投資性房地產公允價值計量模式選擇動因實證研究

2014-09-19 07:12:09王福勝程富

財經理論與實踐 2014年3期

王福勝+程富

基金項目：國家自然科學基金重點項目（71031003）、國家自然科學基金面上項目（70972097）

摘要：以2007~2012年首次采用公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的上市公司為研究樣本，利用二元Logistic回歸模型實證檢驗了公司管理層選擇公允價值計量模式的具體動因。結果表明，管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的可能性與盈利能力負相關，與資產負債率正相關；信息不對稱程度不會顯著影響管理層對公允價值計量模式的選擇。這說明管理層選擇公允價值計量模式只是為了提高公司的會計業績和降低公司債務水平，而不是為了向投資者提供更為相關的會計信息。

關鍵詞：投資性房地產；成本模式；公允價值模式；動因

中圖分類號：F275 文獻標識碼： A文章編號：1003-7217(2014)03-0074-06

一、引言

在新頒布的企業會計準則體系中，投資性房地產準則引起了人們的廣泛關注。根據新準則的規定，在對投資性房地產進行后續計量時，企業既可以采用成本模式，也可以采用公允價值模式。由于現階段我國房地產市場持續活躍，投資性房地產的公允價值大都高于其賬面價值，若企業采用公允價值模式對其投資性房地產進行后續計量，這將使其利潤得到大幅度提高，資產和所有者權益也將相應增加。在2007~2009年期間，存在投資性房地產的上市公司分別為630家、690家和772家，絕大部分采用成本模式計量，采用公允價值模式計量的極少，三年分別為18家、20家和25家［1］。可見，盡管公允價值計量模式能給企業帶來整體業績的改善，但現實中多數企業都不愿意選擇公允價值模式。那么，為什么大多數企業都不愿意選擇公允價值計量模式，企業在做出計量模式的選擇時會受到哪些因素的影響。

關于這些問題，現有文獻從不同角度做出了不同的回答。Ball（2006）認為，雖然公允價值計量模式的采用需要滿足特定的條件，但是公允價值計量模式會因其能夠提供更為相關的會計信息而受到偏愛［2］。而Qiang（2007）認為，成本計量模式在會計數字的契約觀下更為有效，因為成本計量模式可以降低由債權人保護、政治敏感性、稅收和訴訟產生的代理成本［3］。Quagli和Avallone(2010)基于首次采用國際財務報告準則的歐洲國家的房地產上市公司的研究發現，信息不對稱、契約效率和經理的機會主義可以解釋公司對投資性房地產公允價值計量模式的選擇［4］。劉斌和熊運蓮（2010）采用進化博弈方法證實，我國房地產上市公司的會計政策選擇并不是完全理性的，存在明顯的趨同效應［5］。劉永澤和馬妍（2011）認為，市場條件不完善、準則限制條件嚴格、相關指引缺失和會計計量理念轉變困難是投資性房地產公允價值計量模式面臨應用困境的主要原因［6］。張奇峰等（2011）以北辰實業為例，分析了企業在投資性房地產成本計量模式與公允價值計量模式之間選擇的決定因素，結果表明，北辰實業在 A 股年報中采用成本模式，而在 H 股年報中采用公允價值模式的主要原因包括：（1）兩地會計準則的差異；（2）兩地監管機構對公允價值會計的態度不同；（3）兩地投資性房地產信息披露的差異；（4）兩地資本市場成熟度與投資者理性程度的差異［7］。柳雅君和侯曉紅（2012）發現，由于采用公允價值模式的初始成本較高，可能會增加企業的所得稅費用和現金流出，引起企業盈余和股利的波動，所以較少企業會采用公允價值模式對投資性房地產進行后續計量［8］。

目前多數文獻采用規范分析和個案研究的方法分析投資性房地產后續計量模式選擇的影響因素，而很少有文獻采用實證分析的方法檢驗投資性房地產后續計量模式選擇的決定因素。盡管陳鷹（2010）從降低信息不對稱和提高管理效率兩個方面實證檢驗了企業對投資性房產選擇公允價值計量模式的影響因素［9］，但其檢驗對象只是房地產上市公司，研究結論不具有普遍性。因為其他行業中也存在采用公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的公司；同時，由于其回歸樣本中采用成本模式和公允價值模式的樣本數量相差較大，這降低了其研究結論的說服力。

基于此，本文以2007~2012年首次采用公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的所有上市公司為研究樣本進行實證分析。從公司管理層選擇公允價值模式的機會主義和效率主義兩個角度檢驗投資性房地產公允價值計量模式選擇的具體動因。

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二、理論分析與研究假設

既有研究通常運用兩種觀點解釋企業的會計政策選擇行為，即機會主義觀和效率主義觀［10］。會計政策選擇的機會主義觀認為，經理會通過選擇特定的會計方法最大化其個人財富；而會計政策選擇的效率主義觀認為，經理會通過選擇特定的會計方法最大化公司價值［11］。公司管理層選擇公允價值模式的機會主義體現為旨在影響公司的財務狀況和經營成果，國內已有很多文獻研究了投資性房地產公允價值計量模式對企業財務狀況和經營成果的影響，其中普遍被證實的觀點是：公允價值計量模式的采用會對公司業績和資本結構產生重大影響［12，13］。

依據會計政策選擇的"報酬契約假設"，管理層存在通過選擇增加收益的會計方法提高其自身報酬的動機［14］。而管理層的報酬通常又與公司業績相掛鉤，業績較差的公司管理層將遭受較低的薪酬待遇［15］；同時，公司業績還與管理層變更存在直接的關系，業績較差的公司管理層將面臨更高的被接管風險［16］。因此，當公司業績表現較差時，管理層存在利用會計政策選擇提高公司會計業績的強烈動機。在現階段我國房地產市場持續活躍的情況下，公允價值模式的采用會增加公司利潤，如陳敏和柴斌鋒（2011）發現，公允價值模式的采用會使企業盈利水平提高、凈利潤提升和凈資產增加［17］；趙彥鋒（2011）發現，雖然選用公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的上市公司較少，但是首次采用、后續考察以及境內外差異均表明，公允價值計量具有"增肥"效應，從而有可能成為利潤操縱的工具［18］。綜上所述，選擇前盈利能力較差的公司為了短暫地提高自身的盈利能力，更有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量。據此，提出假設1。

H1：管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的可能性與選擇前的盈利能力負相關。

依據會計政策選擇的"債務契約假設"，管理層存在通過選擇增加收益的會計方法避免違反債務協議的動機［14］。資產負債率是制定債務協議時經常涉及的指標，公司的資產負債率越高，其違反債務協議的概率也越高［19］。因此，當公司的資產負債率較高時，管理層存在利用會計政策選擇降低公司債務水平的強烈動機。在現階段我國房地產市場持續活躍的情況下，公允價值計量模式的采用會降低公司的資產負債率，如王蕾等（2008）發現選擇公允價值計量模式可以實現公司增加短期資產的需要［20］；歐陽愛平和潘天笑（2009）也發現采用公允價值計量模式能改善資產與負債結構，提高企業的融資能力［12］。基于以上分析，選擇前資產負債率較高的公司為了提高未來的融資能力，更有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量。據此，提出假設2。

H2：管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的可能性與選擇前的資產負債率正相關。

Bartov 和Bodnar（1996）研究發現，信息不對稱是會計政策選擇的主要影響因素之一，管理層可以通過會計政策的選擇提供更為詳細的信息，借此影響理性投資者對公司的信任或符合分析師對盈利的預測以減少股票價格的不利影響［21］。因此，公司管理層選擇公允價值模式的效率主義體現為提供更可靠、更相關的會計信息以緩解信息不對稱問題。一方面，公允價值的使用會使公司利潤產生較大波動，增強投資者的感知風險，從而可以減少管理層與投資者之間的信息不對稱；另一方面，公允價值的運用能夠向公司的債權人傳遞更多關于債務協議方面的最新信息，降低債權人的合約成本，從而可以減少股東與債權人之間的信息不對稱［4］。因此，在解決市場參與者的信息不對稱問題上，公允價值模式要比成本模式更有優勢。如果信息不對稱情形確實存在，那么管理層就有可能通過選擇公允價值模式計量投資性房地產向市場傳遞公司真實價值的信號。因此，選擇前信息不對稱程度較高的公司為了緩解信息不對稱問題，更有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量。據此，本文提出如下假設。

H3：管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的可能性與選擇前的信息不對稱程度正相關。

三、研究設計

（一）模型構建與變量設計

考慮到實證研究的因變量為二維屬性變量，構建二元Logistic回歸模型如下：

LnPFV=11－PFV=1=α0+α1ROA+α2LEV+

α3MTB+α4IPA+α5ES+α6SIZE+ε（1）

因變量FV是公允價值模式虛擬變量，當公司采用公允價值模式對投資性房地產進行后續計量時取值為1，當公司采用成本模式對投資性房地產進行后續計量時取值為0。PFV=1代表公司管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的概率。自變量包括選擇前的盈利能力（ROA）、資產負債率（LEV）和市值賬面比（MTB）。分別通過考察自變量ROA、LEV和MTB前估計的系數α1、α2和α3的符號和顯著性來檢驗假設H1、假設H2和假設H3。

與Quagli和Avallone(2010)以及陳鷹（2010）的處理方法類似，為了避免出現一年數據的隨意性，分別用公司采用公允價值模式前兩年資產凈利率和資產負債率的均值衡量選擇前的盈利能力ROA和資產負債率LEV［4，9］，并預測ROA的系數為負，LEV的系數為正。權益的市場價值捕捉的是公司的增長機會價值，權益的賬面價值近似等于公司的在位資產價值。公司權益的市場價值與其賬面價值相差越大，公司的增長機會價值與其在位資產價值相差就越大，管理層持有的私人信息就有可能越多，管理層與外部投資者之間的信息不對稱程度就有可能越高，即權益的市值賬面比與信息不對稱程度正相關［22，23］。因此，本文也以權益的市值賬面比MTB作為信息不對稱程度的代理變量，并預測MTB的系數為正。

IPA為公司投資性房地產占總資產的比重，該比重越大，公允價值計量模式對公司業績和資本結構的影響就越大，公司就越容易通過選擇公允價值模式實現其預期目標。因此，預測IPA的系數為正。依據Leuz等（2003）和Burgstahler等（2006）的研究，使用公司采用公允價值模式前4年營業利潤的標準差與經營現金凈流量的標準差的比值度量公司的收益平滑政策［24，25］。選取4年的數據是為了確保能夠捕捉和衡量營業利潤以及經營現金凈流量的波動水平，減少誤差和特異性的影響；另外，為了使收益平滑指數的大小能同方向地代表公司存在收益平滑行為可能性的大小，將該比值乘以-1，最終得到控制變量ES的取值。Quagli和Avallone(2010)發現，公司的收益平滑行為與公允價值模式的選擇負相關［4］。因此，預測ES的系數為負。SIZE為公司規模的代理變量，等于采用公允價值模式前兩年總資產均值的自然對數。Watt和Zimmerman（1978）發現，規模越大的公司，越有可能選擇減少收益的會計政策［26］。因此，預測SIZE的系數為負。

模型（1）中涉及各變量的含義及其計算方法見表1。

表1 變量設計

變量名稱

變量含義

計算方法

公允價值模式虛擬變量

后續計量模式為公允價值模式時值為1，成本模式時值為0

ROA

盈利能力

采用公允價值模式前兩年資產凈利率（凈利潤/總資產）的均值

LEV

資產負債率

采用公允價值模式前兩年資產負債率（總負債/總資產）的均值

IPA

投資性房地產比重

期初投資性房地產的賬面價值/期初總資產的賬面價值

MTB

市值賬面比

期初所有者權益的總市值/期初所有者權益的賬面價值

收益平滑指數

前4年營業利潤標準差/前4年經營活動現金流量凈額標準差

SIZE

公司規模

采用公允價值模式前2年總資產均值的自然對數

（二）樣本選取與數據來源

以2007~2012年年報中披露投資性房地產采用公允價值模式進行后續計量的上市公司為研究樣本，通過查閱上市公司的臨時公告和年報，搜集到38家采用公允價值模式的上市公司樣本。在此基礎上，剔除4家金融業上市公司，最終得到34個研究樣本。為了進行二元Logistic回歸分析，還需為研究樣本選取配對樣本。以年度、行業和規模為配對標準，從各年存在投資性房地產且采用成本模式對其進行后續計量的上市公司中選取相同行業且近似規模的34個配對樣本。各研究變量的數據來自銳思金融研究數據庫。

四、實證分析

（一）描述性統計分析

表2報告了模型（1）中各自變量的描述性統計結果。從全樣本的結果看，ROA的均值為0.013，說明樣本公司的平均盈利水平偏低；LEV的均值為0.657，說明樣本公司的平均債務水平偏高；MTB的均值為3.940，說明就平均而言，樣本公司所有權益的賬面價值與其市場價值相差甚遠，資本市場上的信息不對稱問題嚴重；IPA的均值為0.088，說明就平均而言，樣本公司的投資性房地產占總資產的比重較大；ES的均值為-1.207，說明樣本公司營業利潤波動的平均水平與其經營現金凈流量波動的平均水平相差不大，可能表明樣本公司的確存在收益平滑行為。

表2 描述性統計結果

變量

全樣本

研究組（公允價值模式）

配對組（成本模式）

研究組與配對組的比較

均值

中位數

均值

中位數

均值

中位數

t統計量

P值

ROA

0.013

0.025

-0.012

0.011

0.039

0.034

-2.747

0.008

LEV

0.657

0.597

0.799

0.642

0.514

0.541

1.830

0.072

MTB

3.940

2.131

4.761

2.317

3.120

1.909

1.320

0.194

IPA

0.088

0.046

0.112

0.074

0.065

0.022

1.676

0.099

SIZE

21.489

21.332

21.301

21.646

21.344

-0.886

0.379

-1.207

-0.474

-1.465

-0.474

-0.950

-0.579

-0.751

0.456

從研究組與配對組的比較結果看，研究組的ROA均值在1%水平上顯著小于配對組的ROA均值。說明采用公允價值模式的公司的盈利能力顯著差于采用成本模式的公司的盈利能力，這與假設H1的預期一致，即選擇前盈利能力越差的公司，越有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量；研究組的LEV均值在10%水平上顯著大于配對組的LEV均值。說明采用公允價值模式的公司的資產負債率顯著高于采用成本模式的公司的資產負債率，這與假設H2的預期一致，即選擇前資產負債率越高的公司，越有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量；雖然研究組的MTB均值大于配對組的MTB均值，但是兩者在統計上不存在顯著差異，這與假設H3的預期不一致。

由于以上分析沒有控制各變量之間的相互影響，所以還需運用多元回歸分析進一步檢驗研究假設。

（二）回歸分析

為了進一步檢驗假設H1、假設H2和假設H3，選用SPSS19.0中的"Binary Logistic"功能對模型（1）進行估計，結果見表3和表4。

表3 模型（1）的擬合優度

自由度

卡方統計量

-2對數似然值

偽R2

預測效率

24.634***

64.089

0.319

73.44%注：***表示在1%水平上顯著。

表4 模型（1）中變量系數的估計結果

變量

回歸系數

標準誤差

Wald統計量

P值

發生比率

ROA

-11.924

4.880

5.971

0.015

0.000

LEV

2.516

1.169

4.630

0.031

12.379

MTB

0.073

0.058

1.591

0.207

1.076

IPA

5.290

2.838

3.475

0.062

198.334

-0.192

0.350

0.300

0.584

0.825

SIZE

-0.034

0.289

0.014

0.906

0.967

由表3可知，卡方統計量在1%水平上顯著，表明回歸模型在總體上是顯著的，即至少有一個自變量會顯著影響因變量；偽R2為0.319，表明自變量的變化能夠解釋31.9%的因變量變化；預測效率為73.44%，表明73.44%的觀測判斷了正確的組。總之，表3中的結果表明，模型（1）的總體解釋能力較強，即能夠較好地解釋和預測公司管理層對投資性房地產后續計量模式的選擇。

由表4可知，ROA的系數為負且在5%水平上顯著，說明管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的概率與選擇前的盈利能力負相關，即支持了假設H1。表明選擇前盈利能力越差的公司越有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量。LEV的系數為正且在5%水平上顯著，說明公司管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的概率與選擇前的資產負債率正相關，即支持了假設H2。表明選擇前資產負債率越高的公司越有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量。MTB的系數為正卻不顯著，表明信息不對稱程度不會顯著影響公司管理層對公允價值計量模式的選擇，這與假設H3的預期不一致，即管理層通過選擇公允價值模式降低信息不對稱程度的觀點沒有得到證實。這可能是因為管理層選擇公允價值模式計量投資性房地產并非出于降低信息不對稱的考慮。

此外，控制變量IPA的系數為正且在10%水平上顯著，說明公司管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的概率與選擇前的投資性房地產比重正相關。表明選擇前投資性房地產占總資產比重越高的公司越有可能選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量。控制變量ES的系數為負，與前文的預測一致，但并不顯著。表明公司的收益平滑行為并不會顯著影響公司對投資性房地產后續計量模式的選擇。控制變量SIZE的系數為負，也與前文的預測一致，但也不顯著。表明政治成本假設并未得到支持，這是因為本文選取與研究樣本具有近似規模的公司作為其配對樣本，此時兩組樣本公司的規模已不存在顯著差異（見表2）。

五、結論與啟示

以2007~2012年首次選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的上市公司為研究對象，從公司管理層選擇公允價值模式的機會主義和效率主義兩個角度，實證檢驗了投資性房地產后續計量模式選擇的具體動因。結果表明，管理層選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續計量的可能性與盈利能力負相關，與資產負債率正相關；而信息不對稱程度不會顯著影響管理層對公允價值計量模式的選擇。這些結果支持了會計政策選擇的機會主義觀，而未支持會計政策選擇的效率主義觀，即管理層通過選擇公允價值模式影響公司的財務狀況和經營成果的觀點得到支持，而管理層通過選擇公允價值模式降低信息不對稱程度的觀點沒有得到證實。表明管理層選擇公允價值模式只是為了提高公司的會計業績和降低公司的債務水平，而不是為了向投資者提供更為相關的會計信息。換句話說，管理層選擇公允價值模式對投資性房性地產進行后續計量只是出于短暫提高公司盈利能力和融資能力的考慮，而非出于降低投資者與管理層之間信息不對稱程度的考慮。

因此，準則制定者應進一步修訂和完善投資性房地產準則，如放松公允價值模式的運用條件、制定統一的公允價值計量框架、發布公允價值操作指南、提高公允價值應用的可操作性等，以引導公司管理層在選擇公允價值模式時趨向效率主義；監管機構應加強對投資性房地產后續計量模式變更的監管，如詳細審查企業變更投資性房地產后續計量模式的合理性、要求企業聘請注冊會計師對投資性房地產后續計量模式的變更進行專項審計，以抑制公司管理層在選擇公允模式時的機會主義行為。

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(責任編輯:漆玲瓊)

Motivations to Choose Fair Value Measurement

Model for Investment Properties

WANG Fusheng，CHENG Fu

(School of Economics and Management, Harbin Institute of Technology，Harbin，Heilongjiang 150001，China)

Abstract：Taking Chinese listed companies which firstly chose fair value model to measure investment real properties during the period from 2007 to 2012 as our sample, this paper uses the binary logistic regression model to investigate the specific motivations to choose fair value model to measure investment real properties. The results show that the probability of choosing fair value model to measure investment properties is negatively associated with firm's profitability and positively associated with the assetliability ratio before the selection, and not significantly associated with the magnitude of information asymmetry before the selection. The results suggest that the management choose the fair value model to improve a firm's accounting performance and reduce its liability level, rather than to provide more relevant accounting information for investors.

Key words：Investment real properties；Cost model；Fair value model；Motivation