运用计量误差模型得出的结论能够证实以公允价值计量的证券利得和损失的误差是大于历史成本的。Barth认为,在对银行权益估价时,尽管投资证券的公允价值估计对投资者来说具有可靠性和相关性,但公允价值证券的利得和损失却没有显现出可靠性和相关性。Barth对其研究结论进行了解释,一种可能的解释是公允价值估计误差较小,故公允价值具有价值相关性,但是采用两年估计的公允价值计算投资证券的公允价值利得和损失时,复合的估计误差使公允价值损益不具有信息相关性;另一种更易被接受的解释是投资证券的投资损益可能被其他没有确认的资产或负债的相关损益影响所抵销。继Barth(1994)的研究之后,多位学者的相关研究也从其他角度对公允价值的价值相关性和信息含量进行了分析,结论以支持Barth结论的居多。
我国学者也对公允价值对会计信息价值相关性的影响进行了探索。邓传洲(2005)研究了1997年至2004年我国B股公司按国际会计准则第39号披露公允价值的股价反应,以及公允价值揭示对会计信息价值相关性的影响。该研究发现,公允价值信息的披露显著增加了会计盈余的价值相关性。按照公允价值计量的投资持有利得或损失具有较弱的增量解释能力,而投资的公允价值调整没有显示出价值相关性。他认为得出此结果的原因是公允价值存在着计量误差,而投资者也能看穿这一计量误差。张烨,胡倩(2007)以香港金融类上市公司为样本,主要研究了香港遵循有关公允价值的准则能否增强会计数据的解释能力。他们的研究结果表明,无论是按公允价值计量的金融资产期末价值还是公允价值变动产生的未实现收益,均对公司价格和市场收益率产生了显著的增量解释能力。谢荣,赵春光等(2007)以全部A股上市公司为样本,利用半年报数据和第三季度数据展开研究发现,半年报中采用公允价值的会计盈余和公允价值变动损益都没有得到投资者的认可,而三季报中采用公允价值的会计盈余和公允价值变动损益都得到了投资者的认可。他们认为可能的原因是,投资者在逐步认识到公允价值能够提供更加有用的信息并在投资决策中加以运用,但他们并未进行进一步的检验。路晓燕(2008)对我国上市公司2006年年报股东权益差异调节表中金融资产公允价值变动调整额相关信息的价值相关性进行了研究,得出的结论与邓传洲(2005)得出的结论类似,认为可供出售金融资产公允价值变动调整额及净资产对股票收益缺乏增量的价值相关性。

(二)研究模型和研究样本的选取

会计盈余数据决策相关性的研究是通过定价模型,以股票收益为被解释变量(报酬模型)或以股价为被解释变量(股价模型),将盈余数据同股票价格联系起来。我国学者对公允价值信息价值相关性的研究多借鉴Ohlson(1995)的剩余收益估价模型,将其作为研究的基础模型,因为此模型能够将股票价格用净资产和盈余来解释,以检验通过改善计量方法是否能增强信息的决策有用性。Ohlson(1995)模型为:

Pt=BVt αXt βVt(1)

在模型中,Pt为公司的价值(公司的股票价格)、BVt为公司的每股账面价值,Xt为公司当期的超额盈余,Vt为影响公司价值的其他因素。

另外,在较为典型的研究公允价值信息相关性的文献中,如Barth(1994)和Nelson(1996),研究所使用的模型非常适用于美国上市公司,但其中涉及的变量并不适用于我国上市公司。

Barth(1994)研究中所用的价格模型和收益模型为:

MVEit=β0t β1tBVE β2tBINV β3tFINV μit (2)

Rit=β0t β1ΔEbit β2tRSGLit β3tFSGLit μit(3)

Rit=β0t β1Ebit β2tRSGLit β3tFSGLit μit(4)

其中,MVEit为普通股市值,BVEb为扣除证券投资后的普通股账面价值,BINV为根据GAAP计算的证券投资账面价值,FINV为账面投资的公允价值,Eb为扣除证券持有利得(损失)的盈余,RSGL为根据GAAP计算的证券投资持有利得(损失),FSGL为证券投资持有利得(损失)的公允价值。

三个模型中证券投资的账面价值在美国上市公司的年度报告中要求披露,但我国上市公司并无强制披露要求。同样Nelson(1996)的研究模型中也包含了各项投资证券账面价值与公允价值差异等变量,这些是在我国公司年度报告中难以全部获得的信息。

基于以上分析,本文拟选用Ohlson(1995)的剩余股价模型作为基础模型,借鉴其他对公允价值信息相关性进行检验的相关文献,本文选取股价模型(5)检验公允价值信息对公司的即期股价是否有价值相关性。

Pit=BVit αXit βVit(5)

其中:Pit为上市公司i在t期普通股股价,BVit为上市公司i在t期的每股账面价值,Xit为上市公司i在t期的超额盈余,Vit为影响公司价值的其他因素。

选取收益模型(6)以检验公允价值信息对公司的某期收益是否有价值相关性。

Rit=EPSit αXit βVit(6)

其中:Rit为上市公司i在t期的回报,Xit为上市公司i在t期的超额盈余,Vit为影响公司价值的其他因素。

结合我国具体情况,两基础模型扩展为:

模型1 Pit=α βBVit γ△EPSit κLNA λYEAR ε

(7)

其中:Pit为上市公司i在t期普通股股价,股票价格Pit采用上市公司公布年度报后,第一个交易日的经复权处理的股价(多数为当日股价),经过指数调整至5月5日的股价;BVit为上市公司i在t期的每股净资产;ΔEPSit为上市公司i在t期的每股超额收益;LNA为上市公司的资产总规模的自然对数;YEAR为年度,2007年赋值为1,2008年赋值为2。(LNA和YEAR为控制变量,ε为随机误差)

模型2 Rit=α βEPSit γ△EPSit κLNA λYEAR ε

(8)

其中:Rit为上市公司i在t期的回报,采用数据库中的年回报数据,对于在年度中期上市的公司(或进行债务重组改变行业的公司),采用上市后月份至12月的每月回报计算年度回报:Rit=∏(1 Rim)-1,m=1,2……12,m为月份;EPSit为上市公司i在t期的每股收益;ΔEPSit为上市公司i在t期的每股超额收益;LNA为上市公司的资产总规模的自然对数;YEAR为年度,2007年赋值为1,2008年赋值为2。(LNA和YEAR为控制变量,ε为随机误差)

本文拟选取我国沪深两市全部金融类上市公司2007年和2008年的相关数据作为样本,因为金融类公司具有投资行为大致类似的特点,投资的同质性可以消除样本行业差异的影响,使研究结论更为准确。另外,金融业采用公允价值计量方式最为广泛和普遍,并且金融企业在各行业中持有以公允价值计量的金融资产和金融负债金额和比例最大,具有典型性。相关数据取自WIND金融数据库和锐思数据库及上市公司的年度报告。

(三)研究样本的描述统计

在2008年和2009年4月30日,我国上市的金融类公司2007年、2008年均为27家(以财政部会计准则执行情况分析的划分标准为依据)(见表1)。截至2008年12月31日,我国上市的金融企业中包括14家银行、3家保险公司、两家信托公司和8家证券公司。


27家上市金融企业2008年以公允价值计量的金融资产中,交易性金融资产同比略有下降,而衍生金融资产和可供出售金融资产同比增幅都超过了10%,以公允价值计量的负债中,衍生金融负债同比增长106.11%,交易性金融负债同比下跌27.66%。(见表2)



各上市金融企业持有以公允价值计量的金融资产、负债及公允价值变动损益差别较大,由描述统计可见,各会计科目的最大值均远远大于各公司的平均值。在各个项目中,交易性金融资产2007年和2008年的平均持有量变化最小,而2008年金融类上市公司的公允价值变动损益平均值由2007年的5.54亿元减少至-10.94亿元。(见表4、表5)



(四)模型回归结果

对基础模型扩展后的股价模型和价格模型中的部分变量,有以公允模式计量的部分也有以账面价值计量的部分,本文拟采用分步回归的方法,逐步对相关的变量进行拆分,以获得准确的回归结果。

1.股价模型的分步回归结果

首先,本文运用扩展后的基础模型进行回归,模型为:

Pit=α βBVit γ△EPSit κLNA λYEAR ε(9)

(回归结果见表9)

而后,将每股净资产拆分为两部分:不以公允价值计量模式进行后续计量的每股净资产和每股以公允价值进行后续计量的净资产。模型如下:

Pit=α βNBVit δFVit γ△EPSit κLNA λYEAR ε

(10)

其中NBVit为上市公司i在t期不以公允价值计量模式进行后续计量的每股净资产;FVit为上市公司i在t期每股以公允价值进行后续计量的净资产。(回归结果见表10)

最后,在将每股净资产拆分的基础上,对超额每股收益进行拆分。将超额每股收益拆分为由公允价值变动损益带来的超额每股收益(2007年为新准则实施的第一年,全部公允价值变动损益都为非预期的损益,2008年非预期的公允价值变动损益为2008年公允价值变动损益与2007年公允价值变动损益之差)和由其他原因产生的超额每股收益。模型如下:

Pit=α βNBVit δFVit γ△FEPSit ν△NFEPSit κLNA

λYEAR ε(11)

其中ΔFEPSit为上市公司i在t期公允价值损益带来的超额每股收益,ΔNFEPSit为上市公司i在t期不含公允价值损益的超额每股收益。(回归结果见表11)



2.收益模型的分步回归结果

首先,本文运用扩展后的基础模型进行回归,模型为:

Rit=α βEPSit γ△EPSit κLNA λYEAR ε(12)

(回归结果见表12)

其次,将每股收益拆分为三部分:不包括公允价值变动损益的每股收益和包括公允价值变动损益的每股收益,并将公允价值变动计入所有者权益的部分,纳入研究范围。

Rit=α βBEPSit δFVPSit ζAFSPSit γ△EPSit

κLNA λYEAR ε(13)

其中,BEPSit为上市公司i在t期不包括公允价值变动损益的每股收益;FVPSit为上市公司i在t期公允价值变动损益的每股收益;AFSPSit为上市公司i在t期每股公允价值变动计入所有者权益的部分。(回归结果见表13)

最后,在将每股收益进行拆分的基础上,对超额每股收益进行拆分,将超额每股收益拆分为由公允价值变动损益带来的超额每股收益(2007年为新准则实施的第一年,全部公允价值变动损益都为非预期的损益,2008年非预期的公允价值变动损益为2008年公允价值变动损益与2007年公允价值变动损益之差)和由其他原因产生的超额每股收益,模型为:

Rit=α βBEPSit δFVPSit ζAFSPSit γ△FEPSit

ν△NFEPSit κLNA λYEAR ε(14)

其中,ΔFEPSit为上市公司i在t期公允价值损益带来的超额每股收益;ΔNFEPSit为上市公司i在t期不含公允价值损益的超额每股收益。(回归结果见表14)



(五)回归结果分析与结论

由表9至11可以看出,在股价模型中,扩展后基础模型的拟合优度较高,调整后R2为73.8%,年度、资产总额自然对数和每股净资产(每股净资产系数显著为正)的回归系数显著,超额每股收益的系数不显著。在将每股净资产变量进行拆分后,回归模型的拟合优度更高,调整后R2为77.4%,年度、资产总额自然对数、每股不以公允价值计量模式进行后续计量的净资产和每股以公允价值进行后续计量的净资产变量的回归系数显著,其中由每股净资产拆分的两个变量系数显著为正,超额每股收益的系数不显著。在进一步将超额每股收益进行拆分,调整后R2达到78%,年度、资产总额自然对数、每股不以公允价值计量模式进行后续计量的净资产和每股以公允价值进行后续计量的净资产变量的系数显著,但由非公允价值变动损益带来的超额每股收益和由公允价值变动损益产生的超额每股收益两变量的系数不显著。年度、资产总额自然对数、每股不以公允价值计量模式进行后续计量的净资产和每股以公允价值进行后续计量的净资产对股价具有显著的解释能力,系数符号与前一模型相同,每股不以公允价值计量模式进行后续计量的净资产和每股以公允价值进行后续计量的净资产对于股价来说都具有价值相关性。
由表12、表13和表14可以看出,在收益模型中,扩展后的基础模型调整后R2为68.1%,拟合优度较好,年度、资产总额自然对数和超额每股收益变量的系数均显著,超额每股收益的系数显著为正,而每股收益变量的系数不显著。拆分每股收益后,调整后R2为65.4%,系数显著的变量为年度、资产总额自然对数和超额每股收益(超额每股收益的系数显著为正),每股公允价值变动损益和每股计入所有者权益的可供出售金融资产公允价值变动的系数不显著。拆分超额每股收益,进行模型的调整后R2为64.7%,系数显著的变量为年度、资产总额自然对数和由公允价值变动损益产生的超额每股收益(由公允价值变动损益产生的超额每股收益系数显著为正),每股非公允价值变动损益、每股公允价值变动损益、每股计入所有者权益的可供出售金融资产公允价值变动和由非公允价值变动损益带来的超额每股收益系数不显著。可见,年度、资产总额自然对数和由公允价值变动损益产生的超额每股收益,这几个变量对年度回报率有显著的解释能力,而其他变量的解释能力较弱。在与公允价值信息相关的变量中,由公允价值变动损益产生的超额每股收益对年度回报率有显著的解释能力,系数显著为正,具有价值相关性。

四、本文结论与政策建议

通过本文实证研究部分对价格模型和收益模型的分步回归结果的分析可以看出,我国上市公司与公允价值相关的信息具有一定的价值相关性。新会计准则对公允价值的引入,在一定程度上提升了财务报告信息的信息含量。但从回归结果中也不难看出,并非所有与公允价值相关的变量都具有价值相关性,其原因可能是由于相关信息本身不具有价值相关性,也有可能是由回归模型和所选样本本身的局限造成的。相信在未来,当我国企业运用公允价值计量属性更为熟练,运用时间也较长后,相关的研究会更进一步对本文的结论进行扩充。

我国的资本市场与美国等资本市场发达的国家和地区相比,起步较晚,还处于初级阶段。上市公司的公司治理机制和财务体系并不非常完备,而且投资者也不够成熟。新会计准则的颁布和公允价值这一计量属性的引入,对于我国的企业和投资者来说都是一个挑战。可喜的是,从2007年和2008年的情况来看(根据2007年和2008年财政部发布的《我国上市公司执行企业会计准则情况分析报告》),我国上市公司运用新会计准则的情况总体较好,大多数上市公司也能合规应用公允价值,公允价值信息的价值相关性也得到了验证,但也有若干问题需要上市公司或相关监管机构注意。

第一,上市公司取得公允价值的途径多是通过活跃市场报价获得的,经济危机到来时,金融工具的活跃市场报价难以取得,上市公司对金融工具的估值能力就显得不足,相关部门应提供给上市公司详细的估值办法指南,便于上市公司参照操作。

第二,我国上市公司会计人员的整体水平仍有待提高。会计工作的功能现今已从簿记转向管理职能,信息使用者对会计信息的需求也不再是净利润、净资产等几个数字,会计人员的专业素质显得更为重要。上市公司需要引进熟悉会计准则并能灵活运用会计准则的高素质人才。另外,相关部门应该继续加强对上市公司会计人员的培训。

第三,有部分上市公司在年度报告中,直接援引会计准则中列示的规范公允价值信息披露的原文,并未根据自身情况制定适合公司本身的公允价值确认、计量、列报规定和金融资产减值判定方法,相关信息的披露也没有一致的格式或算法,使得在经济危机中金融资产大幅减值的少数上市公司在年报中分散披露重要信息或避免披露金融工具的取得价格,从而误导信息使用者。这些问题仍有待相关部门出台管理办法,保护信息使用者的利益。