上市銀行公允價值信息的價值相關性研究*

內蒙古工業大學管理學院 丁鴻宇 廣東財經大學會計學院 孔令輝

內蒙古工業大學管理學院 解坤磊

一、引言

從2012年5月公開征求意見，經過18個月的準備工作，企業會計準則標準體系迎來了新成員——《企業會計準則第39號——公允價值計量》（以下簡稱《39號公允價值計量準則》），這項全新的準則由財政部正式發布，自2014年7月1日起在所有執行會計準則的企業范圍內施行，鼓勵上市公司提早執行。根據《39號公允價值計量準則》，公允價值被定義為指市場參與者在計量日發生的有序交易中，出售一項資產所能收到或者轉移一項負債所需支付的價格。除指定準則外，公允價值適用于其他會計準則。可見，隨著各類資產市場交易條件的日趨完善，公允價值已經越來越容易獲得與確定，公允價值計量屬性已經是會計計量的必然趨勢。實證會計理論認為，在有效市場假說的前提下，以公允價值計量的會計信息可以解釋或預測股價，其信息的解釋能力越大，則說明公允價值的價值相關性越高，那么公允價值信息是否給上市公司盈利的波動帶來影響，這種影響是否會反映在股價上，財務報表中披露的公允價值信息是否會影響投資者的決策等。國外在對公允價值相關性的研究上，集中在金融工具公允價值的相關性較多，Barth(1994)研究發現，金融工具投資的公允價值具有強價值相關性。Ahmed（1995）研究了上市銀行的公允價值信息，對商業銀行證券投資的市場反應進行了分析，結果發現已實現投資損益公允價值相關性較強。Khuranaetal（2003）檢驗了金融工具公允價值的信息含量是否高于歷史成本。研究發現對于那些規模較小和信息不夠透明的銀行控股公司，貸款和存款的歷史成本計量比公允價值更具有價值相關性。Woan（2005）通過對澳大利亞和新加坡將金融工具按公允價值計量的情況進行研究，認為公允價值會計處理提高了會計信息的相關性，并增加了財務報表的可比性。國內以金融資產為研究對象，實證結果并不一致。鄧傳州（2005）認為證券投資賬面值的公允價值調整額在歷史成本的賬面價值基礎上并無相關性。趙選民和王家品（2007）認為公允價值調整額度凈收益的增量價值相關性較弱；張燁和胡倩（2007）對金融類上市公司的金融工具相關性進行驗證，采用公允價值計量模式使會計信息的解釋能力提高，對投資者投資決策的具有有用性；劉斌、鮑夏夢的研究結果表明，公允價值變動損益的價值相關性較顯著，可供出售金融資產公允價值變動凈額與股價沒有顯著的相關性。由于上市公司間存在行業差異，使得公允價值在各行業運用上存在差異，銀行業由于自身的行業特點，財務信息受公允價值影響較大，并且在我國資本市場上銀行股占有比例較大，銀行業財務信息更具有代表性。因此本文以我國上市銀行金融工具的2008-2012年年報披露的財務信息為樣本，研究公允價值計量的相關性，目的為我國公允價值準則的完善和金融業管理決策提供更可靠相關的信息。

二、理論分析與研究假設

對銀行業年報財務信息進行讀取分析發現，銀行業與公允價值計量相關的項目主要包括金融資產、金融負債、投資性房地產、生產性生物資產等。為了確保數據的可比性，樣本銀行均對金融資產、金融負債采用公允價值計量模式，對部分其他資產、負債，樣本銀行沒有投資，因此本文研究對象主要針對的是金融資產、金融負債，其中金融資產包括：貴金屬、以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融資產、衍生金融資產和可供出售金融資產；金融負債包括以公允價值計量且其變動計入當期損益的金融負債和衍生金融負債。在工業經濟時代，歷史成本會計還能勉強披露會計信息，但在向市場經濟轉變、經濟全球化增強、國際競爭加劇，使得企業面臨更多的不確定性，以反映決策為會計目標的歷史成本會計難當此任，現值會計得以推廣發展。現值相對更難計量，而現行成本、現行市價和短期的可變現凈值可以是現值的良好替代，這些可替代的現值的計量屬性及現值本身就是“公允價值”。那么公允價值信息是否具有價值相關性，因此提出假設：

假設1：銀行業公允價值變動損益科目提供的信息具有增量的價值相關性

由于收入費用觀的種種缺陷，企業會計準則（2006）更加重視資產負債觀理念，資產負債觀從資產和負債的角度確認和計量企業的收益，認為收益是企業期初凈資產和期末凈資產比較的結果。在對銀行業公允價值計量屬性相關性檢驗中，將凈資產進行分解：一部分分解為金融工具公允價值的變動額，另一部分分解為扣除金融工具公允價變動額的凈資產。那么金融工具的變動額是否會在凈收益的基礎上提供增量信息含量，因此提出假設：

假設2：銀行業金融資產、金融負債公允價值的變動額具有增量的價值相關性

在資產負債觀下，財務報告中的利潤表已成為資產負債表的附屬物，有關企業財務狀況、經營業績的考核重點轉向股東所有者權益的增加；投資者更加重視凈資產的重要性。在這一理念下，凈資產又可分為期末金融資產、期末金融負債和扣除金融工具外的凈資產三部分，那么期末金融資產、期末金融負債公允價值信息是否具有價值相關性呢？因此提出假設：

假設3：企業會計準則（2006）實施后，銀行業的金融資產期末信息具有價值相關性

假設4：企業會計準則（2006）實施后，銀行業的金融負債期末信息具有價值相關性

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源 本文研究的對象是上市銀行金融工具的公允價值相關性，選擇銀行業進行考慮的原因是上市公司間存在行業差異，使得公允價值在各行業運用上存在差異，銀行業由于自身的行業特點，財務信息受公允價值影響較大，并且在我國資本市場上銀行股占有比例較大，銀行業財務信息具有代表性。本文選擇深交所和上交所上市的公布12家銀行，以2008作為選擇樣本的分界點，其原因是用于執行新舊準則會計信息對比。在2008年之前上市銀行中，一共有14家銀行。分別是上交交易所12家，深圳所2家，具體情況如表1所示。本文選取了企業會計準則（2006）實施后，5年的面板數據，分析期間為2008年1月1日至2013年12月31日，通過對滬深交易所14家上市銀行年報進行數據選取共740個樣本數據，對各項數據采用手工收集及計算，采用Eviews，Excel，SPSS軟件進行實證檢驗。為了使報表中的信息對股價影響充分，本文統一選取財務報表披露完后的股票價格，即4月30號的股票價格，同時為了消除由于除權除息造成的價格、指標的走勢畸變等缺陷，采用的是前復權股票價格。比較而言本文股票價格的選取上更具有及時性，更能夠直接準確的反映出投資者的投資行為。

表1 樣本銀行表

（二）模型建立和變量定義 在價值相關性研究領域內，存在著信息觀和計量觀，本文研究的是計量觀下公允價值的相關性，在已存在的文獻中，一般采用報酬模型和價格模型，這兩種模型側重點不同：報酬模型體現的是能否及時的反映公司估計變動的證據，僅側重分析會計盈余的價值相關性；而價格模型通常是反映會計信息對股價的累計影響，即股價作為被解釋變量不僅評價公允價值變動損益的有用性，還側重于研究了企業的凈資產以及會計盈余的價值相關性，盡管價格模型比報酬模型存在著嚴重的規模效應，但以往的實證研究結果顯示，報酬模型擬合的效果往往并不理想，而對于價格模型的運用研究卻逐漸增長，因此本文采用價格模型對公允價值的相關性進行實證研究。價格模型為：

模型的構建是為對所提出的假設進行檢驗而服務的，因此本文下面分別就這四個假設的提出和其運用的檢驗模型進行具體的闡述和說明。（1）對于假設1：銀行業公允價值變動損益具有增量的價值相關性。由于每股收益E可以分解為每股公允價值變動損益信息FV和剔除每股公允價值變動損益后的每股收益信息OE，因此在價格模型的基礎上構建如下模型（2）：

如果α1顯著區別于0，則可證明此假設。

（2）對于假設2：銀行業金融資產、金融負債公允價的變動額具有增量的價值相關性。由于每股凈資產BV可以分解為金融資產或金融負債每股公允價值變動額FA和剔除金融資產或金融負債每股公允價值變動額后的每股凈資產OBV，因此根據價格模型構建如下模型：

如果α1顯著區別于0，則可證明此假設。

（3）對于假設3和假設4：企業會計準則（2006）實施后，銀行業的金融資產、金融負債信息具有價值相關性。每股凈資產BV可以分解為每股金融資產EA，每股金融負債ED和剔除每股金融資產EA及每股金融負債ED后的每股凈資產EBV，因此在價格模型的基礎上構建如下模型：

如果α2顯著區別于0，α3顯著區別于0則可證明此假設。

在價格模型中，變量的具體含義見表2。

表2 價格模型中各變量的含義表

四、實證分析

（一）描述性統計 在進行統計檢驗之前，先對研究中各模型的變量對應的樣本數據進行描述性統計，以了解各樣本特性。具體結果見表3。通過描述性統計結果分析，可以看到銀行業前復權股價極小值為2.7，極大值為12.72，可見上市銀行間股價相差較大，說明我國上市銀行間經營業績及規模存在差異；每股公允價變動損益FV均值為0.0132，剔除每股公允價值變動損益后的每股收益OE均值為1.0592，表明每股公允價值變動損益FV僅占每股收益E比重的1.23%；金融工具每股變動額FA的均值為1.5287，剔除金融工具變動額后的每股凈資產OBV的均值為4.4550，表明，金融工具每股變動額FA占每股凈資產BV的25.5%，相對來說所占比重較大，說明銀行業中金融資產或負債所占比重較大；每股金融資產EA的極小值為0.766，極大值為25.9889，標準差為6.159，是所有變量中的最大值，表明金融資產在行業內差異較大；金融資產均值為7.8351，金融負債均值為0.3747，表明相比于金融負債投資，上市銀行更愿意投資金融資產。

表3 全部變量描述性統計結果

（二）相關性分析 在進行樣本的回歸分析之前，本文先對銀行業樣本所研究的變量間的相關關系進行Pearson相關性分析，了解各變量的相關關系。見表4和表5變量的Pearson相關性表。（1）對于模型2的相關性檢驗中，通過表4，可以得到OE和BV與股價的相關系數分別為0.632和0.682，顯然股價與OE、BV正相關，相關系數的假設檢驗p值接近于0，說明相關系數不顯著為0，在1%的顯著水平下，OE、BV與股價P的相關；而每股公允價變動損益FV的相關系數為0.083，相關系數的假設檢驗p值為0.495，大于0.01，說明相關系數不顯著。（2）對于模型3的相關性檢驗中，通過表4，可以得到E和OBV與股價的相關系數分別為0.64和0.301，顯然股價與E、OBV正相關，E與P相關系數的假設檢驗p值接近于0，說明相關系數不顯著為0；在1%的顯著水平下，E、BV與股價P的相關。BV與P相關系數的假設檢驗p值為0.023，說明相關系數不顯著為0，在5%的顯著水平下，OBV與股價P的相關。而金融工具每股公允價值變動額FA的相關系數為0.083，相關系數較小，幾乎與股價不相關，相關系數的假設檢驗p值為0.272.大于0.05，說明相關系數在5%的顯著水平下不顯著。（3）對于模型4的相關性檢驗中，通過表5，可以得到E,EA在1%的水平上與股價顯著正相關性，相關系數分別為0.64和0.623；EBV在1%的水平上與股價顯著負相關，相關系數為-0.348；而ED與股價相關系數偏低，具有較弱的負相關性。（4）以上相關系數均小于0.9，且在表6的變量系數表中，多個維度特征根不為零，條件指數均小于10，根據經驗分析結果判斷各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，不會對模型回歸結果產生不利影響。

表4 變量的Pearson相關性表

表5 變量的Pearson相關性表

表6 變量系數表

（三）回歸分析 本文進行了如下回歸分析：（1）檢驗銀行業公允價值變動損益具有增量的價值相關性。根據表7分析，模型的擬合優度系數為0.4678，調整后的擬合優度系數為0.4436，F統計量為19.3366，顯著性水平幾乎為0，通過變量顯著性檢驗的t值，可以看到FV與OE的t值較小，沒有達到顯著水平，可以看出可見這個模型通過了設定檢驗，沒有通過顯著性檢驗，因此不應拒絕回歸系數為零的假設，即在假設1中的α1與0無顯著差異，因此假設1不成立，銀行業公允價值變動損益不具有增量的價值相關性。在資產負債表觀下，投資者對利潤表信息關注度降低。（2）檢驗銀行業金融資產、金融負債公允價的變動額具有增量的價值相關性。根據表8分析，模型的擬合優度系數為0.4692，調整后的擬合優度系數為0.4451，F統計量為19.4453，顯著性水平幾乎為0，通過變量顯著性檢驗的t值，并且FA的p值為0.0084，具有顯著意義，應拒絕回歸系數為零的假設，即在假設2中的α1與0具有顯著差異，因此假設2成立，金融工具公允價的變動額具有增量的價值相關性。（3）企業會計準則（2006）實施后，銀行業的金融資產、金融負債的期末信息具有價值相關性。根據表9所示，EA，EBV的t檢驗量的p值均顯著，根據下表分析，模型的擬合優度系數為0.4962，調整后的擬合優度系數為0.4733，F統計量為21.668，通過顯著性檢驗；而EA和EBV通過變量顯著性檢驗的t值，均具有顯著意義，應拒絕回歸系數為零的假設，即在假設4中的α2與0具有顯著差異，而ED的t檢驗量的p值大于0.01，沒有達到顯著水平，因此不應拒絕回歸系數為零的假設，的α3與0無差異，即在假設3中的α2與0具有顯著差異，α3與0不具有顯著差異。表明相比于金融負債，上市銀行更傾向于金融資產投資。

表7 公允價值變動損益的價格模型的回歸分析

表8 金融工具公允價值變動額的價格模型的回歸分析

表9 金融工具的期末信息回歸分析

五、結論

本文選取了以金融工具為主的銀行業會計信息，采用價格模型檢驗2008～2012年間金融工具的公允價值相關性，得出以下結論：（1）銀行業公允價值變動損益不具有增量的價值相關性。企業會計準則（2006）更加強調資產負債觀理念，不難發現無論是對資產負債類會計要素的定義，還是對收入費用類會計要素的定義，都體現了傳統的會計收益觀逐漸被資產負債表觀所取代。在資產負債觀的理念下，財務報表中的利潤表成為了資產負債表的附屬物，企業的收益成為企業期末凈資產比期初凈資產的凈增長額，有關企業財務狀況、經營業績的考核重點轉向股東所有者權益的增加。在資產負債表觀下，相比于利潤表信息，投資者更加看重會計主體的資產負債表中財務信息。（2）銀行業金融工具公允價的變動額具有增量的價值相關性。盡管相關系數不大，但這一假設說明公允價的變動額會影響到公司的凈資產和經營業績，然后反映到公司股價上，投資者認同公允價值的信息提高了會計信息的解釋能力。（3）企業會計準則（2006）實施后，銀行業的金融資產期末信息具有價值相關性，金融負債期末信息不具有價值相關性。表明相比于金融負債，上市銀行更傾向于金融資產投資。

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