公允价值计量对上市公司利润的影响的实证研究

王玉　王少华　王晶

摘 要：随着经济全球化以及我国经济的迅猛发展，国际金融的创新以及衍生金融工具的大量创造，内部由于市场经济的逐步完善监管体制的日益完备，公允价值应用越发广泛。本文以金融资产为例，采用2012-2014年上市公司年表数据研究，分析得出公允价值计量会加剧上市公司的利润波动。

关键词：公允价值；利润；金融资产；计量

一、引言

利润是公司业绩的最主要的体现，也是外部利益相关者据以决策的重要依据。随着衍生金融工具的广泛使用，以历史成本计量属性越发不能满足报表使用者多元化的信息需求。2008年美国爆发全球次贷危机，使公允价值成为众矢之的。但挖掘内部原因，公允价值计量并非是金融危机的原因，它只是真实地反映了市场价格波动，对金融危机起到了助长助跌的作用。本文针对公允价值实施相关情况进行实证研究，力图揭示公允价值计量对我国上市公司利润影响的后果，对于保障我国资本市场的健康发展具有深远的意义。

二、研究设计

1.研究假设

金融资产尤其是交易性金融资产和可供出售金融资产这两项由于长期存在活跃交易市场，可以采用市场价格这一第一层次作为其公允价值的输入值。企业在持有交易性金融资产，股价的变动会通过公允价值变动损益主机直接反应在当期利润表中。可供出售金融资产，在持有期间它的公允价值变动并不会直接影响企业的净利润，它是通过其他综合收益科目计入所有者权益中。这两类金融资产在处置时，都将为实现的收益计入投资收益中这就直接影响了企业的净利润。通过上述的分析，提出研究假设公允价值计量会加剧企业利润的波动。

2.樣本和数据

本文以沪深两市公司为样本，样本区间为2012年至2014年。所使用的上市公司财务数据均来自CCER数据库和巨潮资讯网。本文采用2012年至2014年沪深上市公司年报数据。选取的样本遵循以下条件：

（1）剔除金融保险类上市公司。由于公允价值的运用程度较其他公司较大，没有可比性。

（2）剔除没有投资收益或者无公允价值变动损益的上市公司。

（3）剔除年报审计持保留意见的上市公司。共取得274家上市公司。

3.指标的选择和变量设计

（1）因变量

本文采用净资产收益率作为因变量。选择该指标主要是由于净资产收益率（ROE）是反映企业盈利能力的主要指标且是证券监管部门为考核的重要指标。因此最能反应上市公司利润的特征。针对金融资产公允价值计量对上市公司利润的波动影响这一假设，本文沿用先前学者的研究，选择了净资产收益率ROE作为研究指标。

（2）自变量

本文主要研究公允价值计量对企业利润的波动影响，营业利润（不包括公允价值变动损益和投资收益）、公允价值变动损益和投资收益是净利润的主要构成项目。所以选取净资产营业利润率、净资产公允价值变动损益率、净资产投资收益率为自变量。

（3）控制变量

企业在生产经营决策、投资决策时很可能受公司当前承担的风险水平状况的影响，所以本文本文加入风险控制变量，资产负债率。

4.模型的构建

三、数据分析

1.描述性统计

从表1可以看出2012年-2014年这三年间净资产收益率逐年增加，与2012年相比，2013年平均净资产收益率增长了0.41%，这主要是由于净资产营业利润率较上年提高了1.14%以及净资产投资收益率增长了0.75%所致。与2013年相比，2014年平均净资产收益率下降了0.86%，主要由于净资产营业利润率下降了0.58%。另外净资产公允价值变动损益率却出现加大的波动，2013年较2012年下降0.24%，降幅为104.48%；2014年较2013年提高了0.20%增幅为1937.62%；净资产投资收益率逐年增长，2013年较2012年提高了0.75%，增幅为28.52%；2014年较2013年提高了0.53%增幅为15.75%。

2.回归性检验结果

在274个样本数据分别采用Pearson简单相关系数这种方法对该模型进行相关性的检验。从表2可以看出2012年X1净资产营业利润率、X2净资产公允价值变动损益率、X3净资产投资收益率均通过了1%水平上的显著性检验。而X4资产负债率没有通过检验。2013年与2014年X1、X2通过了1%水平上的显著性检验，X3通过5%水平上的显著性检验，X4未能通过检验。外值得关注的是：X1、X2、X3这三年相关系数均为正与Y之间为正相关。2012年净资产收益率与净资产投资收益率之间的相关系数最大，为0.433而与净资产营业利润率为0.367。这说明了企业的利润组成部分中投资收益已经成为其盈利的主要构成部分。这也从另一个方面证明了公允价值的计量对利润波动的影响。

表3为线性方程拟合优度检验，得出2012年至2014年回归模型因为调整R方分别为0.895、0.923、0.946均大于0.6，说明。拟合线性方程对原始数据反映程度较高，该回归模型具有较好拟合度。Durbin-Watson值分别为1.822、1.637、1.715均小于2。则说明原始数据在利用线性回归计算得出的预测值与其实际值之间的差距小，残差序列具有独立性。回归方程显著性检验（F检验）F值分别367.824、521.073、598.191且与之对应的P=0.000<0.01。因此，该模型通过了显著性F检验，自变量和因变量具有相关关系，模型具有意义，可以进行回归分析。

表4为回归系数及常数项的检验结果，可以得出2012年-2014年X1（净资产营业利润率）、X2（净资产公允价值变动损益率）、X3（净资产投资收益率）均通过了T检验。

2012年至2014年X2以及X3的系数均大于X1的系数，这说明了X2与X3的贡献比X1大，尤其是2013年每增加一个百分点的净资产公允价值变动损益率，它对净资产收益率的贡献1.131个百分点，并且其贡献程度是营业利润贡献程度的近2倍。这也说明了公允价值的计量会加剧企业利润波动。

四、实证研究结论

2012年-2014年分别进行回归分析调整R方均大于0.6并且净资产公允价值变动损益率贡献程度比净资产营业利润率高。证明了公允价值的计量加剧了企业利润的波动。这种波动性可能是由于公允价值的顺经济周期效应，从持续经营角度，公允价值计量的会计信息较成本计量仍具有可靠性和相关性的双重优势，表报使用者应进一步分析企业真实盈利情况，以便做出正确的投资决策。

参考文献：

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[3]孙敏慧，孙杨清，许诗奕，朱朝晖.中国金融业公允价值会计顺周期效应研究——基于上市公司的经验数据[J].中国管理信息化，2010（17）.

作者简介：王玉，西北大学会计学硕士，西京学院会计学院；王少华，西安交通大学会计学专业硕士，西京学院会计学院；王晶，西北大学会计学硕士，西京学院会计学院