一、研究背景
2006年2月15日財政部公布的新《企業會計準則》,除部分長期資產減值轉回和國家控制企業關聯方認定等極少數問題外,實現了與國際財務報告準則的趨同。我國在考慮國情的基礎上,全面引入了公允價值計量屬性,在38項具體準則中,分別有19項具體準則和12項具體準則在初始計量和后續計量中涉及到公允價值的運用,有14項具體準則在信息披露中涉及到公允價值的運用。
我國新會計準則的基本準則中提出了財務會計報告的目標:向財務報告使用者提供與企業財務狀況、經營成果和現金流量等有關的會計信息,反映企業管理層受托責任履行情況,有助于財務會計報告使用者作出經濟決策。而且對會計信息質量也提出了同時保證可靠性和相關性的要求,企業應當以實際發生的交易或者事項為依據進行會計確認、計量和報告,如實反映符合確認和計量要求的各項會計要素及其他相關信息,保證會計信息真實可靠、內容完整;企業提供的會計信息應當與財務會計報告使用者的經濟決策需要相關,有助于財務會計報告使用者對企業過去、現在或者未來的情況作出評價或者預測。
新會計準則中受托責任觀與決策有用觀的融合、可靠性和相關性的兼顧,為公允價值計量模式的引入奠定了基礎,同時為公允價值的運用提供了支持,這也為研究我國企業執行新會計準則后是否提高了財務報告的價值相關性,尤其是公允價值相關信息的價值相關性提供了契機。新會計準則實施后,企業、投資者和監管部門關注的問題是公允價值的有用性究竟如何,公允價值信息是否具有價值相關性?本文擬在借鑒國內外相關研究成果的基礎上,對這些問題進行了研究,以期為我國企業的信息使用者和監管機構提供有益的參考。
二、基于我國國情的會計信息價值相關性分析
價值相關性本身并沒有明確的定義,多數學者認為,會計信息的價值相關性就是指會計信息是否有助于信息使用者的決策。對價值相關性的研究多是基于準則制定目的的研究,判斷會計數據的有用性或潛在的有用性。價值相關性與會計信息質量特征中的“相關性”并非相同的概念。相關性是指會計信息系統提供的會計信息應該與使用者的決策相關(杜興強,2005)。兩者的共同之處在于,二者都是指會計信息與信息使用者的決策相關,但會計信息的相關性是會計信息本身的質量特征,是在會計信息提供給信息使用者之前就已經存在的特征,而會計信息的價值相關性則是基于準則制定角度對會計信息對信息使用者是否有用的判斷,是通過分析會計信息提供給信息使用者后,信息使用者的反應來確定的。具有相關性質量特征的會計信息可能從準則制定的角度看對信息使用者具有價值相關性,具有價值相關性的會計信息一定是具有相關性這一質量特征的。
會計信息立足于我國國情分析會計信息的價值相關性,就要從我國會計準則的制定目標入手,判斷會計信息是否能夠滿足我國財務報告的目標和對會計信息的質量要求。在新會計準則頒布以前,我國財務報告的目標是以受托責任觀為主的,在會計信息的相關性和可靠性兩個質量特征中也更側重可靠性。我國長期對會計信息可靠性的重視,使會計信息能夠滿足受托責任觀的要求,并具備了可靠性,但在相關性方面有所欠缺。新會計準則同時強調了決策有用觀和受托責任觀兩個目標,并全面引入公允價值這一計量屬性,注重了會計信息的相關性。從我國目前的情況來看,會計信息若要具備價值相關性,就需要相關、及時、可理解并且還要滿足投資者對透明度的要求。相關性是會計信息具有價值相關性的必要條件,我國投資者近年來對資本市場和企業會計信息的關注使會計信息的及時性也顯得尤為重要,但投資者的信息獲取途徑有限、信息處理能力不成熟,又要求會計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對會計信息作出正確的投資決策,會計信息對于信息使用者來說才真正的“有用”。
三、新準則頒布后公允價值價值相關性的實證檢驗
(一)國內外相關文獻綜述
國外對公允價值的價值相關性和信息含量的實證研究基本集中于1991年FAS107《金融工具公允價值的披露》公布之后,研究的主要對象是金融工具的價值相關性和信息含量,這些研究多數選取商業銀行的數據作為樣本進行實證研究。
在FAS107《金融工具公允價值的披露》頒布前,Merrill Lynch(1992)研究發現,披露公允價值可以幫助投資者識別業績較好的金融機構,這些金融機構的股價會受影響,企業管理層的行為模式也會因此發生改變。Barth(1994)選取1971年至1990年間銀行數據作為研究樣本,運用估價模型和收益模型,來判斷證券投資的公允價值信息是否具有增量的價值相關性和證券投資基于公允價值的投資收益。Barth發現,在對投資證券的賬面價值進行了控制之后,投資證券的公允價值與銀行的股價是相關的。投資證券的公允價值估計與歷史成本相比,能顯著提高對股價的解釋能力,但歷史成本卻對公允價值沒有顯著的增量解釋能力。當運用計量誤差模型后,在反映股價方面,投資證券的公允價值比歷史成本的計量誤差要小。此時,Barth研究的結論對于證券的利得和損失是不同的,而公允價值超出歷史成本對股價解釋能力的顯著程度則取決于估計等式的規定。運用計量誤差模型得出的結論能夠證實以公允價值計量的證券利得和損失的誤差是大于歷史成本的。Barth認為,在對銀行權益估價時,盡管投資證券的公允價值估計對投資者來說具有可靠性和相關性,但公允價值證券的利得和損失卻沒有顯現出可靠性和相關性。Barth對其研究結論進行了解釋,一種可能的解釋是公允價值估計誤差較小,故公允價值具有價值相關性,但是采用兩年估計的公允價值計算投資證券的公允價值利得和損失時,復合的估計誤差使公允價值損益不具有信息相關性;另一種更易被接受的解釋是投資證券的投資損益可能被其他沒有確認的資產或負債的相關損益影響所抵銷。繼Barth(1994)的研究之后,多位學者的相關研究也從其他角度對公允價值的價值相關性和信息含量進行了分析,結論以支持Barth結論的居多。
我國學者也對公允價值對會計信息價值相關性的影響進行了探索。鄧傳洲(2005)研究了1997年至2004年我國B股公司按國際會計準則第39號披露公允價值的股價反應,以及公允價值揭示對會計信息價值相關性的影響。該研究發現,公允價值信息的披露顯著增加了會計盈余的價值相關性。按照公允價值計量的投資持有利得或損失具有較弱的增量解釋能力,而投資的公允價值調整沒有顯示出價值相關性。他認為得出此結果的原因是公允價值存在著計量誤差,而投資者也能看穿這一計量誤差。張燁,胡倩(2007)以香港金融類上市公司為樣本,主要研究了香港遵循有關公允價值的準則能否增強會計數據的解釋能力。他們的研究結果表明,無論是按公允價值計量的金融資產期末價值還是公允價值變動產生的未實現收益,均對公司價格和市場收益率產生了顯著的增量解釋能力。謝榮,趙春光等(2007)以全部A股上市公司為樣本,利用半年報數據和第三季度數據展開研究發現,半年報中采用公允價值的會計盈余和公允價值變動損益都沒有得到投資者的認可,而三季報中采用公允價值的會計盈余和公允價值變動損益都得到了投資者的認可。他們認為可能的原因是,投資者在逐步認識到公允價值能夠提供更加有用的信息并在投資決策中加以運用,但他們并未進行進一步的檢驗。路曉燕(2008)對我國上市公司2006年年報股東權益差異調節表中金融資產公允價值變動調整額相關信息的價值相關性進行了研究,得出的結論與鄧傳洲(2005)得出的結論類似,認為可供出售金融資產公允價值變動調整額及凈資產對股票收益缺乏增量的價值相關性。
(二)研究模型和研究樣本的選取
會計盈余數據決策相關性的研究是通過定價模型,以股票收益為被解釋變量(報酬模型)或以股價為被解釋變量(股價模型),將盈余數據同股票價格聯系起來。我國學者對公允價值信息價值相關性的研究多借鑒Ohlson(1995)的剩余收益估價模型,將其作為研究的基礎模型,因為此模型能夠將股票價格用凈資產和盈余來解釋,以檢驗通過改善計量方法是否能增強信息的決策有用性。Ohlson(1995)模型為:
Pt=BVt αXt βVt(1)
在模型中,Pt為公司的價值(公司的股票價格)、BVt為公司的每股賬面價值,Xt為公司當期的超額盈余,Vt為影響公司價值的其他因素。
另外,在較為典型的研究公允價值信息相關性的文獻中,如Barth(1994)和Nelson(1996),研究所使用的模型非常適用于美國上市公司,但其中涉及的變量并不適用于我國上市公司。
Barth(1994)研究中所用的價格模型和收益模型為:
MVEit=β0t β1tBVE β2tBINV β3tFINV μit (2)
Rit=β0t β1ΔEbit β2tRSGLit β3tFSGLit μit(3)
Rit=β0t β1Ebit β2tRSGLit β3tFSGLit μit(4)
其中,MVEit為普通股市值,BVEb為扣除證券投資后的普通股賬面價值,BINV為根據GAAP計算的證券投資賬面價值,FINV為賬面投資的公允價值,Eb為扣除證券持有利得(損失)的盈余,RSGL為根據GAAP計算的證券投資持有利得(損失),FSGL為證券投資持有利得(損失)的公允價值。
三個模型中證券投資的賬面價值在美國上市公司的年度報告中要求披露,但我國上市公司并無強制披露要求。同樣Nelson(1996)的研究模型中也包含了各項投資證券賬面價值與公允價值差異等變量,這些是在我國公司年度報告中難以全部獲得的信息。
基于以上分析,本文擬選用Ohlson(1995)的剩余股價模型作為基礎模型,借鑒其他對公允價值信息相關性進行檢驗的相關文獻,本文選取股價模型(5)檢驗公允價值信息對公司的即期股價是否有價值相關性。
Pit=BVit αXit βVit(5)
其中:Pit為上市公司i在t期普通股股價,BVit為上市公司i在t期的每股賬面價值,Xit為上市公司i在t期的超額盈余,Vit為影響公司價值的其他因素。
選取收益模型(6)以檢驗公允價值信息對公司的某期收益是否有價值相關性。
Rit=EPSit αXit βVit(6)
其中:Rit為上市公司i在t期的回報,Xit為上市公司i在t期的超額盈余,Vit為影響公司價值的其他因素。
結合我國具體情況,兩基礎模型擴展為:
模型1 Pit=α βBVit γ△EPSit κLNA λYEAR ε
(7)
其中:Pit為上市公司i在t期普通股股價,股票價格Pit采用上市公司公布年度報后,第一個交易日的經復權處理的股價(多數為當日股價),經過指數調整至5月5日的股價;BVit為上市公司i在t期的每股凈資產;ΔEPSit為上市公司i在t期的每股超額收益;LNA為上市公司的資產總規模的自然對數;YEAR為年度,2007年賦值為1,2008年賦值為2。(LNA和YEAR為控制變量,ε為隨機誤差)
模型2 Rit=α βEPSit γ△EPSit κLNA λYEAR ε
(8)
其中:Rit為上市公司i在t期的回報,采用數據庫中的年回報數據,對于在年度中期上市的公司(或進行債務重組改變行業的公司),采用上市后月份至12月的每月回報計算年度回報:Rit=∏(1 Rim)-1,m=1,2……12,m為月份;EPSit為上市公司i在t期的每股收益;ΔEPSit為上市公司i在t期的每股超額收益;LNA為上市公司的資產總規模的自然對數;YEAR為年度,2007年賦值為1,2008年賦值為2。(LNA和YEAR為控制變量,ε為隨機誤差)
本文擬選取我國滬深兩市全部金融類上市公司2007年和2008年的相關數據作為樣本,因為金融類公司具有投資行為大致類似的特點,投資的同質性可以消除樣本行業差異的影響,使研究結論更為準確。另外,金融業采用公允價值計量方式最為廣泛和普遍,并且金融企業在各行業中持有以公允價值計量的金融資產和金融負債金額和比例最大,具有典型性。相關數據取自WIND金融數據庫和銳思數據庫及上市公司的年度報告。
(三)研究樣本的描述統計
在2008年和2009年4月30日,我國上市的金融類公司2007年、2008年均為27家(以財政部會計準則執行情況分析的劃分標準為依據)(見表1)。截至2008年12月31日,我國上市的金融企業中包括14家銀行、3家保險公司、兩家信托公司和8家證券公司。
27家上市金融企業2008年以公允價值計量的金融資產中,交易性金融資產同比略有下降,而衍生金融資產和可供出售金融資產同比增幅都超過了10%,以公允價值計量的負債中,衍生金融負債同比增長106.11%,交易性金融負債同比下跌27.66%。(見表2)
各上市金融企業持有以公允價值計量的金融資產、負債及公允價值變動損益差別較大,由描述統計可見,各會計科目的最大值均遠遠大于各公司的平均值。在各個項目中,交易性金融資產2007年和2008年的平均持有量變化最小,而2008年金融類上市公司的公允價值變動損益平均值由2007年的5.54億元減少至-10.94億元。(見表4、表5)
(四)模型回歸結果
對基礎模型擴展后的股價模型和價格模型中的部分變量,有以公允模式計量的部分也有以賬面價值計量的部分,本文擬采用分步回歸的方法,逐步對相關的變量進行拆分,以獲得準確的回歸結果。
1.股價模型的分步回歸結果
首先,本文運用擴展后的基礎模型進行回歸,模型為:
Pit=α βBVit γ△EPSit κLNA λYEAR ε(9)
(回歸結果見表9)
而后,將每股凈資產拆分為兩部分:不以公允價值計量模式進行后續計量的每股凈資產和每股以公允價值進行后續計量的凈資產。模型如下:
Pit=α βNBVit δFVit γ△EPSit κLNA λYEAR ε
(10)
其中NBVit為上市公司i在t期不以公允價值計量模式進行后續計量的每股凈資產;FVit為上市公司i在t期每股以公允價值進行后續計量的凈資產。(回歸結果見表10)
最后,在將每股凈資產拆分的基礎上,對超額每股收益進行拆分。將超額每股收益拆分為由公允價值變動損益帶來的超額每股收益(2007年為新準則實施的第一年,全部公允價值變動損益都為非預期的損益,2008年非預期的公允價值變動損益為2008年公允價值變動損益與2007年公允價值變動損益之差)和由其他原因產生的超額每股收益。模型如下:
Pit=α βNBVit δFVit γ△FEPSit ν△NFEPSit κLNA
λYEAR ε(11)
其中ΔFEPSit為上市公司i在t期公允價值損益帶來的超額每股收益,ΔNFEPSit為上市公司i在t期不含公允價值損益的超額每股收益。(回歸結果見表11)
2.收益模型的分步回歸結果
首先,本文運用擴展后的基礎模型進行回歸,模型為:
Rit=α βEPSit γ△EPSit κLNA λYEAR ε(12)
(回歸結果見表12)
其次,將每股收益拆分為三部分:不包括公允價值變動損益的每股收益和包括公允價值變動損益的每股收益,并將公允價值變動計入所有者權益的部分,納入研究范圍。
Rit=α βBEPSit δFVPSit ζAFSPSit γ△EPSit
κLNA λYEAR ε(13)
其中,BEPSit為上市公司i在t期不包括公允價值變動損益的每股收益;FVPSit為上市公司i在t期公允價值變動損益的每股收益;AFSPSit為上市公司i在t期每股公允價值變動計入所有者權益的部分。(回歸結果見表13)
最后,在將每股收益進行拆分的基礎上,對超額每股收益進行拆分,將超額每股收益拆分為由公允價值變動損益帶來的超額每股收益(2007年為新準則實施的第一年,全部公允價值變動損益都為非預期的損益,2008年非預期的公允價值變動損益為2008年公允價值變動損益與2007年公允價值變動損益之差)和由其他原因產生的超額每股收益,模型為:
Rit=α βBEPSit δFVPSit ζAFSPSit γ△FEPSit
ν△NFEPSit κLNA λYEAR ε(14)
其中,ΔFEPSit為上市公司i在t期公允價值損益帶來的超額每股收益;ΔNFEPSit為上市公司i在t期不含公允價值損益的超額每股收益。(回歸結果見表14)
(五)回歸結果分析與結論
由表9至11可以看出,在股價模型中,擴展后基礎模型的擬合優度較高,調整后R2為73.8%,年度、資產總額自然對數和每股凈資產(每股凈資產系數顯著為正)的回歸系數顯著,超額每股收益的系數不顯著。在將每股凈資產變量進行拆分后,回歸模型的擬合優度更高,調整后R2為77.4%,年度、資產總額自然對數、每股不以公允價值計量模式進行后續計量的凈資產和每股以公允價值進行后續計量的凈資產變量的回歸系數顯著,其中由每股凈資產拆分的兩個變量系數顯著為正,超額每股收益的系數不顯著。在進一步將超額每股收益進行拆分,調整后R2達到78%,年度、資產總額自然對數、每股不以公允價值計量模式進行后續計量的凈資產和每股以公允價值進行后續計量的凈資產變量的系數顯著,但由非公允價值變動損益帶來的超額每股收益和由公允價值變動損益產生的超額每股收益兩變量的系數不顯著。年度、資產總額自然對數、每股不以公允價值計量模式進行后續計量的凈資產和每股以公允價值進行后續計量的凈資產對股價具有顯著的解釋能力,系數符號與前一模型相同,每股不以公允價值計量模式進行后續計量的凈資產和每股以公允價值進行后續計量的凈資產對于股價來說都具有價值相關性。
由表12、表13和表14可以看出,在收益模型中,擴展后的基礎模型調整后R2為68.1%,擬合優度較好,年度、資產總額自然對數和超額每股收益變量的系數均顯著,超額每股收益的系數顯著為正,而每股收益變量的系數不顯著。拆分每股收益后,調整后R2為65.4%,系數顯著的變量為年度、資產總額自然對數和超額每股收益(超額每股收益的系數顯著為正),每股公允價值變動損益和每股計入所有者權益的可供出售金融資產公允價值變動的系數不顯著。拆分超額每股收益,進行模型的調整后R2為64.7%,系數顯著的變量為年度、資產總額自然對數和由公允價值變動損益產生的超額每股收益(由公允價值變動損益產生的超額每股收益系數顯著為正),每股非公允價值變動損益、每股公允價值變動損益、每股計入所有者權益的可供出售金融資產公允價值變動和由非公允價值變動損益帶來的超額每股收益系數不顯著。可見,年度、資產總額自然對數和由公允價值變動損益產生的超額每股收益,這幾個變量對年度回報率有顯著的解釋能力,而其他變量的解釋能力較弱。在與公允價值信息相關的變量中,由公允價值變動損益產生的超額每股收益對年度回報率有顯著的解釋能力,系數顯著為正,具有價值相關性。
四、本文結論與政策建議
通過本文實證研究部分對價格模型和收益模型的分步回歸結果的分析可以看出,我國上市公司與公允價值相關的信息具有一定的價值相關性。新會計準則對公允價值的引入,在一定程度上提升了財務報告信息的信息含量。但從回歸結果中也不難看出,并非所有與公允價值相關的變量都具有價值相關性,其原因可能是由于相關信息本身不具有價值相關性,也有可能是由回歸模型和所選樣本本身的局限造成的。相信在未來,當我國企業運用公允價值計量屬性更為熟練,運用時間也較長后,相關的研究會更進一步對本文的結論進行擴充。
我國的資本市場與美國等資本市場發達的國家和地區相比,起步較晚,還處于初級階段。上市公司的公司治理機制和財務體系并不非常完備,而且投資者也不夠成熟。新會計準則的頒布和公允價值這一計量屬性的引入,對于我國的企業和投資者來說都是一個挑戰。可喜的是,從2007年和2008年的情況來看(根據2007年和2008年財政部發布的《我國上市公司執行企業會計準則情況分析報告》),我國上市公司運用新會計準則的情況總體較好,大多數上市公司也能合規應用公允價值,公允價值信息的價值相關性也得到了驗證,但也有若干問題需要上市公司或相關監管機構注意。
第一,上市公司取得公允價值的途徑多是通過活躍市場報價獲得的,經濟危機到來時,金融工具的活躍市場報價難以取得,上市公司對金融工具的估值能力就顯得不足,相關部門應提供給上市公司詳細的估值辦法指南,便于上市公司參照操作。
第二,我國上市公司會計人員的整體水平仍有待提高。會計工作的功能現今已從簿記轉向管理職能,信息使用者對會計信息的需求也不再是凈利潤、凈資產等幾個數字,會計人員的專業素質顯得更為重要。上市公司需要引進熟悉會計準則并能靈活運用會計準則的高素質人才。另外,相關部門應該繼續加強對上市公司會計人員的培訓。
第三,有部分上市公司在年度報告中,直接援引會計準則中列示的規范公允價值信息披露的原文,并未根據自身情況制定適合公司本身的公允價值確認、計量、列報規定和金融資產減值判定方法,相關信息的披露也沒有一致的格式或算法,使得在經濟危機中金融資產大幅減值的少數上市公司在年報中分散披露重要信息或避免披露金融工具的取得價格,從而誤導信息使用者。這些問題仍有待相關部門出臺管理辦法,保護信息使用者的利益。
