公允价值运用对上市公司业绩影响

　　公允价值变动损益对企业的业绩有着重要影响，本文重点研究公允价值变动损益对企业业绩的波动影响。

　　《新远见》由华远集团公司调研部与中国体制改革研究基金会北京国民经济研究所合办的月刊，《新远见》创刊于2004年初， 刊物以客观、 真实、 多角度反映经济类观点为宗旨。《新远见》的定位是：专家眼光、记者手法、作家文笔、另类风格，试图从文化的角度解读经济，从经济的角度阐释生活，向社会展示华远公司的文化品位和底蕴，满足先阶段人们对精神产品的需求以及企业管理人员对信息和知识的补充。

　　公允价值变动损益与公司业绩波动在相关性研究时虽然是正向相关的，但不显著;在控制了企业规模、公司成长性、财务杠杆和行业特征四个变量之后，公允价值变动与公司业绩波动之间显著正相关。将样本根据不同经济时期进行分类研究可以发现，经济危机时期公允价值变动对公司业绩波动的影响比经济稳定时期更为显著。

　　以存在公允价值变动损益的沪深两市所有A股上市公司为研究对象，建立多元线性回归方程，探究公允价值变动与业绩波动的相关性以及相关性的显著程度是否因经济景气周期不同而不同。研究结果表明，公允价值变动与业绩波动显著正相关，且经济危机时期公允价值变动对上市公司业绩波动的影响比经济稳定时期更为显著。这一研究结果不仅可以为金融分析师、投资者和其他利益相关者的决策提供相关建议，且丰富了关于公允价值计量风险相关性的研究成果。

　　一、引言

　　2007年1月1日，新《企业会计准则》中引入了公允价值计量属性，并在很多具体准则中或多或少地使用了这一计量属性。国内上市公司在2008年遭受美国金融风暴的影响，股价大幅下跌，利润也出现了大幅缩水。而在2009年股市回暖后，不少上市公司的业绩也随之有所回升。新会计准则执行至今，上市公司业绩跟随股市行情不断反复波动的现象，让人们不得不思考公允价值在上市公司业绩波动中扮演了何种角色。

　　国内外有很多公允价值对上市公司业绩波动影响的研究，尤其是在全球金融危机发生之后，针对公允价值带来的影响引起学者们的激烈讨论和极大关注。但这些研究主要是理论分析，实证文献相对匮乏。而本文旨在实证研究公允价值变动与业绩波动之间是否存在相关性，同时探究这种相关性的显著程度又是否因经济景气周期不同而不同。

　　二、提出假设

　　公允价值计量属性的介入，不仅提高了会计信息的准确性，能够及时精确地反映资产或负债在资本市场真实价值的变动情况，也为企业盈余管理提供了新的方法，使企业能够对财务报表进行一定的调节。因此，公允价值的运用，势必会对衡量企业的业绩产生一些干扰因素。主要体现在两个方面，一是非活跃市场的资产因为没有相关的市场价格作为确定资产公允价值的参考依据，企业只能根据相关信息采用估值技术来估计资产价值，这不免会掺杂人为因素，导致“估值偏差”。二是新会计准则中将公允价值变动损益直接列示于利润表中，这部分的损益与企业的经营状况无关，而是由于金融市场短期波动引起的，如在核算上，交易性金融资产和投资性房地产的公允价值变动损益都直接计入企业的当期损益，从而使得企业的业绩波动加剧。基于以上分析，本文提出假设1。

　　H1：在其他条件不变的情况下，公允价值变动与业绩波动存在显著的正相关关系。

　　由于公允价值受市场波动影响会有一定的波动性，所以在不同的经济时期，公允价值的变动程度不同，从而作用于业绩波动的影响程度也不同。经济危机时期，市场波动性强，资产的市场价值变更频率高，以公允价值计价的资产的公允价值波动性也增强，公司的净利润受到影响的程度增大，公司的融资能力和投资者信心的不确定性同时升高，从而对于公司业绩波动的影响加剧;相反，当经济和市场稳定时，资产的市场价值也相对稳定，不会频繁变更，对公司业绩波动的影响也会降低。由此本文提出假设2。

　　H2：在其他条件不变的情况下，经济危机时期公允价值变动对上市公司业绩波动的影响比经济稳定时期更为显著。

　　三、模型设计与描述性统计

　　(一)样本选择

　　本文的样本总体选取2007—2014年沪深两市拥有公允价值变动收益的所有A股上市公司，剔除了ST公司、金融行业和财务数据缺失的公司。由于业绩波动的计算方式[2-5]，总资产收益率的数据取值时间范围是2006年第三季度至2014年第四季度，比其他变量的取值时间扩大了两个季度。

　　根据假设2，本文需要将样本按照经济时期划分为经济危机时期和经济稳定时期。2007年2月至2008年5月是金融危机的流动危机阶段，而2008年6 月至2009年初是金融危机的信用违约危机阶段，在这两个阶段内，资本市场冲击最大，业绩动荡最严重，经济最不景气，同时参考经济危机的定义[1]，本文将2007—2008年划分为经济不稳定时期，即经济危机时期，并将此时间段的样本作为样本1;2009—2014年为经济稳定时期，为样本2。

　　综上所述，共得到10 635个观测样本，为所有样本。其中样本1为2 457个，来源于550家上市公司;样本2为8 178个，来源于934家上市公司。

　　(二)变量定义与模型构建

　　为了检验公允价值变动对业绩波动的影响，控制变量后，建立如下多元线性回归模型：

　　其中，SD_ROA是总资产收益率的波动率，为连续三个季度的单季度净资产收益率的标准差[2-5];Ln CFV是公允价值变动损益，为计入利润表的公允价值变动损益绝对值的对数;LEV是财务杠杆，为资产负债率;SIZE是企业规模，为公司期末总资产的对数;GRO是成长性，为营业收入的增长率;IND是行业虚拟变量，当公司属于这个行业时，该虚拟变量为1，否则为0。

　　(三)描述性统计

　　对样本进行描述性分析，得到结果如表1所示。从描述性统计表的极值上看，企业成长性的极大值和极小值差距很大，标准差高达241.62，说明各公司之间综合实力差异较大，这可能是由于不同企业所处行业不同造成的。观察发现，总资产收益率均值(被解释变量)在所有样本、样本1、样本2中分别为0.023、 0.026、0.022;由此，公司业绩的波动性在2007—2008年经济危机时期比在2009—2014年经济稳定时期要大。同样，公允价值变动损益(解释变量)在三个样本中的均值分别为13.701、14.200、13.551;也是在经济危机时期的变动要大于在经济稳定时期。公司的成长性在经济危机时期明显低于经济稳定时期，这和不同经济时期的市场稳定性相关。财务杠杆的极大值、极小值和均值都在合理范围之内，但是在经济危机时期的均值要大于经济稳定时期，可见多数上市公司在经济危机时期的资产负债率要高于经济稳定时期，即上市公司在经济危机时期财务风险要比经济稳定时期高一些，这应该和经济危机时期的市场不稳定性有关。

　　四、实证分析与检验

　　(一)所有样本实证分析

　　1.相关性分析

　　如果解释变量之间存在显著相关性，则回归结果会受到一定的影响，故需要对各变量之间做相关性检验。本文采用Pearson系数检测法，得到所有样本的相关性检测表(表2)。

　　如表2所示，公司总资产收益率的标准差与企业规模和财务杠杆、公允价值变动收益和企业规模、企业规模和公司成长性都在1%的水平上显著正相关，而公司总资产收益率的标准差与企业规模、财务杠杆与企业规模都在1%的水平上负相关。

　　根据相关分析结果，可以看出被解释变量公司总资产收益率的标准差和解释变量公允价值变动收益在两者的相关性上并不是特别显著，但是由于模型中还有其他控制变量的介入，结合了企业规模、公司成长性、财务杠杆和行业这四个控制变量之后，被解释变量和解释变量之间的相关关系会发生改变，所以还需要运用相关回归分析进一步检验和分析。从表中不难看出被解释变量即公司业绩波动与企业规模显著负相关，与财务杠杆显著正相关。而公司成长性对于业绩波动的影响也不是很显著，需要在下面的回归分析中进一步探讨。

　　2.共线性检验

　　因为上述解释变量之间存在相关性，且较为显著，为避免回归方程因为解释变量的多重共线性问题而失去意义，有必要对各解释变量进行多重共线性检验。需将每一个解释变量作为被解释变量计算其相对于其他变量的点残差比例得到相应的容差值，当容差值小于0.1时，解释变量间可能存在共线性问题。通过计算得到公允价值变动损益、企业规模、成长性和财务杠杆的容差值分别为0.831、 0.718、0.994和0.992，都远大于0.1，故变量间不存在严重的共线性问题，下面可以运用多元线性回归进行进一步的分析。

　　3.多元线性回归分析

　　对所有样本进行回归分析，得到结果如表3。被解释变量是总资产收益率的标准差，回归分析表是对公司业绩波动所有样本进行的多元线性回归分析结果。可以得到调整R方为0.152，回归方程F检验值为127.780，这说明该回归方程的变量选择比较合理，拟合效果较好，线性模型可行。同时，解释变量公允价值变动损益的标准化回归系数为0.038，其显著性水平Sig.为0.000，远小于0.05，这说明解释变量公允价值变动与被解释变量业绩波动正相关，且解释意义较强，相关关系十分显著，验证了假设1。

　　(二)样本1和样本2实证分析

　　将样本1和样本2采用和所有样本同样的分析方法进行实证分析，结果证明，这两个样本的回归方程的调整R方分别为0.247和0.708，F检验值分别为398.161和179.610，这说明该回归方程在经济危机时期和经济稳定时期的变量选择都很合理，拟合效果也较好，线性模型是可行的。

　　同时，在2007—2008年经济危机时期，公允价值变动的显著性水平Sig.为0.000，而在2009—2014年经济稳定时期为0.006，大于0.000，即在经济危机时期显著性更高。同样的，在经济危机时期的标准化回归系数0.046也大于经济稳定时期的标准化回归系数0.029。以上数据既深入地证明了公允价值变动与业绩波动正相关，即假设1;也验证了在经济危机时期公允价值变动对公司业绩波动的影响比在经济稳定时期更为显著，即假设2。

　　(三)稳定性检验

　　本文在计算被解释变量上市公司业绩波动时，是参考国内外衡量业绩波动的文献[2-5]，以三个连续季度的总资产收益率的标准差来表示，还有很多学者用总资产收益率来表示企业业绩，选取了五个连续年度进行计算[6]。按参考文献[6]的计算方式，结合本文的数据选取基点是季度，而四个季度正好是一年，本文再用四个连续季度的总资产收益率标准差来表示上市公司业绩波动，并运用模型重新进行回归分析。得到总体样本的调整R方为0.040，回归方程F检验值为 30.597，这说明该回归方程的拟合效果是可以接受的，其解释力度也可以。解释变量公允价值变动损益的标准化回归系数为0.030，其显著性水平 Sig.为0.004，远小于0.05，这说明解释变量公允价值变动与被解释变量业绩波动正相关，且相关关系十分显著，假设1的结果没有发生改变。

　　同时，在经济危机时期，公允价值变动损益的标准化回归系数为0.067，Sig.为0.000;而经济稳定时期的回归系数为0.016，Sig.为 0.017，这表示在这两种情况下，公允价值变动与业绩波动显著正相关。但由于经济危机时公允价值变动损益的标准化回归系数0.067大于经济稳定时的 0.016，同时，经济危机时的显著性水平0.000小于经济稳定时的0.017，所以公允价值变动对于业绩波动的影响在经济危机时期要比经济稳定时期更为显著，假设2也没有发生改变。

　　(四)各行业公允价值计价资产占总资产比重统计

　　为进一步研究公允价值变动在不同经济景气时期与业绩波动之间相关关系大小的实际意义，本文将样本选择中涉及到的上市公司按照公允价值计价的资产占总资产的比重进行了排名。排名结果显示，前100家上市公司中有33家房地产业的公司，19家批发和零售贸易公司，同时前10家上市公司中有6家属于房地产业;后100家上市公司中有77家制造业公司，而最后10家上市公司中制造业公司高达8家。根据上述统计结果可以看出，房地产业与批发和零售贸易公司更偏向于采用公允价值计量模式，或者说这两个行业的公司公允价值计价资产相对较多;而制造业行业的公司公允价值计价的资产较少。另外，计算样本选择中被剔除掉的金融保险业的公允价值计价的资产占总资产的比例发现，其比重明显高于排名第一的上市公司，因此金融保险业和房地产业一样属于公允价值计价资产较多的行业类别。

　　五、结论与建议

　　根据实证和统计结果，本研究提出建议：在经济不景气时期，公允价值变动会加剧公司业绩的波动性;那么金融分析师、投资者以及其他利益相关者在收集信息进行公司业绩预测时，如果在能够判断资本市场走势的情况下，结合公允价值变动这一因素，再参考不同行业的利用公允价值计量属性进行计价的资产价值占总资产价值的比重，可以判断出占比高的金融保险业、房地产业以及批发和零售贸易业在经济不景气也就是经济危机时期的业绩波动会明显增大，而占比较少的制造业则业绩波动不会较为明显，那么在做分析报告进行盈利预测时就可以准确地得出各种公允价值计价资产占比不同的行业相关企业的盈利走向和股市走向。同样的，在得知公允价值资产占比较大的行业的业绩波动明显增大时，也可以预测资本市场的形势变化应该是由稳定时期转变为不稳定时期。因此利益相关者在进行业绩与股市分析和资本市场走势分析时，结合公允价值变动这一参考因素，可以在得知一方的情况时较为准确地预测另一方的相关变化，为其提供了更为有利的分析依据。

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