【摘要】 本文分析了上市公司投資性房地產(chǎn)項目在采用公允價值計量模式后其損益變動與企業(yè)的股價變動、凈利潤變動和凈資產(chǎn)變動之間的關系。結(jié)果表明：企業(yè)采用公允價值模式計量后的投資性房地產(chǎn)變動在以后期間與企業(yè)股票價值變動有一定的正相關性，但隨著企業(yè)的發(fā)展和時間的延續(xù)這種相關性有逐漸減弱的趨勢；采用公允價值計量后的投資性房地產(chǎn)變動對企業(yè)的凈利潤變動也呈現(xiàn)正相關性，但是解釋能力不強；投資性房地產(chǎn)變動和凈資產(chǎn)變動沒有明顯的相關性。
【關鍵詞】 投資性房地產(chǎn) 公允價值 企業(yè)價值
按現(xiàn)行企業(yè)會計準則規(guī)定，投資性房地產(chǎn)可以采用公允價值計量模式。那么投資性房地產(chǎn)由成本模式轉(zhuǎn)換成公允價值模式以后會給企業(yè)帶來怎樣的影響？是否真的提高了財務會計信息的價值相關性，能更好地反映企業(yè)的價值？本文選取2007 ~ 2012年期間采用公允價值模式計量投資性房地產(chǎn)的上市公司相關數(shù)據(jù)，分析采用公允價值計量模式后其損益變動與企業(yè)的股價變動、凈利潤變動和凈資產(chǎn)變動之間是否有正相關關系。
一、研究假設
使用公允價值計量的一項重要目標就是希望能夠更真實、可靠的反映企業(yè)的資產(chǎn)價值。劉運國、易明霞（2011）認為在已轉(zhuǎn)換計量模式的企業(yè)中房地產(chǎn)類和銀行類公司投資性房地產(chǎn)整體公允價值變化額與股票價值相關。李爾（2010）經(jīng)過實證分析研究，得出公允價值計量對投資性房地產(chǎn)的會計信息具有價值相關性，投資性房地產(chǎn)核算中使用公允價值計量后提高了每股收益和每股收益變動對于投資回報率的聯(lián)合解釋力，增強了會計報表的可靠性和相關性。由此提出假設1：采用公允價值模式計量后的投資性房地產(chǎn)變動損益與公司股票價格變動成正相關關系。
資本市場上的多數(shù)投資者以每股凈利潤作為衡量企業(yè)價值的重要參考。已有研究表明企業(yè)投資性房地產(chǎn)模式轉(zhuǎn)換當年，會較明顯的影響企業(yè)利潤甚至會產(chǎn)生利潤波動的情況。不過，也有研究發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)投資性房地產(chǎn)的計量模式轉(zhuǎn)換以后，隨著時間的推移，投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益對利潤總額的變動有由線性關系變?yōu)榉蔷€性關系的趨勢。為了更好的反映投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式和企業(yè)利潤變動之間的關系，我們以每股凈收益作為衡量企業(yè)價值的第二個指標，由此提出假設2：采用公允價值模式計量后的投資性房地產(chǎn)變動損益與公司每股凈收益變動之間具有正的相關性。
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)營成果，對于財務信息使用者來說也是一個重點關注的指標，更是衡量公司價值的重要因素，由此本文提出假設3：采用公允價值模式計量后的投資性房地產(chǎn)變動損益與公司每股凈資產(chǎn)變動具有正相關性。
二、模型設計和樣本選擇
（一）模型設計
白銀鎖（2010）對2007 ~ 2009年間以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)公允價值變動對利潤總額的影響進行回歸分析，得出二者之間有由線性關系變?yōu)榉蔷€性關系的趨勢。陳敏、柴斌峰（2011）的實證分析中，選取了凈利潤和所有者權(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投資性房地產(chǎn)的公允價值變動損益對股票價值、凈利潤和所有者權(quán)益變動的影響進行研究。建立如下回歸模型：
總股票價值模型一：△CPi=α0+α1△INRi+α2△SIZEi+εi
凈利潤模型二：△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為股票每年的年報日收盤價變動，以每年末股票收盤價格VCP乘以當年年末總股數(shù)減去上年同期價格乘以上年末發(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)來計量；εi為隨機誤差項。在模型二中，△NP為凈利潤變動，△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，△NA=NAi-NAi-1，其他變量解釋同模型一。除此之外，考慮到股票價值、凈利潤、凈資產(chǎn)還會受到上一年數(shù)額的影響，曾引入解釋變量上年變動額，但是經(jīng)檢驗存在多重共線性，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，研究對象為在2007年至2012年期間投資性房地產(chǎn)項目采用公允價值計量模式的上市公司。由于計算變動損益，必須選用連續(xù)兩年的數(shù)據(jù)進行計算，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)，金融保險業(yè)，制造業(yè)，批發(fā)零售貿(mào)易，信息技術等行業(yè)。凈資產(chǎn)、凈利潤、投資性房地產(chǎn)價值和企業(yè)類型數(shù)據(jù)均來自RESSET數(shù)據(jù)庫。
三、實證分析
（一）描述性統(tǒng)計
從表1的行業(yè)分類情況來看，房地產(chǎn)業(yè)采用公允價值模式的企業(yè)數(shù)額最多，達到總數(shù)的30.43%，其次是制造業(yè)企業(yè)，金融保險業(yè)和零售批發(fā)業(yè)則并列達到13.04%的比例。但是，從企業(yè)投資性房地產(chǎn)的數(shù)額來看，除房地產(chǎn)業(yè)企業(yè)占到總數(shù)的39.02%外，金融保險業(yè)的投資性房地產(chǎn)資產(chǎn)比例達到了總數(shù)的37.84%，幾乎等同于房地產(chǎn)類企業(yè)所占的比例。原因是隨著我國經(jīng)濟的發(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，從中值的變化趨勢來看，CP、NP、INR的變動損益在2008 ~ 2010年均產(chǎn)生較大變動幅度，2008 ~ 2009年急速上升，2009 ~ 2010年又迅速下降，尤其是股票價值CP與投資性房地產(chǎn)INR的變動情況十分相似。說明投資性房地產(chǎn)與企業(yè)股票價值具有一定的相關性。這與劉運國、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)整體公允價值變化額與股票價值相關的結(jié)論具有一致性。公允價值計量的投資性房地產(chǎn)和企業(yè)股票價值的巨大波動產(chǎn)生的原因應該源于08年金融危機后的經(jīng)濟復蘇。2009年二者都迅速回升，說明公允價值模式能實時反應企業(yè)在市場上的狀況，提高企業(yè)信息的價值相關性。
從中值的變化來看，凈利潤NP在2008 ~ 2010年間與投資性房地產(chǎn)INR的變動趨勢一致，但是變動幅度不很明晰，在2010 ~ 2012年間甚至有相反的變動趨勢，由此看出投資性房地產(chǎn)變動損益INR很可能對影響凈利潤NP變動損益的影響在以后期間發(fā)生了改變，由相關關系轉(zhuǎn)變?yōu)榉窍嚓P關系。這種趨勢與白銀鎖（2010）的研究推測有相同之處，即在企業(yè)投資性房地產(chǎn)的計量模式轉(zhuǎn)換以后，隨著時間的推移，投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益對利潤總額的變動有由線性關系變?yōu)榉蔷€性關系的趨勢。
（二）實證結(jié)果分析
1. 表7給出了2008 ~ 2012年5年期間總股票價值CP的變動受投資性房地產(chǎn)INR變動和企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模SIZE變動的影響情況，從整體來看，2008 ~ 2010年方程的擬合程度都非常好，R2均達到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檢驗的結(jié)果前三年均在5%的顯著性水平上通過，說明回歸方程顯著，即投資性房地產(chǎn)INR和企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模SIZE對股票價值CP有顯著的影響，通過顯著性檢驗。SIZE的T檢驗結(jié)果除2012年外均通過。INR的T檢驗在2008年和2010年效果比較好，說明對被解釋變量有顯著影響。DW檢驗結(jié)果除2011年以外都接近于2，說明解釋變量不存在自相關性。綜合看來，資產(chǎn)規(guī)模的變動在2008 ~ 2010年對總股票價值有顯著的影響，投資性房地產(chǎn)變動對股票價值的影響僅在2008年和2010年比較顯著。五年中，INR的相關系數(shù)均為正值，說明投資性房地產(chǎn)的變動對企業(yè)的股票價值變動成正相關關系，但是相關關系的解釋能力有逐年下降的趨勢，假設1得到驗證。
2. 凈利潤模型的回歸結(jié)果見表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，說明模型的擬合效果很好。T檢驗中， SIZE全部通過，INR只有2010年通過了，看來INR的解釋能力并不顯著，但是F檢驗的效果很好，均在0.05以下，方程整體上還是通過了顯著性檢驗。從INR五年的相關系數(shù)來看，2008年為負數(shù)，其余均為正數(shù)，說明INR投資性房地產(chǎn)對NP凈利潤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關系，而模型中企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模SIZE與凈利潤的正相關性得到了很好的驗證，假設2在一定程度上得到了證實。
3. 表9是凈資產(chǎn)模型中投資性房地產(chǎn)變動對凈資產(chǎn)變動的相關性分析，五年的變動情況分析中，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，顯著通過。T檢驗中，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。
從相關系數(shù)來看，2009年、2012年為正數(shù)外，其余三年均為負數(shù)，似乎INR對企業(yè)凈資產(chǎn)NP的變動沒有顯著的相關性趨勢，假設3沒有通過。
四、研究結(jié)論
本文以現(xiàn)有上市公司中投資性房地產(chǎn)項目采用公允價值模式計量的企業(yè)為樣本，整理了2007 ~ 2012年的樣本數(shù)據(jù)，實證分析結(jié)果說明：
1. 企業(yè)采用公允價值模式計量后的投資性房地產(chǎn)變動在以后期間中對企業(yè)的股票價值變動呈現(xiàn)一定的正相關性。說明投資性房地產(chǎn)采用公允價值計量后，能夠提高其對企業(yè)價值的解釋能力。但是隨著企業(yè)的發(fā)展和時間的延續(xù)，這種相關性有逐漸減弱的趨勢。
2. 采用公允價值計量后的投資性房地產(chǎn)變動對企業(yè)的凈利潤變動也呈現(xiàn)正相關性，但是解釋能力不強。在以后的期間中，投資性房地產(chǎn)的變動對企業(yè)凈利潤的影響并不十分顯著，說明以后期間中還是可以避免企業(yè)利用投資性房地產(chǎn)來提高凈利潤的。
3. 關于投資性房地產(chǎn)變動和凈資產(chǎn)變動的關系，似乎二者之間沒有顯著的相互影響，或者是由于本文數(shù)據(jù)和分析方法的局限性，沒有很好的分析出二者之間的關系。
本文的貢獻在于，已有研究多是分析某一企業(yè)采用公允價值模式當年對多個數(shù)據(jù)的影響，或者是變量之間僅僅在一年中的影響關系。本文是對二十多家企業(yè)的連續(xù)六年數(shù)據(jù)的分析，分析數(shù)據(jù)相關性變化的趨勢以判斷投資性房地產(chǎn)模式變更后到底能否對企業(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。由于我國采用公允價值模式計量投資性房地產(chǎn)的企業(yè)較少，上市公司更是少之又少，所以對本文的實證結(jié)果會有一定的影響。此外，本文只采用了多元回歸的方法觀察數(shù)據(jù)的相關性，會有一定的局限性。
主要參考文獻
1. 劉運國，易明霞.投資性房地產(chǎn)公允價值計量的價值相關性研究.稅務與經(jīng)濟，2010；2
2. 陳鷹.投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式選擇.財經(jīng)問題研究，2010；6
3. 李潔.公允價值在投資性房地產(chǎn)核算中的運用及其影響.財會月刊，2010；11
【作 者】劉佳琪
【作者單位】（吉林財經(jīng)大學會計學院 長春 130117）
