
【摘要】 本文分析了上市公司投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目在采用公允價(jià)值計(jì)量模式后其損益變動(dòng)與企業(yè)的股價(jià)變動(dòng)、凈利潤(rùn)變動(dòng)和凈資產(chǎn)變動(dòng)之間的關(guān)系。結(jié)果表明:企業(yè)采用公允價(jià)值模式計(jì)量后的投資性房地產(chǎn)變動(dòng)在以后期間與企業(yè)股票價(jià)值變動(dòng)有一定的正相關(guān)性,但隨著企業(yè)的發(fā)展和時(shí)間的延續(xù)這種相關(guān)性有逐漸減弱的趨勢(shì);采用公允價(jià)值計(jì)量后的投資性房地產(chǎn)變動(dòng)對(duì)企業(yè)的凈利潤(rùn)變動(dòng)也呈現(xiàn)正相關(guān)性,但是解釋能力不強(qiáng);投資性房地產(chǎn)變動(dòng)和凈資產(chǎn)變動(dòng)沒(méi)有明顯的相關(guān)性。
【關(guān)鍵詞】 投資性房地產(chǎn) 公允價(jià)值 企業(yè)價(jià)值
按現(xiàn)行企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則規(guī)定,投資性房地產(chǎn)可以采用公允價(jià)值計(jì)量模式。那么投資性房地產(chǎn)由成本模式轉(zhuǎn)換成公允價(jià)值模式以后會(huì)給企業(yè)帶來(lái)怎樣的影響?是否真的提高了財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息的價(jià)值相關(guān)性,能更好地反映企業(yè)的價(jià)值?本文選取2007 ~ 2012年期間采用公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)的上市公司相關(guān)數(shù)據(jù),分析采用公允價(jià)值計(jì)量模式后其損益變動(dòng)與企業(yè)的股價(jià)變動(dòng)、凈利潤(rùn)變動(dòng)和凈資產(chǎn)變動(dòng)之間是否有正相關(guān)關(guān)系。
一、研究假設(shè)
使用公允價(jià)值計(jì)量的一項(xiàng)重要目標(biāo)就是希望能夠更真實(shí)、可靠的反映企業(yè)的資產(chǎn)價(jià)值。劉運(yùn)國(guó)、易明霞(2011)認(rèn)為在已轉(zhuǎn)換計(jì)量模式的企業(yè)中房地產(chǎn)類和銀行類公司投資性房地產(chǎn)整體公允價(jià)值變化額與股票價(jià)值相關(guān)。李爾(2010)經(jīng)過(guò)實(shí)證分析研究,得出公允價(jià)值計(jì)量對(duì)投資性房地產(chǎn)的會(huì)計(jì)信息具有價(jià)值相關(guān)性,投資性房地產(chǎn)核算中使用公允價(jià)值計(jì)量后提高了每股收益和每股收益變動(dòng)對(duì)于投資回報(bào)率的聯(lián)合解釋力,增強(qiáng)了會(huì)計(jì)報(bào)表的可靠性和相關(guān)性。由此提出假設(shè)1:采用公允價(jià)值模式計(jì)量后的投資性房地產(chǎn)變動(dòng)損益與公司股票價(jià)格變動(dòng)成正相關(guān)關(guān)系。
資本市場(chǎng)上的多數(shù)投資者以每股凈利潤(rùn)作為衡量企業(yè)價(jià)值的重要參考。已有研究表明企業(yè)投資性房地產(chǎn)模式轉(zhuǎn)換當(dāng)年,會(huì)較明顯的影響企業(yè)利潤(rùn)甚至?xí)a(chǎn)生利潤(rùn)波動(dòng)的情況。不過(guò),也有研究發(fā)現(xiàn),在企業(yè)投資性房地產(chǎn)的計(jì)量模式轉(zhuǎn)換以后,隨著時(shí)間的推移,投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)利潤(rùn)總額的變動(dòng)有由線性關(guān)系變?yōu)榉蔷€性關(guān)系的趨勢(shì)。為了更好的反映投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值計(jì)量模式和企業(yè)利潤(rùn)變動(dòng)之間的關(guān)系,我們以每股凈收益作為衡量企業(yè)價(jià)值的第二個(gè)指標(biāo),由此提出假設(shè)2:采用公允價(jià)值模式計(jì)量后的投資性房地產(chǎn)變動(dòng)損益與公司每股凈收益變動(dòng)之間具有正的相關(guān)性。
另外,企業(yè)的凈資產(chǎn)在一定程度上反映了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成果,對(duì)于財(cái)務(wù)信息使用者來(lái)說(shuō)也是一個(gè)重點(diǎn)關(guān)注的指標(biāo),更是衡量公司價(jià)值的重要因素,由此本文提出假設(shè)3:采用公允價(jià)值模式計(jì)量后的投資性房地產(chǎn)變動(dòng)損益與公司每股凈資產(chǎn)變動(dòng)具有正相關(guān)性。
二、模型設(shè)計(jì)和樣本選擇
(一)模型設(shè)計(jì)
白銀鎖(2010)對(duì)2007 ~ 2009年間以公允價(jià)值計(jì)量的投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)對(duì)利潤(rùn)總額的影響進(jìn)行回歸分析,得出二者之間有由線性關(guān)系變?yōu)榉蔷€性關(guān)系的趨勢(shì)。陳敏、柴斌峰(2011)的實(shí)證分析中,選取了凈利潤(rùn)和所有者權(quán)益作為被解釋變量,投資性房地產(chǎn)作為解釋變量,并且以公司規(guī)模大小作為控制變量,以企業(yè)的行業(yè)類別和股權(quán)性質(zhì)作為虛擬變量。本文采用類似方法對(duì)投資性房地產(chǎn)的公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)股票價(jià)值、凈利潤(rùn)和所有者權(quán)益變動(dòng)的影響進(jìn)行研究。建立如下回歸模型:
總股票價(jià)值模型一:△CPi=α0+α1△INRi+α2△SIZEi+εi
凈利潤(rùn)模型二:△NPi=β0+β1△INPi+β2△SIZEi+εi
凈資產(chǎn)模型三:△NAi=γ0+γ1△INRi+γ2△SIZEi+εi
模型一中,△CP為股票每年的年報(bào)日收盤(pán)價(jià)變動(dòng),以每年末股票收盤(pán)價(jià)格VCP乘以當(dāng)年年末總股數(shù)減去上年同期價(jià)格乘以上年末發(fā)行在外的總股數(shù),其公式為△CP=VCPi×Ni-VCPi-1×Ni-1;△INR為解釋變量投資性房地產(chǎn)變動(dòng)損益,以每年末投資性房地產(chǎn)數(shù)值減去上年投資性房地產(chǎn)數(shù)值,即△INR=INRi-INRi-1;△SIZE作為控制變量表示企業(yè)規(guī)模,用總資產(chǎn)來(lái)計(jì)量;εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在模型二中,△NP為凈利潤(rùn)變動(dòng),△NP=NPi-NRi-1,其他變量解釋與模型一相同。在模型三中,△NA為凈資產(chǎn)變動(dòng),△NA=NAi-NAi-1,其他變量解釋同模型一。除此之外,考慮到股票價(jià)值、凈利潤(rùn)、凈資產(chǎn)還會(huì)受到上一年數(shù)額的影響,曾引入解釋變量上年變動(dòng)額,但是經(jīng)檢驗(yàn)存在多重共線性,則予以剔除。
(二)樣本選擇
本文研究期間為2007年12月31日至2012年12月31日,研究對(duì)象為在2007年至2012年期間投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目采用公允價(jià)值計(jì)量模式的上市公司。由于計(jì)算變動(dòng)損益,必須選用連續(xù)兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算,如果企業(yè)有一年數(shù)據(jù)不能獲得的,則在前后兩年列示的數(shù)據(jù)中均不予以考慮,由此造成一定的數(shù)據(jù)損失。所選企業(yè)包括房地產(chǎn)業(yè),金融保險(xiǎn)業(yè),制造業(yè),批發(fā)零售貿(mào)易,信息技術(shù)等行業(yè)。凈資產(chǎn)、凈利潤(rùn)、投資性房地產(chǎn)價(jià)值和企業(yè)類型數(shù)據(jù)均來(lái)自RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)。
三、實(shí)證分析
(一)描述性統(tǒng)計(jì)
從表1的行業(yè)分類情況來(lái)看,房地產(chǎn)業(yè)采用公允價(jià)值模式的企業(yè)數(shù)額最多,達(dá)到總數(shù)的30.43%,其次是制造業(yè)企業(yè),金融保險(xiǎn)業(yè)和零售批發(fā)業(yè)則并列達(dá)到13.04%的比例。但是,從企業(yè)投資性房地產(chǎn)的數(shù)額來(lái)看,除房地產(chǎn)業(yè)企業(yè)占到總數(shù)的39.02%外,金融保險(xiǎn)業(yè)的投資性房地產(chǎn)資產(chǎn)比例達(dá)到了總數(shù)的37.84%,幾乎等同于房地產(chǎn)類企業(yè)所占的比例。原因是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,很多金融類上市公司得力于其雄厚的資本條件可以進(jìn)行大量的融資,金融類企業(yè)持有大量的建筑物或土地使用權(quán),這些房地產(chǎn)資產(chǎn)主要是為賺取租金或者資本增值,因此增加了投資性房地產(chǎn)的數(shù)額。
表3至表6為2008 ~ 2012年5年間解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì),從中值的變化趨勢(shì)來(lái)看,CP、NP、INR的變動(dòng)損益在2008 ~ 2010年均產(chǎn)生較大變動(dòng)幅度,2008 ~ 2009年急速上升,2009 ~ 2010年又迅速下降,尤其是股票價(jià)值CP與投資性房地產(chǎn)INR的變動(dòng)情況十分相似。說(shuō)明投資性房地產(chǎn)與企業(yè)股票價(jià)值具有一定的相關(guān)性。這與劉運(yùn)國(guó)、易明霞(2010)提到的在房地產(chǎn)類和銀行類公司投資性房地產(chǎn)整體公允價(jià)值變化額與股票價(jià)值相關(guān)的結(jié)論具有一致性。公允價(jià)值計(jì)量的投資性房地產(chǎn)和企業(yè)股票價(jià)值的巨大波動(dòng)產(chǎn)生的原因應(yīng)該源于08年金融危機(jī)后的經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。2009年二者都迅速回升,說(shuō)明公允價(jià)值模式能實(shí)時(shí)反應(yīng)企業(yè)在市場(chǎng)上的狀況,提高企業(yè)信息的價(jià)值相關(guān)性。
從中值的變化來(lái)看,凈利潤(rùn)NP在2008 ~ 2010年間與投資性房地產(chǎn)INR的變動(dòng)趨勢(shì)一致,但是變動(dòng)幅度不很明晰,在2010 ~ 2012年間甚至有相反的變動(dòng)趨勢(shì),由此看出投資性房地產(chǎn)變動(dòng)損益INR很可能對(duì)影響凈利潤(rùn)NP變動(dòng)損益的影響在以后期間發(fā)生了改變,由相關(guān)關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)榉窍嚓P(guān)關(guān)系。這種趨勢(shì)與白銀鎖(2010)的研究推測(cè)有相同之處,即在企業(yè)投資性房地產(chǎn)的計(jì)量模式轉(zhuǎn)換以后,隨著時(shí)間的推移,投資性房地產(chǎn)公允價(jià)值變動(dòng)損益對(duì)利潤(rùn)總額的變動(dòng)有由線性關(guān)系變?yōu)榉蔷€性關(guān)系的趨勢(shì)。
(二)實(shí)證結(jié)果分析
1. 表7給出了2008 ~ 2012年5年期間總股票價(jià)值CP的變動(dòng)受投資性房地產(chǎn)INR變動(dòng)和企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模SIZE變動(dòng)的影響情況,從整體來(lái)看,2008 ~ 2010年方程的擬合程度都非常好,R2均達(dá)到0.9以上,2009年略有降低,但是2011年和2012年的擬合優(yōu)度R和調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2顯著下降。F檢驗(yàn)的結(jié)果前三年均在5%的顯著性水平上通過(guò),說(shuō)明回歸方程顯著,即投資性房地產(chǎn)INR和企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模SIZE對(duì)股票價(jià)值CP有顯著的影響,通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。SIZE的T檢驗(yàn)結(jié)果除2012年外均通過(guò)。INR的T檢驗(yàn)在2008年和2010年效果比較好,說(shuō)明對(duì)被解釋變量有顯著影響。DW檢驗(yàn)結(jié)果除2011年以外都接近于2,說(shuō)明解釋變量不存在自相關(guān)性。綜合看來(lái),資產(chǎn)規(guī)模的變動(dòng)在2008 ~ 2010年對(duì)總股票價(jià)值有顯著的影響,投資性房地產(chǎn)變動(dòng)對(duì)股票價(jià)值的影響僅在2008年和2010年比較顯著。五年中,INR的相關(guān)系數(shù)均為正值,說(shuō)明投資性房地產(chǎn)的變動(dòng)對(duì)企業(yè)的股票價(jià)值變動(dòng)成正相關(guān)關(guān)系,但是相關(guān)關(guān)系的解釋能力有逐年下降的趨勢(shì),假設(shè)1得到驗(yàn)證。
2. 凈利潤(rùn)模型的回歸結(jié)果見(jiàn)表8,除2008年外擬合優(yōu)度R2和調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2均比較好,都是在0.9以上,說(shuō)明模型的擬合效果很好。T檢驗(yàn)中, SIZE全部通過(guò),INR只有2010年通過(guò)了,看來(lái)INR的解釋能力并不顯著,但是F檢驗(yàn)的效果很好,均在0.05以下,方程整體上還是通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。從INR五年的相關(guān)系數(shù)來(lái)看,2008年為負(fù)數(shù),其余均為正數(shù),說(shuō)明INR投資性房地產(chǎn)對(duì)NP凈利潤(rùn)的影響雖然并不顯著,但是在2009年以后仍然還是具有一定的正相關(guān)關(guān)系,而模型中企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模SIZE與凈利潤(rùn)的正相關(guān)性得到了很好的驗(yàn)證,假設(shè)2在一定程度上得到了證實(shí)。
3. 表9是凈資產(chǎn)模型中投資性房地產(chǎn)變動(dòng)對(duì)凈資產(chǎn)變動(dòng)的相關(guān)性分析,五年的變動(dòng)情況分析中,方程擬合整體較好,總體上R2依然是接近于1,只有2010年略有下降。方程F檢驗(yàn),顯著通過(guò)。T檢驗(yàn)中,仍然是SIZE的顯著性要明顯要好,INR的顯著性在2008年、2009年、2011年中不甚理想,2010年和2012年效果較好。
從相關(guān)系數(shù)來(lái)看,2009年、2012年為正數(shù)外,其余三年均為負(fù)數(shù),似乎INR對(duì)企業(yè)凈資產(chǎn)NP的變動(dòng)沒(méi)有顯著的相關(guān)性趨勢(shì),假設(shè)3沒(méi)有通過(guò)。
四、研究結(jié)論
本文以現(xiàn)有上市公司中投資性房地產(chǎn)項(xiàng)目采用公允價(jià)值模式計(jì)量的企業(yè)為樣本,整理了2007 ~ 2012年的樣本數(shù)據(jù),實(shí)證分析結(jié)果說(shuō)明:
1. 企業(yè)采用公允價(jià)值模式計(jì)量后的投資性房地產(chǎn)變動(dòng)在以后期間中對(duì)企業(yè)的股票價(jià)值變動(dòng)呈現(xiàn)一定的正相關(guān)性。說(shuō)明投資性房地產(chǎn)采用公允價(jià)值計(jì)量后,能夠提高其對(duì)企業(yè)價(jià)值的解釋能力。但是隨著企業(yè)的發(fā)展和時(shí)間的延續(xù),這種相關(guān)性有逐漸減弱的趨勢(shì)。
2. 采用公允價(jià)值計(jì)量后的投資性房地產(chǎn)變動(dòng)對(duì)企業(yè)的凈利潤(rùn)變動(dòng)也呈現(xiàn)正相關(guān)性,但是解釋能力不強(qiáng)。在以后的期間中,投資性房地產(chǎn)的變動(dòng)對(duì)企業(yè)凈利潤(rùn)的影響并不十分顯著,說(shuō)明以后期間中還是可以避免企業(yè)利用投資性房地產(chǎn)來(lái)提高凈利潤(rùn)的。
3. 關(guān)于投資性房地產(chǎn)變動(dòng)和凈資產(chǎn)變動(dòng)的關(guān)系,似乎二者之間沒(méi)有顯著的相互影響,或者是由于本文數(shù)據(jù)和分析方法的局限性,沒(méi)有很好的分析出二者之間的關(guān)系。
本文的貢獻(xiàn)在于,已有研究多是分析某一企業(yè)采用公允價(jià)值模式當(dāng)年對(duì)多個(gè)數(shù)據(jù)的影響,或者是變量之間僅僅在一年中的影響關(guān)系。本文是對(duì)二十多家企業(yè)的連續(xù)六年數(shù)據(jù)的分析,分析數(shù)據(jù)相關(guān)性變化的趨勢(shì)以判斷投資性房地產(chǎn)模式變更后到底能否對(duì)企業(yè)產(chǎn)生持久性的影響。
本文局限性在于數(shù)據(jù)量較少、研究方法單一。由于我國(guó)采用公允價(jià)值模式計(jì)量投資性房地產(chǎn)的企業(yè)較少,上市公司更是少之又少,所以對(duì)本文的實(shí)證結(jié)果會(huì)有一定的影響。此外,本文只采用了多元回歸的方法觀察數(shù)據(jù)的相關(guān)性,會(huì)有一定的局限性。
主要參考文獻(xiàn)
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【作 者】劉佳琪
【作者單位】(吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院 長(zhǎng)春 130117)