公允價值運用對上市公司業績波動的影響

王福勝　李旭

【摘 要】 以存在公允價值變動損益的滬深兩市所有A股上市公司為研究對象，建立多元線性回歸方程，探究公允價值變動與業績波動的相關性以及相關性的顯著程度是否因經濟景氣周期不同而不同。研究結果表明，公允價值變動與業績波動顯著正相關，且經濟危機時期公允價值變動對上市公司業績波動的影響比經濟穩定時期更為顯著。這一研究結果不僅可以為金融分析師、投資者和其他利益相關者的決策提供相關建議，且豐富了關于公允價值計量風險相關性的研究成果。

【關鍵詞】 公允價值變動； 業績波動； 經濟危機時期； 經濟穩定時期

中圖分類號：F234.4 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）08-0043-04

一、引言

2007年1月1日，新《企業會計準則》中引入了公允價值計量屬性，并在很多具體準則中或多或少地使用了這一計量屬性。國內上市公司在2008年遭受美國金融風暴的影響，股價大幅下跌，利潤也出現了大幅縮水。而在2009年股市回暖后，不少上市公司的業績也隨之有所回升。新會計準則執行至今，上市公司業績跟隨股市行情不斷反復波動的現象，讓人們不得不思考公允價值在上市公司業績波動中扮演了何種角色。

國內外有很多公允價值對上市公司業績波動影響的研究，尤其是在全球金融危機發生之后，針對公允價值帶來的影響引起學者們的激烈討論和極大關注。但這些研究主要是理論分析，實證文獻相對匱乏。而本文旨在實證研究公允價值變動與業績波動之間是否存在相關性，同時探究這種相關性的顯著程度又是否因經濟景氣周期不同而不同。

二、提出假設

公允價值計量屬性的介入，不僅提高了會計信息的準確性，能夠及時精確地反映資產或負債在資本市場真實價值的變動情況，也為企業盈余管理提供了新的方法，使企業能夠對財務報表進行一定的調節。因此，公允價值的運用，勢必會對衡量企業的業績產生一些干擾因素。主要體現在兩個方面，一是非活躍市場的資產因為沒有相關的市場價格作為確定資產公允價值的參考依據，企業只能根據相關信息采用估值技術來估計資產價值，這不免會摻雜人為因素，導致“估值偏差”。二是新會計準則中將公允價值變動損益直接列示于利潤表中，這部分的損益與企業的經營狀況無關，而是由于金融市場短期波動引起的，如在核算上，交易性金融資產和投資性房地產的公允價值變動損益都直接計入企業的當期損益，從而使得企業的業績波動加劇?；谝陨戏治?，本文提出假設1。

H1：在其他條件不變的情況下，公允價值變動與業績波動存在顯著的正相關關系。

由于公允價值受市場波動影響會有一定的波動性，所以在不同的經濟時期，公允價值的變動程度不同，從而作用于業績波動的影響程度也不同。經濟危機時期，市場波動性強，資產的市場價值變更頻率高，以公允價值計價的資產的公允價值波動性也增強，公司的凈利潤受到影響的程度增大，公司的融資能力和投資者信心的不確定性同時升高，從而對于公司業績波動的影響加??；相反，當經濟和市場穩定時，資產的市場價值也相對穩定，不會頻繁變更，對公司業績波動的影響也會降低。由此本文提出假設2。

H2：在其他條件不變的情況下，經濟危機時期公允價值變動對上市公司業績波動的影響比經濟穩定時期更為顯著。

三、模型設計與描述性統計

（一）樣本選擇

本文的樣本總體選取2007—2014年滬深兩市擁有公允價值變動收益的所有A股上市公司，剔除了ST公司、金融行業和財務數據缺失的公司。由于業績波動的計算方式[2-5]，總資產收益率的數據取值時間范圍是2006年第三季度至2014年第四季度，比其他變量的取值時間擴大了兩個季度。

根據假設2，本文需要將樣本按照經濟時期劃分為經濟危機時期和經濟穩定時期。2007年2月至2008年5月是金融危機的流動危機階段，而2008年6月至2009年初是金融危機的信用違約危機階段，在這兩個階段內，資本市場沖擊最大，業績動蕩最嚴重，經濟最不景氣，同時參考經濟危機的定義[1]，本文將2007—2008年劃分為經濟不穩定時期，即經濟危機時期，并將此時間段的樣本作為樣本1；2009—2014年為經濟穩定時期，為樣本2。

綜上所述，共得到10 635個觀測樣本，為所有樣本。其中樣本1為2 457個，來源于550家上市公司；樣本2為8 178個，來源于934家上市公司。

（二）變量定義與模型構建

為了檢驗公允價值變動對業績波動的影響，控制變量后，建立如下多元線性回歸模型：

其中，SD_ROA是總資產收益率的波動率，為連續三個季度的單季度凈資產收益率的標準差[2-5]；Ln CFV是公允價值變動損益，為計入利潤表的公允價值變動損益絕對值的對數；LEV是財務杠桿，為資產負債率；SIZE是企業規模，為公司期末總資產的對數；GRO是成長性，為營業收入的增長率；IND是行業虛擬變量，當公司屬于這個行業時，該虛擬變量為1，否則為0。

（三）描述性統計

對樣本進行描述性分析，得到結果如表1所示。從描述性統計表的極值上看，企業成長性的極大值和極小值差距很大，標準差高達241.62，說明各公司之間綜合實力差異較大，這可能是由于不同企業所處行業不同造成的。觀察發現，總資產收益率均值（被解釋變量）在所有樣本、樣本1、樣本2中分別為0.023、0.026、0.022；由此，公司業績的波動性在2007—2008年經濟危機時期比在2009—2014年經濟穩定時期要大。同樣，公允價值變動損益（解釋變量）在三個樣本中的均值分別為13.701、14.200、13.551；也是在經濟危機時期的變動要大于在經濟穩定時期。公司的成長性在經濟危機時期明顯低于經濟穩定時期，這和不同經濟時期的市場穩定性相關。財務杠桿的極大值、極小值和均值都在合理范圍之內，但是在經濟危機時期的均值要大于經濟穩定時期，可見多數上市公司在經濟危機時期的資產負債率要高于經濟穩定時期，即上市公司在經濟危機時期財務風險要比經濟穩定時期高一些，這應該和經濟危機時期的市場不穩定性有關。

四、實證分析與檢驗

（一）所有樣本實證分析

1.相關性分析

如果解釋變量之間存在顯著相關性，則回歸結果會受到一定的影響，故需要對各變量之間做相關性檢驗。本文采用Pearson系數檢測法，得到所有樣本的相關性檢測表（表2）。

如表2所示，公司總資產收益率的標準差與企業規模和財務杠桿、公允價值變動收益和企業規模、企業規模和公司成長性都在1%的水平上顯著正相關，而公司總資產收益率的標準差與企業規模、財務杠桿與企業規模都在1%的水平上負相關。

根據相關分析結果，可以看出被解釋變量公司總資產收益率的標準差和解釋變量公允價值變動收益在兩者的相關性上并不是特別顯著，但是由于模型中還有其他控制變量的介入，結合了企業規模、公司成長性、財務杠桿和行業這四個控制變量之后，被解釋變量和解釋變量之間的相關關系會發生改變，所以還需要運用相關回歸分析進一步檢驗和分析。從表中不難看出被解釋變量即公司業績波動與企業規模顯著負相關，與財務杠桿顯著正相關。而公司成長性對于業績波動的影響也不是很顯著，需要在下面的回歸分析中進一步探討。

2.共線性檢驗

因為上述解釋變量之間存在相關性，且較為顯著，為避免回歸方程因為解釋變量的多重共線性問題而失去意義，有必要對各解釋變量進行多重共線性檢驗。需將每一個解釋變量作為被解釋變量計算其相對于其他變量的點殘差比例得到相應的容差值，當容差值小于0.1時，解釋變量間可能存在共線性問題。通過計算得到公允價值變動損益、企業規模、成長性和財務杠桿的容差值分別為0.831、0.718、0.994和0.992，都遠大于0.1，故變量間不存在嚴重的共線性問題，下面可以運用多元線性回歸進行進一步的分析。

3.多元線性回歸分析

對所有樣本進行回歸分析，得到結果如表3。被解釋變量是總資產收益率的標準差，回歸分析表是對公司業績波動所有樣本進行的多元線性回歸分析結果?？梢缘玫秸{整R方為0.152，回歸方程F檢驗值為127.780，這說明該回歸方程的變量選擇比較合理，擬合效果較好，線性模型可行。同時，解釋變量公允價值變動損益的標準化回歸系數為0.038，其顯著性水平Sig.為0.000，遠小于0.05，這說明解釋變量公允價值變動與被解釋變量業績波動正相關，且解釋意義較強，相關關系十分顯著，驗證了假設1。

（二）樣本1和樣本2實證分析

將樣本1和樣本2采用和所有樣本同樣的分析方法進行實證分析，結果證明，這兩個樣本的回歸方程的調整R方分別為0.247和0.708，F檢驗值分別為398.161和179.610，這說明該回歸方程在經濟危機時期和經濟穩定時期的變量選擇都很合理，擬合效果也較好，線性模型是可行的。

同時，在2007—2008年經濟危機時期，公允價值變動的顯著性水平Sig.為0.000，而在2009—2014年經濟穩定時期為0.006，大于0.000，即在經濟危機時期顯著性更高。同樣的，在經濟危機時期的標準化回歸系數0.046也大于經濟穩定時期的標準化回歸系數0.029。以上數據既深入地證明了公允價值變動與業績波動正相關，即假設1；也驗證了在經濟危機時期公允價值變動對公司業績波動的影響比在經濟穩定時期更為顯著，即假設2。

（三）穩定性檢驗

本文在計算被解釋變量上市公司業績波動時，是參考國內外衡量業績波動的文獻[2-5]，以三個連續季度的總資產收益率的標準差來表示，還有很多學者用總資產收益率來表示企業業績，選取了五個連續年度進行計算[6]。按參考文獻[6]的計算方式，結合本文的數據選取基點是季度，而四個季度正好是一年，本文再用四個連續季度的總資產收益率標準差來表示上市公司業績波動，并運用模型重新進行回歸分析。得到總體樣本的調整R方為0.040，回歸方程F檢驗值為30.597，這說明該回歸方程的擬合效果是可以接受的，其解釋力度也可以。解釋變量公允價值變動損益的標準化回歸系數為0.030，其顯著性水平Sig.為0.004，遠小于0.05，這說明解釋變量公允價值變動與被解釋變量業績波動正相關，且相關關系十分顯著，假設1的結果沒有發生改變。

同時，在經濟危機時期，公允價值變動損益的標準化回歸系數為0.067，Sig.為0.000；而經濟穩定時期的回歸系數為0.016，Sig.為0.017，這表示在這兩種情況下，公允價值變動與業績波動顯著正相關。但由于經濟危機時公允價值變動損益的標準化回歸系數0.067大于經濟穩定時的0.016，同時，經濟危機時的顯著性水平0.000小于經濟穩定時的0.017，所以公允價值變動對于業績波動的影響在經濟危機時期要比經濟穩定時期更為顯著，假設2也沒有發生改變。

（四）各行業公允價值計價資產占總資產比重統計

為進一步研究公允價值變動在不同經濟景氣時期與業績波動之間相關關系大小的實際意義，本文將樣本選擇中涉及到的上市公司按照公允價值計價的資產占總資產的比重進行了排名。排名結果顯示，前100家上市公司中有33家房地產業的公司，19家批發和零售貿易公司，同時前10家上市公司中有6家屬于房地產業；后100家上市公司中有77家制造業公司，而最后10家上市公司中制造業公司高達8家。根據上述統計結果可以看出，房地產業與批發和零售貿易公司更偏向于采用公允價值計量模式，或者說這兩個行業的公司公允價值計價資產相對較多；而制造業行業的公司公允價值計價的資產較少。另外，計算樣本選擇中被剔除掉的金融保險業的公允價值計價的資產占總資產的比例發現，其比重明顯高于排名第一的上市公司，因此金融保險業和房地產業一樣屬于公允價值計價資產較多的行業類別。

五、結論與建議

在對我國滬深兩市所有A股上市公司樣本數據進行分析研究發現，公允價值變動損益與公司業績波動在相關性研究時雖然是正向相關的，但不顯著；在控制了企業規模、公司成長性、財務杠桿和行業特征四個變量之后，公允價值變動與公司業績波動之間顯著正相關。將樣本根據不同經濟時期進行分類研究可以發現，經濟危機時期公允價值變動對公司業績波動的影響比經濟穩定時期更為顯著。

根據實證和統計結果，本研究提出建議：在經濟不景氣時期，公允價值變動會加劇公司業績的波動性；那么金融分析師、投資者以及其他利益相關者在收集信息進行公司業績預測時，如果在能夠判斷資本市場走勢的情況下，結合公允價值變動這一因素，再參考不同行業的利用公允價值計量屬性進行計價的資產價值占總資產價值的比重，可以判斷出占比高的金融保險業、房地產業以及批發和零售貿易業在經濟不景氣也就是經濟危機時期的業績波動會明顯增大，而占比較少的制造業則業績波動不會較為明顯，那么在做分析報告進行盈利預測時就可以準確地得出各種公允價值計價資產占比不同的行業相關企業的盈利走向和股市走向。同樣的，在得知公允價值資產占比較大的行業的業績波動明顯增大時，也可以預測資本市場的形勢變化應該是由穩定時期轉變為不穩定時期。因此利益相關者在進行業績與股市分析和資本市場走勢分析時，結合公允價值變動這一參考因素，可以在得知一方的情況時較為準確地預測另一方的相關變化，為其提供了更為有利的分析依據。

【參考文獻】

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