新金融工具准则对公允价值变动价值相关性的影响研究

张媛媛

一、引言

会计准则是企业编制财务信息的基础，会计准则改革致力于提升会计信息质量和监管效率。金融工具准则作为金融资产和金融负债确认和计量的基础，因广泛使用公允价值在金融危机中总是广受诟病。2008年金融危机过后，为避免会计信息虚假披露，国际会计准则理事会（IASB）于2014年7月24日发布新金融工具国际财务报告准则（IFRS9），并于2018年1月1日开始执行。根据我国财政部要求，我国在境外上市以及在境内外同时上市的企业于2018年1月1日同步实施新准则，其他境内上市企业自次年1月1日开始实施。新金融工具准则主要改变了金融工具的分类思路和计量方法，致力于释放资产端风险、夯实资产质量。

盈余管理是企业管理者利用其信息优势地位，对财务报告的会计信息进行人为控制和调整。由于金融产品在确认和计量过程中存在复杂性和主观性等特点，其一直是企业进行盈余管理的重要途径。那么此次金融工具准则改革对会计信息质量的影响就成为一个有待检验的问题。首先，新准则的实施是否提升了会计信息透明度，增加了净利润和其他综合收益的价值相关性？其次，新准则对价值相关性的实施效果与企业的盈余管理行为是否存在关系？本文利用我国A+H股2018年率先实施新金融工具准则的特定场景，通过倾向得分匹配法（PSM）设置对照组，运用双重差分模型（DID）选择准则实施前后的2017-2018年作为观测窗口评估新准则对净利润和其他综合收益的价值相关性的影响，并进一步研究盈余管理程度不同的公司，其他综合收益价值相关性的变动的幅度是否一致。

二、文献综述

（一）关于公允价值计量的价值相关性研究

Barth（1994）最早发现与历史成本相比，公允价值对股价拥有更显著的解释能力。公允价值计量确认的利得和损失已实现的部分计入净利润，未实现的部分计入其他综合收益。针对公允价值计量，以往研究基本上认为计入净利润的公允价值变动比计入其他综合收益的公允价值变动更具有价值相关性，但是针对其他综合收益价值相关性的研究结论一直没有统一。Dhaliwal et al.(1999)比较净利润和综合收益的价值相关性发现，综合收益与股价的关系不那么密切，预测未来营运现金流和收入的能力也更差。随综合收益观的发展，学者对其他综合收益的价值相关性的认知发生了较大变动。Chambers et al. ( 2007) 以SFAS 130 颁布作为分界点，发现其他综合收益在准则颁布前不具有价值相关性； 但是准则颁布后的其他综合收益却与股价显著相关。Chambers et al.认为SFAS 130 颁布前其他综合收益的计量存在较大估值误差，并且准则颁布后的表内列报形式引起了投资者的足够重视。Marchini and Carlotta（2015）研究发现，虽然净利润与综合收益账面价值之间存在明显的不相关价差，但首次在财务报告中列报综合收益确实对公司业绩产生了显著影响。Dechow and Ge.，（2006）认为收益的不同构成部分具有不同的预测价值，净利润与综合收益的预测价值都是投资者必须的。

我国学者针对公允价值计量对财务报表盈余信息价值相关性的研究大多集中在披露方式的影响上。2009年其他综合收益从所有者权益表计入损益表掀起了我国研究其他综合收益价值相关性的热潮。王鑫（2013）认为相比于净利润，其他综合收益对股票价格和股票年度收益率的解释能力更强，但在预测未来净利润和净现金流量时，则不如净利润准确。盖地和高潮（2012）认为以“净利润+其他综合收益”综合披露的方式比单独的净利润和单独的其他综合收益都更有价值相关性。2014年我国会计准则就其他综合收益在利润表的披露方式做调整，并要求按是否能重分类进损益分别列报。邓永勤等（2017）就其他综合收益重分类进行研究，发现按是否能重分类进损益分开披露其他综合收益增加了会计信息对公司未来业绩的预测能力。

（二）关于公允价值计量的盈余管理研究

公允价值计量带给盈余信息的不确定性是企业利用金融资产之间的确认和分类进行利润操纵的根本原因。早在1995年，Collins et al.就指出银行会通过策略地选择投资损益的实现时间来进行盈余管理。Lee et al.（2006）研究发现进行盈余管理的公司更倾向于在利润表中报告综合收益向市场传递其调整后的盈余信息。并且，管理盈余的手段一般是通过调整可供出售金融资产重分类的时间和金额来平滑净利润。Hunton et al.（2006）发现65%的高管会通过操控可供出售金融资产实现公允价值 变动金额在当期损益和所有者权益之 间的转化，来迎合分析师的业绩预测，向市场传递公司稳步发展的利好消息。杨克智（2016）的研究结果表明我国上市公司也存在通过调整其他综合收益计入当期损益的时间和金额进行盈余管理的行为；并且发现其他综合收益在财务报表中列报的透明度可以在一定程度上压缩企业的盈余管理空间。王艳和谢获宝（2018）发现列报其他综合收益可以代替公司的自我治理，通过抑制企业的盈余管理行为而促进市盈率的提升。因此，盈余管理与其他综合收益信息质量之间也存在一定的关系。

表1 变量定义表

表2 描述性统计

表3 相关性分析

三、理论推导与提出假设

（一）新金融工具准则与价值相关性

价值相关性研究指检验会计信息与投资者作出投资决策的相关程度。李腊梅（2014）认为直接计入净利润的公允价值变动对股价的敏感程度比计入其他综合收益的变动更大。由于净利润和其他综合收益列报形式的不同，投资者等财务报告使用者对公司净利润的感受更加直观。近年来随着综合收益观的发展，其他综合收益逐渐列报于更加重要的位置，学者研究结果表明列报方式的变化增加了投资者对其他综合收益的关注程度。但是Bhat和Ryan（2015）将计入净利润的公允价值变动损益和其他综合收益区分开来，发现显著提高公允价值变动损益的价值相关性的是银行信用模型，而不仅是其披露活动。本次新金融工具准则对金融资产的分类和计量都进行了较大调整，将金融资产由四分类改为三分类，并增加了公允价值计量范围。新准则实施后，更多的金融资产被划分为以公允价值计量且其变动计入当期损益的金融资产（FVPL），新增的FV-PL主要来自于原准则下可供出售金融资产（FV-OCI）中的权益工具部分。随着更多金融资产被划分为FV-PL类，计入其他综合收益的公允价值变动体量缩小，公允价值变动直接反应在企业的当期净利润中，公司利润波幅加剧。因此本次新金融工具准则的实施会从本质上对计入净利润和其他综合收益的公允价值变动的价值相关性产生影响。针对其他综合收益，由于剥离了重分类进损益的可能性，提高了其会计信息质量，提升了投资者的信任；针对净利润，由于其波动幅度增大，在准则实施初期投资者对净利润的敏感度将降低，因此提出假设H1a和H1b:

表4 回归结果表

表5 分组回归结果表

H1a：2018年新金融工具准则实施，增加了其他综合收益的价值相关性；

H1b：2018年新金融工具准则实施，降低了净利润的价值相关性。

（二）新金融工具准则与盈余管理

其他综合收益作为企业进行盈余管理的重要工具，在会计信息质量高的情况下也可成为抑制企业盈余管理的重要手段。王艳等（2018）认为在信息质量可靠性较高的情况下，其他综合收益向市场传递了企业基本面的增量信息，投资者可以利用其他综合收益预测未来现金流作出投资决策，发现企业的盈余管理行为。原准则下，可供出售金融资产重分类门槛较低，公司经常通过控制可供出售金融资产的处置时间进行盈余管理。新准则实施后，权益工具投资只能分类进FVPL，但在初始确认时也可以直接指定为FV-OCI。这种情况下，金融资产作为权益工具终止确认时不能将原公允价值变动转入当期损益而是直接计入留存收益，权益类科目的内部结转无法影响损益。因此，新准则下其他综合收益不再是企业调整利润的“蓄水池”，从而遏制了企业利用可供出售金融资产重分类来操纵盈余信息的行为。新准则的实施提升了其他综合收益的信息质量，减少了利润操纵空间。因此针对盈余管理程度高的公司，新准则的实施效果更好，故提出假设H2：

H2：盈余管理程度高的公司，其他综合收益的价值相关性增加的幅度更大。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

根据财政部通知要求，我国在境外上市以及在境内外同时上市的企业2018年1月1日实施新准则，其他境内上市企业自2019年1月1日实施。本文从wind数据库中选取112家A+H股公司2017-2018年的数据样本为实验组，采用倾向得分匹配法（PSM），根据企业的规模、经营现金流量、资产负债率等特征就实行新金融工具准则变量组对相同年份的其他境内上市公司中选取样本进行匹配，作为对照组。样本选择中剔除了ST及＊ST样本，采用季度数据作为观测区间共得到1445个观测值。

（二）模型构建与变量定义

1.盈余管理的度量

(3)工程前后流速变化。裁弯工程实施以后，南夹江比降增大，分流量增大，流速增加，同时成德洲右汊内流速也略有增加，成德洲中汊、成德洲左汊以及丁家洲左汊的流速则略有减小。从断面最大流速的变化来看，本河段内除南夹江汊道段流速显著增加，变幅约0.17～0.38 m/s，其余河段流速变化不大，最大变化幅度均在±0.1 m/s以内。从断面平均流速的变化来看，裁弯方案实施以后，本河段除南夹江汊道段平均流速有所增大外(最大达0.14 m/s)，其余河段平均流速均无显著变化，变幅在±0.02 m/s以内。

以往研究通常使用修正的琼斯模型衡量企业的盈余管理程度，将非操纵性应计利润从总应计利润中分离后即为操纵性应计利润。基于A+H股多为金融类企业，其利润来源更侧重于对外投资活动。本文借鉴李芳的研究成果，对修正的琼斯模型进行改进：将投资活动纳入总应计利润计量中。公式（1）表示净利润扣除收付实现制下经营活动和投资活动实际获取的收益，即为权责发生制下的总应计利润。

其中，NI为净利润；CFO为经营活动现金流入量；ICFI为投资活动现金流入量。再构建了修正的琼斯模型：

其中，公式（2）表示应计项目总额，将系数带入公式（3）表示非操纵性应计利润，残差项即为操纵性应计利润，如公式（4）所示。REV为销售收入的变化量，t年的主营业务收入减去t-1年主营业务收入；REC为t年的应收账款减去t-1年的应收账款；PPE为期末固定资产净值；A为净资产。

2.基本模型

为了检验并比较其他综合收益和每股收益的价值相关性，借鉴修正的Oshlon模型，并增加控制变量，构建如下回归模型（5）-（6）：

本文运用双重差分研究会计准则变迁对公允价值变动损益价值相关性的影响。引入会计准则修订虚拟变量Treat，实施新准则的样本为实验组取值为1，否则为对照组取值为0；引入时间虚拟变量Time，当样本数据取自2018及以后时取值为1，否则取值为0。并构建时间虚拟变量与准则实施虚拟变量的交互项，形成模型（7）：

新准则实施后，权益工具投资只能分类进FV-PL，但在初始确认时也可以直接指定为FV-OCI。这种情况下，金融资产作为权益工具终止确认时不能将原公允价值变动转入当期损益而是直接计入留存收益，权益类科目的内部结转无法影响损益。因此，新准则下其他综合收益不再是企业调整利润的“蓄水池”，从而遏制了企业利用可供出售金融资产重分类来操纵盈余信息的行为。新准则的实施提升了其他综合收益的信息质量，减少了利润操纵空间。

实验组和对照组在准则实施前后的差异可分别用公式（8）和（9）表示：

为了检验假设2，根据盈余管理程度四分位法对样本数据进行分组，DA位于前1/4的样本为高盈余管理组和位于后1/4的样本为低盈余管理组，再分别运用模型（11）进行回归。

控制变量方面，从本文选择公司规模（SIZE）、换手率（TURN）、风险系数（BETE）、国有股比例（NR）、流通股比例（CSR）、消费者信心指数（CCI）、国内生产总值（GDP）作为控制变量，其具体的变量定义见表1。

五、实证结果

（一）描述性统计

表2为描述性统计结果。其中，操纵性盈余管理（DA）的平均值为-1.014，最小值为-90.331，最大值为11.619，中位数为-0.594，说明各个公司之间盈余管理程度存在较大差异，且在考虑投资活动所产生应计利润的情况下大多数公司进行的是向下的盈余管理。其他综合收益（OCI）和每股净利润（EPS）的平均值分别为0.062和0.474，标准差分别为0.367和0.926，且每股净利润的最大值与最小值的差额明显大于其他综合收益的差额，这与公司股价波动较大的特征相契合，因此，猜测每股净利润与股价的相关性强度要大于其他综合收益。公司规模（SIZE）的平均值为24.713，中位数为24.916，二者十分接近说明样本数据在匹配过程中充分控制了企业规模带给实验组和对照组的差异。市现率（PCF）用于衡量股票的价格水平和风险水平，其中位数为7.087，对于投资类企业来说，半数以上公司的市现率保持在个位数，意味着其运作资本的效率和能力整体较好。但是结合其平均值为-47.670，标准差为2192.160，说明运作资本效率差的企业虽然样本量较少，但公司的每股现金减少额很多，经营压力很大，风险水平很高。Beta系数（BETA）的平均值为1.784，说明样本公司的股价波动整体高于市场平均水平。换手率（TURN）和流通股比例（CSR）作为反映股票流通性强弱的指标，其平均值分别为1.137和44.666。消费者信心指数（CCI）和国内生产总值（GDP）作为宏观变量控制时间效应，最大值和最小值分别为122.867、12.445和110.934、12.097，在两年的时间内未出现大幅波动。

（二）相关性分析

表3为相关性分析结果。从表3可以得知：解释变量和控制变量之间的相关系数较小，因此不存在严重的多重共线性。由相关性分析结果初步可知：其他综合收益（OCI）和每股净利润（EPS）均与股价正相关，且每股净利润的相关性更为显著。TTOCI、TTEPS分别为OCI、EPS与虚拟变量的交乘项，其中TTOCI的相关系数为负且不显著，TTEPS的相关系数显著为正，初步证明新准则对其他综合收益和每股净利润的价值相关性产生影响，新金融工具准则实施的具体效果尚需回归模型进行深层次检验。

（三）多元回归结果

表4显示了模型（10）和模型（11）的回归结果。回归（1）表示其他综合收益和每股净利润与股价的价值相关性，及新金融工具准则实施带给价值相关性的变化。其中OCI与股价负相关，EPS与股价正相关，且EPS在1%的置信水平下显著相关。交乘项TTOCI的系数为正，TTEPS的系数为负，说明新金融工具准则的实施增加了计入其他综合收益的公允价值变动与股价的相关性，而降低了计入本期利润的公允价值变动与股价的相关性。为了提高结果的稳健性，在回归（1）的基础上，加入控制变量得到回归（2），得到相似的结果：交乘项TTOCI的系数为正，TTEPS的系数为负，且TTOCI的结果由不显著变为显著，调整后的R²由原来的0.554上升为0.659，增强了模型的解释能力。

表5为分组回归，其中回归（3）表示高盈余管理组的回归结果，回归（4）表示低盈余管理组的回归结果。回归（3）中交乘项TTOCI和TTEPS的系数分别为27.909、-21.737，且均在1%的置信水平上显著相关。回归（4）中交乘项TTOCI和TTEPS的系数分别为3.938、-3.289，仅TTEPS在1%的置信水平上显著相关。因此，新金融工具准则的实施增加计入其他综合收益的公允价值变动与股价的相关性的程度在盈余管理程度高的公司比盈余管理程度低的公司作用效果更加显著。之所以出现上述结果，是因为新金融工具准则实施增加了其他综合收益重分类的难度，从而抑制了管理层通过其他综合收益进行盈余管理的行为，进一步提高了企业的盈余信息质量。并且OCI在盈余管理程度高的公司相关系数为负，在盈余管理程度低的公司相关系数为正，进一步印证了盈余管理程度高的公司是通过其他综合收益重分类来操纵利润，因此投资者对高盈余管理公司的其他综合收益的信任程度更低。

（四）稳健性检验

为了保证研究结论的可靠性，本文采用收益模型对模型（1）和模型（2）进行稳健性检验，稳健性检验结果与表4没有显著差别。不管是价格模型还是收益模型的回归结果，均得到一致结论：新金融工具准则的实施增加了计入其他综合收益的公允价值变动与股价的相关性，而降低了计入本期利润的公允价值变动与股价的相关性。

针对企业的盈余管理程度，本文采用修正Jones模型重新计算DA，再次进行分组回归。结果显示：估值系数（TTOCI、TTEPS）的符号与显著性基本没有变化，仅模型（4）中TTOCI在10%水平上显著，因此回归结果具有较强的说服性。

六、研究结论与启示

本次金融工具准则改革使得金融资产分类更加客观，减少了金融资产重分类的随意性，提高了财务报告信息质量，增加资产价值变动的透明度。本文选取2018年执行新金融工具准则的A+H股上市公司为实验组，未执行的公司为对照组，检验了新金融工具准则实施条件下计入当期损益和其他综合收益的公允价值变动的价值相关，进一步探讨准则实施效果与盈余管理的关系。

本文的研究结论包括：（1）新金融工具准则的实施增加了其他综合收益的价值相关性，而降低了净利润与股价的相关性。研究结果表明根据新金融工具准则的分类标准，更多的金融资产公允价值变动计入了当期损益影响净利润，因此投资者对净利润的敏感程度普遍降低。而计入其他综合收益的公允价值变动更加清晰明了，因此投资者对其他综合收益的重视程度有所提升。（2）新金融工具准则的实施提升其他综合收益价值相关性的程度在盈余管理程度高的公司比盈余管理程度低的公司作用效果更加显著。这说明新金融工具准则使得其他综合收益以更客观、更透明的方式进行披露，降低了投资者与管理者之间由于信息不对称所造成的投资风险。

新金融工具准则的实施提升了财务报告中盈利信息的可靠性。虽然准则实施初期由于利润大幅波动所造成的投资者敏感度降低，但是随着金融工具准则的逐步推动，利润波动将更加平稳，财务结果对企业经营业绩的反映将更加真实有效，更能直观揭示企业的盈余信息。