公允价值与投资者情绪研究

李晨等

[提要] 公允价值有利于投资者获取更多对决策有用的信息，因而公允价值对投资者情绪存在一定的影响。本文选取2011年到2014年上市公司有关数据，结合公允价值计量的两个替代变量公允价值变动净损益和交易性金融资产的变动情况，实证检验表明：公允价值与投资者情绪存在微弱的相关性，且公允价值变动对投资者情绪的影响是正向的。本文为公允价值的研究提供新的领域和方向，旨在为公允价值的运用推广提出合理化建议。

关键词：公允价值；投资者情绪；股价

基金来源：浙江省大学生科技创新项目（2015R412021）；指导老师：祖建新

中图分类号：F23 文献标识码：A

收录日期：2016年1月25日

一、引言

价格是价值的货币表现。在会计中，如何将最能体现商品价值的价格通过财务报表反映出来，这就涉及会计计量属性的问题。公允价值概念最早出现于第43号会计公报中。这一公报由美国注册会计师协会于1953年发布，其规定“在计量因证券交换换得的无形资产的成本时，需考虑所付对价的公允价值。公允价值1998年曾在我国会计准则中首次出现，但由于国内诸多条件不成熟的限制，于2001年新修订的准则中被取消。然而，随着时代的发展，公允价值在准则中扮演着越来越重要的角色，在学术界不断深化对公允价值计量研究的同时，社会各界开始普遍接受企业应将公允价值引入财务报表中。为适应实际需要，符合国际发展趋势，我国新准则体系中不同程度地引入了公允价值，成为关注的焦点和一大亮点。

投资者情绪是近年来行为金融学研究的热点前沿，它反映了投资者对于资产未来现金流和投资风险的预期而形成的一种信念，但这种信念并不能完全反映当前已有的事实。对于投资者情绪的定义，至今并没有统一的标准。有观点认为投资者形成投资理念的过程就是投资者情绪，也有观点认为投资者情绪是投资者对未来股价波动的主观性偏好。对于投资者情绪，比较通俗的观点是投资者对股票的总体乐观判断或者悲观判断。笔者更偏向于理解成投资者情绪是指投资者对未来预期的系统性偏差。

投资者情绪本身是个难以度量的概念，它反映了市场参与者的投资意愿或者预期。投资者能感觉到它的客观存在，但是要问它到底有多高、近期发生了何种变化，每个个体投资者都会因为有持仓、风格、财富、地位等因素的不同，而给出不同的答案。不过所有人都难以否认的是，投资者情绪是个非常重要的概念，研究投资者情绪主要有两个作用：第一，它可以告诉我们股市中投资者预期的偏差；第二，它可以提供给我们通过利用这些偏差而获取超额收益的机会。在经济活动中，情绪是个不确定因素，它影响到投资者对未来收益的主观判断，进而影响到其投资行为，形成合力后，对市场会形成很大的影响。投资者情绪对未来市场波动的影响逻辑在于对正面消息、负面消息的逐级反馈情况。

就现有文献来看，国内外学者已关注到公允价值的运用对投资者所产生的影响，但大多只局限于浅层分析，即从公允价值的概念框架出发，联系相关准则，推导出公允价值的运用对投资者的影响。更何况，从国内情况来看，公允价值准则实施不久，许多数据只是反映出一个短期现象，想要进行规范的实证研究，是有困难的。

理论上来看，如以投资性房地产为例，以公允价值计量的投资性房地产的后续计量中，需要列示公允价值变动，有可能会牵涉到所有者权益项目，将更多报表项目联系起来，真实公允地反映资产现实价值。从另一角度来说，公允价值有其严格的应用条件，如果某一地区的多数房地产企业都选择由历史成本转为公允价值计量模式，则此决策可以提供以下信息给投资者：该地区存在活跃的房地产交易市场；该市场机制较为完善能够从房地产交易市场上取得同类或类似房地产的市场价格及其他相关信息，从而保证公允价值的合理性。在一定程度上来说，公允价值的运用可以为投资者带来正面的影响，为投资者提供真实公允信息，提高投资者投资效率。

然而，现实情况总是十分复杂的。公允价值的运用对投资者情绪会不会存在影响？如果存在，则如何描述这种影响？这对公允价值的推广运用有什么借鉴意义？本文拟对这几个问题进行研究。

二、文献综述

（一）投资者情绪。环境因素和心理因素是影响股票市场投资者情绪的两大来源。研究投资者情绪的影响变化关键在于情绪的测量，而投资者情绪度量问题的关键是替代指标的选取。

Baker、Wurgler（2006）选取了封闭式基金折价率、换手率、IPO数量、上市首日收益率、红利溢价和股票发行占证券发行的比例等6个单项指标，利用主成分分析法构建了综合投资者情绪指数，同时证明了这些变量与股票收益的相关关系。参照以上所述方法，易志高、茅宁（2009）考虑了符合中国市场国情的“投资者新增开户数”等指标，构建了适用于中国股票市场投资者情绪的综合指标CICSI。利用CICSI指数证明了投资者情绪对大盘行情存在着举足轻重的影响，且同股市走势基本保持一致。黄德龙等（2009）运用EGARCH模型研究了投资者情绪与股票收益的关系，研究表明股票价格受到了市场情绪的影响。

投资者情绪在投资决策中起着非常重要的作用。蒋玉梅和王明照（2010）的研究证实，投资者情绪对股票错误定价存在重要的影响作用，具体来说，投资者情绪高涨时股票的异常收益率更高，投资者情绪低落时股票的异常收益率更低。

Verma、Soydemir（2009）将个人和机构投资者情绪分解成理性和非理性两部分来研究其对风险市场价格（MPR）的影响，发现非理性乐观情绪的增加将导致MPR明显下降，但理性情绪的变动不会对MPR产生明显的影响。这说明对投资者情绪的分类不同，其所产生的影响也会有所不同，因此在研究中将投资者情绪分类对结果的影响考虑在内，也是有必要的。

综合国内外学者的研究成果发现，投资者情绪对投资者行为、股票大盘走势等都有着十分重要的影响。在构建投资者情绪指标的同时，可以证明投资者情绪对股价大盘存在着一定影响，即投资者的变化，可以引起股价的相关变动。

（二）公允价值。公允价值的研究在国外较为丰富，近年来与新兴的行为金融学结合在一起研究投资行为的文献逐渐增加，在我国也成为关注的热点。

朱凯、李琴等（2008）运用模型构建，主要研究了在信息环境发生变化的条件下公允价值计量信息与股票价格具有价值相关性问题。研究发现，上市公司与投资者之间的信息不对称对公允价值计量的价值相关性有一定影响。

陈学彬、许敏敏（2010）实证研究了公允价值变动对公司盈利的影响，实证研究表明，上市公司盈利的波动性受公允价值变动带来的净损益的影响，而且公允价值变动损益信息对上市公司股票价格也会产生影响。

宋建波、魏心茹（2013）采用会计新准则执行后中国A股上市公司2007～2011年样本，基于股市指数波动的视角，实证检验了公允价值计量与公司股价之间的关系。研究发现，公允价值计量的市场效应受股票市场波动的影响，而股市波动又增强了管理层的盈余管理动机与投资者的非理性投资行为。

王芳、卢雁影、赵双（2015）基于行为金融学理论，以我国2009～2012年A股上市公司为样本进行实证研究。实证结果表明，公允价值变动会影响企业的投资效率。

综上所述，公允价值计量对股票价格存在影响。从行为金融学的研究来看，股价的变动是多方面因素的综合结果，这其中就包括公允价值变动所带来的影响，因此证券市场运用公允价值以后，由于计量属性的变化而产生的影响，对于投资者而言，也存在一定的影响。

三、理论分析

在讨论中国证券市场相关特征中，投资者情绪是不可忽略的一个重要因素。投资者具体可分为股权投资者和债权投资者两大类，公允价值有利于投资者获取更多对决策有用的信息。

投资者为企业提供资金支持，直接影响着企业的生存与发展，是企业的主要利益相关者。投资者具体可分为股权投资者和债权投资者两大类，本文研究的是股权投资者，即企业的现实股东和未来可能的股东。根据信号传递理论，公司通过决策向市场传递供投资者做决策分析的相关信息。我国企业会计准则规定，公允价值计量的应用有严格的使用条件，即完全市场或熟悉情况的交易双方获得的公平交易价格。因此，公司在这样的要求下做出的决策，可以在一定程度上反映整个市场的宏观信息。另外，公允价值计量能更真实客观地反映出企业的财务状况、经营成果，所以公允价值计量还能提供更多的与投资决策相关的微观财务信息。因此，基于上述分析，本文提出以下假设：

H1：公允价值的变动对投资者情绪有影响

当市场处于高情绪阶段时，情绪投资者低估风险，大量的交易股票会导致股票价格的上升，短时间内由于股票价格的急剧上升致使投资者获得较高的收益；当市场处于低情绪阶段时，情绪交易者高估风险，认为股票价格还会不断下跌，在股票价格回涨之前大量抛售股票，导致整体市场呈现低收益效应。

具体来讲，当市场行情上涨时，以公允价值计量的资产价格会随之上涨，价格的变化立即以公允价值变动损益的形式进入损益表中，同时表现为企业净利润增加。如果公允价值变动对企业净利润的敏感度较大，即企业公允价值变动损益的增加将引起净利润更大幅度的增加时，投资者可能会“功能锁定”于较高的会计盈余而高估企业价值。当市场行情下跌时，以公允价值计量的资产价格会随之下降，价格的变化立即反映在损益表中公允价值变动损益的减少上。如果公允价值波动对企业净利润的敏感度较大，即企业公允价值变动损益的减少将引起企业净利润更大幅度地减少时，由于市场的不完全性，非理性投资者会“功能锁定”于较低的会计盈余而低估企业价值，同时由于公允价值的“顺周期效应”，导致股票价格大幅下跌。基于以上分析，本文提出如下假设：

H2：新会计准则实施后，公允价值与投资者情绪之间存在正向相关关系。

四、研究设计

（一）变量选取与模型构建

1、变量选取。Delong、Shleifer、Summer和Waldman建立的噪声交易理论模型（DSSW），首次把情绪因素考虑到资产价格当中。此后，大量学者建立理论模型或者实证分析，证明投资者情绪与股票收益及其波动有着非常密切的关系。理论模型从严格的数学推理入手，证明了投资者情绪是造成股票价格偏离其基本价值的系统性因素，这为研究投资者情绪对股票价格的影响在数理模型上提供了支撑。朱伟骅、张宗新（2008）采用封闭式基金折价率作为投资者情绪指标，建立理论模型对投资者情绪与股价变化进行分析，探讨投资者之间的博弈所导致的投机性泡沫及其预期性。

大量理论及实证研究表明，投资者情绪与股票价格之间存在着密切的关系。为简化模型而有效验证假设，本文采用股价作为投资者情绪的替代变量。

另外，本文选择公允价值变动净损益和交易性金融资产作为公允价值的替代变量，原因有如下三点：第一，作为替代变量进行实证检验，公允价值变动净损益及交易性金融资产两个指标为上市公司财务报表列报项目，数据容易获取且比较可靠；第二，对于公允价值净损益而言，直接反映了公允价值变动情况，直观表达出公允价值计量的变化；第三，对于交易性金融资产而言，此虽为资产类项目（权益性投资），但其是财务报表中从确认到期末账面核算均采用公允价值的资产，也是公允价值认可度较高的。在新会计准则中，根据外商投资企业能否具有控制、共同控制或重大影响等因素考虑，把股权投资分为交易性金融资产、长期股权投资和可供出售金融资产等资产账户。并使用不同的会计方法来进行确认和核算，这些变动对所持投资资产的价值和因持有股权投资而产生的损益造成了很大的波动和影响。其中，交易性金融资产是指企业为了近期内出售而持有的债券投资、股票投资和基金投资，且该资产具有活跃市场，公允价值能够通过活跃市场获取。即从其定义来看，交易性金融资产和公允价值有十分密切的关系。

2、模型构建。国内外研究文献中对价值相关性的检验大多采用价格模型和收益模型。价格模型将公司股票的内在价值表示为股票账面值（资产负债表信息）、剩余收益（损益表信息）和其他信息的线性组合，如公式（1）：

Pi=β0+β1BVPSi+β2NIPSi+εi （1）

其中：Pi表示i公司的股票价格，BVPSi表示i公司产权的每股账面价值；NIPSi表示i公司每股收益；β0表示模型中忽略的、均值不为零且与股价有关的信息；εi为随机误差项，β1、β2为系数，其大小反映了与股价的价值相关性程度。

本文为简化数据模型，提高结果的准确性，选择横截面数据进行实证研究。现实中，变化的经济结构或不同的社会经济背景等因素会导致反映经济结构的参数随着横截面个体的变化而变化。因此，很多情况下会考虑采用系数随横截面个体的变化而改变的变系数模型，基本形式如下：

yi=αi+βixi+μi （2）

其中，yi为因变量，xi为解释变量。参数αi表示模型的常数项，βi为对应于解释变量xi的系数。随机误差项μi相互独立，且满足零均值、等方差的假设。常数项αi和系数向量βi都会随着横截面的个体的改变而变化。

根据以上分析，本文在收益模型、价格模型的基础上做了相应的调整，结合变系数模型，给出如下模型定义：

P=α1+β1PLFVC+μ1 （3）

P=α2+β2HTFA+μ2 （4）

其中，式（3）中P表示年收盘价，即年底股票收盘价格；PLFVC为每股公允价值变动净损益，α1为常数项，表示除公允价值变动净损益之外的影响因子对股价的影响，β1为系数，μ1为残差项。

式（4）中P表示年收盘价，即年底股票收盘价格；HTFA为每股交易性金融资产期末余额，α2为常数项，表示除公允价值变动净损益之外的影响因子对股价的影响，β2为系数，μ2为残差项。

（二）样本选择与数据来源。研究样本选取的是上海和深圳证券交易所的上市公司。首先，由于A股上市公司数据较为健全，而且会计准则规定上市公司自2007年起实施新会计准则，因此选择A股上市公司作为样本有利于开展对本文假设的验证，实施严格的实证检验，保证实证结果的准确性和可靠性，以期得到较为符合事实的结论；其次，样本时间选定在2011～2014年年报，最先考虑了样本容量的需要，同时出于对会计准则检验的考虑，2007年以来实施的新会计准则中已引入了一定程度的公允价值，然而由于实施时间不长，应当考虑实践的滞后性及现实情况。2011年之后已有较多的数据公布，保障了实证过程顺利的进行，而2014年财政部发布并实施了公允价值准则，考虑到这一时间点的特殊性，因此样本选择为2011～2014年，即A股2，662家上市公司2011～2014年的年报数据。

本文数据来源于wind金融数据库，考虑到数据的可得性，样本区间为2011～2014年度数据，最终样本数为243家。

五、实证分析

（一）描述性统计。（表1）从表中的描述性统计结果可以看出，样本中上市公司的年收盘价在2011～2014年间的最小值是1.68，最大值是74.71，波动幅度较FE和交易性金融资产要大得多。同时，我们可以得出按照2006年新会计准则采用公允价值计量的FE的均值为每股0.00316元。另外，样本上市公司的交易性金融资产的均值为每股0.38578元。

（二）相关性分析。（表2）从Pearson相关系数矩阵来看：年收盘价与公允价值变动净损益的显著差异性水平为0.079，在0.01水平上显著相关；而年收盘价与交易性金融资产在0.05水平上显著相关，且两者的相关性水平为0.28，呈显著正相关。

公允价值变动净损益与交易性金融资产对股价的相关性虽然微弱，但却是显著的。从一定程度上来说，证明了公允价值对投资者情绪存在影响，即与假设H1相符。

另外，两个解释变量之间的相关系数为0.149，远远小于0.8，这表明解释变量之间的相关系数在合理范围之内，不存在各变量之间的多重共线性问题，进而也不会对回归结果产生不利影响。

（三）回归检验。（表3）由表3可知，模型（3）的判定系数R2为0.006，其含义表明在被解释变量年收盘价的变动中，由所选解释变量可解释的有0.5%的概率。模型（3）的F统计值为3.608，并且sig值为0.058，其含义表明该模型不但具有统计学意义，而且线性关系比较显著，从而说明解释变量公允价值净损益和常量的影响对被解释变量年收盘价而言是显著的。由表3可知，从回归系数及sig值的检验可知，公允价值净损益通过了检验，其回归系数为11.397，其含义表明公允价值净损益与年收盘价之间具有显著的正相关性关系，若上市公司的公允价值净损益越大，那么年收盘价就有越大的上升幅度。

模型（4）的判定系数R2为0.071，其数值说明在因、被解释变量年收盘价的变动中，由所选解释变量交易性金融资产可解释的有7.1%的概率，数值较小，说明方程拟合度较低。满足F检验，F值为74.081，Sig值为0.000，小于0.01，表明该模型不仅具有统计学意义，且线性关系比较显著，从而说明交易性金融资产对年收盘价的影响是显著的。其标准化系数值为0.266，大于公允价值净损益的0.079，说明交易性金融资产对于年收盘价的影响较公允价值净损益大。根据非标准化系数值，常量为9.5，系数为1.802，说明交易性金融资产每增加一单位，就会引起年收盘价1.784个单位量的增长，证明年收盘价与交易性金融资产之间存在正相关性关系，活跃市场下公允价值计量的交易性金融资产越大，越能使年收盘价提高。表明公允价值对于投资者情绪具有正相关性影响，与假设H2相符。

六、结论

从公允价值与投资者情绪的关系上来说，公允价值的运用会带来投资者情绪一定的变化，两者呈正向相关关系，即当公允价值上升时，投资者情绪会有一定的上涨，表现为投资者对股票持乐观态度，进而对其投资行为有一定的影响。

本文以上市公司数据入手，主要研究了公允价值与投资者情绪之间的关系问题，实证结果显示，两者存在一定的正相关关系，然而显著性并不明显。其原因可能有以下几点：第一，样本数据有限，且与实际运用存在偏差；第二，本文所采用的回归模型为变系数模型，可能与实际情况偏差较大，有待进一步研究；第三，行业之间或许会存在差异，由于实际情况的限制，并未进行相关验证，有待进行补充。

因此，今后的研究还需要更多关注公允价值在我国的适用性问题，结合我国市场经济发展的实际情况、会计人员的业务水平和人们对新事物的心理接受程度，从历史成本的谨慎性和公允价值的价值相关性两个方面权衡利弊，并为公允价值应用制定出更具操作性、更为详尽的实施细则和指南，使我国的会计准则在国际趋同的同时，更符合我国市场发展的实际情况和财务报告使用者的实际需求。

主要参考文献：

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