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公允價值計量、金融投資行為與公司資本結構的關系探討

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一、引言
    在金融市場,公允價值會計、金融工具與畸高的債務風險常常是緊密關聯且直接導致了經營失敗,這其中頗具警示意義的就是雷曼兄弟公司,破產前,公司通過證券化業務維持增長,同時通過各種公允價值會計手法掩蓋銀行債務,實際的銀行債務卻是有形資產凈值的四十余倍。雷曼公司破產提示人們重視與公允價值會計有關的債務風險。在國內,監管部門明確要求“謹慎適度選用公允價值計量模式”,并且上市公司的債務水平也普遍低于發達國家。但上市公司在采用公允價值會計之后的金融投資行為仍然是值得關注的現象。作為一項制度安排,公允價值計量模式很可能對上市公司的金融投資行為帶來重要影響。從樣本公司來看,在2007~2011年間,以公允價值計量的金融資產等占總資產的比例是2.8%,但在2004~2006年間,以成本模式計量的金融投資占總資產的平均水平只有1.2%。上市公司金融資產的增加與公允價值計量模式是否顯著相關?對公司資本結構產生了何種影響?是否增加了債務風險?
    針對于此,我們考察了公允價值會計、金融投資行為與公司資本結構的相關關系。研究發現,在公允價值計量下,由于價值相關性原則以及盈余管理動機的影響,我國上市公司有著活躍的證券投資行為;而且,隨著金融資產規模的增加,上市公司的債務風險呈現了顯著上升的趨勢。影響機理在于:在成本計量模式下,由于遵循穩健性原則,對證券投資行為具有一定抑制作用;但在公允價值會計下,由于價值相關性原則的導向作用,證券持有利得被視為綜合收益,這促使管理層有強烈的金融投資動機,加之提供了金融資產分類和證券擇機處置這個管理工具,因此對金融投資活動具有顯著激勵作用,導致了金融資產規模的增加;隨著金融資產規模的增加,在內源性資金難以滿足現金需求的情況下,導致有息債務比率和總負債比率顯著增加,進而增加了債務風險。
    本文的學術價值在于:(1)對價值相關性原則與企業投融資行為的關系進行了探究,從制度涵義的視角拓展了會計的研究領域;(2)考察了公允價值計量模式對上市公司金融投資行為以及債務風險的影響機理,為深入理解市值會計對微觀主體和宏觀經濟的影響提供了分析基礎,有助于深入評價市值會計的制度后果,深化了公允價值與金融風險兩方面的研究。
    二、文獻、制度與理論分析
    (一)文獻與制度
    現有研究在四條主線上考察了企業的最優負債水平。第一條主線是權衡理論。(Modigliani and Miller, 1958; Modigliani and Miller, 1963; Miller, 1977)。第二條主線是融資優序假說。Myers and Majluf(1984)和Myers(1984)的分析顯示,由于代理問題以及信息不對稱的影響,企業會按照資本成本從低到高的順序融資,因此不存在確定的目標負債率。第三條主線是擇時理論。Marsh(1982)和Baker and Wurgler(2002)等行為金融學的研究發現,市場時機是影響股份發行和債券發行的重要因素。第四條主線強調經濟制度的影響。其中,Rajan and Zingales(1995)較早發現不同國家的經濟制度和宏觀經濟環境導致了資本結構的差異。
    對會計與負債水平的研究,國外文獻主要考察了會計信息質量對債務水平的影響。例如,Dhaliwal(1980)研究顯示高負債率的公司會選擇使盈余波動性降低的會計方法;Liang and Zhang(2005)研究發現會計信息不確定性越高時企業的債務水平越低;Oztekin(2011)研究表明在高質量的會計準則下會有較高的債務水平。在國內,童盼和陸正飛(2005)等大量研究對公司資本結構進行了解釋,考察了稅收、信貸政策等宏觀調控工具對資本結構的影響(如,趙冬青等,2008;王躍堂等,2010)。但無論國內國外,目前還極少分析會計準則對企業投融資行為和負債水平的影響。
    會計政策變更對資本結構可能存在重要影響。李禮等(2007)雖然沒有把會計政策作為研究重點,但他們基于問卷調查的研究結果顯示:“財務會計政策變更對資本結構的影響因子高于證券監管政策變更、外貿政策變更以及投資項目評估與審核政策的影響”。按照我們的理解,新會計準則主要遵循公允價值理念與資產負債表觀,與原來遵循的穩健性原則以及損益觀存在較大的價值沖突。盡管會計準則原本主要是關于信息披露的規定,但計量模式在金融監管體系中的重要性甚至超出了準則的治理涵義。鑒于此,深入考察公允價值計量對企業投融資行為的影響是頗有必要的。
    (二)理論分析
    深入比較穩健性原則和相關性原則的涵義,可以發現會計是一個可以對企業投融資行為和資本配置產生深刻影響的規則體系。在穩健性原則的導向下,對資產和負債的計量主要遵循成本計量模式,對“壞消息”和“好消息”的確認時間和計量原則存在系統性差異(Basu, 1997),要求盡可能預估所有損失而不預估任何利潤(Watts, 2003),因而對金融資產持有損失與持有利得的會計處理存在顯著的不對稱性。以至于在成本計量下有承擔金融資產價格變動損失的責任,卻不能享有金融資產價格變動的收益,于是增加了經理層的金融資產監管責任,所以對金融投資行為具有抑制作用。但在公允價值計量下,以市場價格作為資產或者負債的計量基礎,市場價格與賬面價值的差額在扣除遞延所得稅之后計入當期損益或者股東權益,于是經理層在承擔證券價格波動損失責任的同時能夠確認證券價格波動的風險收益。所以,在價值相關性原則下,公允價值計量對業績和價值的估計超越了傳統穩健主義的限制,更有利于體現經理層對金融資產的管理績效,進而更可能激勵經理層的金融投資行為。
    經理層在公允價值會計與成本計量下的投資心理會存在差異。在歸因心理的影響下,公允價值計量模式給經理層創造了將功勞和收益歸于自己,同時將金融資產價格下跌的損失歸咎于市場的機會,但在成本計量模式下由于只承擔持有損失不確認持有利得,因而沒有這種機會(徐經長、曾雪云,2010)。我國上市公司存在著對金融資產公允價值變動損益的重獎輕罰現象,管理層從金融資產公允價值變動收益中獲得了超過其他利潤的薪酬激勵,但在面對公允價值變動損失時卻存在著薪酬黏性(徐經長、曾雪云,2010)。因此,在公允價值計量模式以及價值相關性原則導向下更可能激勵管理層的金融投資偏好。
    在公允價值會計下,金融資產分類規則提供了通過證券擇機交易進行盈余管理的機會。當前的國際會計準則準予將以公允

價值計量的證券投資劃分為交易性金融資產和可供出售金融資產兩類。其中,交易性金融資產的價格波動計入利潤表,可供出[第一論文網lunwen.1kEJIAN.COM]售金融資產的價格波動直接計入股東權益。因此,只需要將有價證券歸類為可供出售金融資產,就可以通過審慎選擇證券資產持有利得的實現時點來進行盈余操控。大量研究發現,證券利得交易不利于投資者做出合理的價格判斷和投資決策(Hirst and Hopkins, 1998; Maines and McDaniel, 2000)。所以,金融資產分類以及利得交易的有用性可能促使經理層有更強的動機進行金融投資活動。綜上,我們提出假說H1。
    假說H1:鑒于價值相關性原則和證券利得交易的影響,公允價值計量模式對我國上市公司的證券投資行為具有激勵作用。
    在公允價值會計的影響下,隨著金融資產規模的增加,對資金的需求也會相應增加。對于新增資金需求,企業有提取現金余額、股份融資、債務融資,承擔無違約風險債務等多種融資方式。Myers and Majluf(1984)以及Myers(1984)指出,由于公司內外存在嚴重的信息不對稱以及委托代理成本,因此當投資機會和現金存量改變時,企業慣常以資本成本從低到高的順序籌措資金,經理們的行動就好像他們在當前投資者和潛在投資者的利益沖突中代表了當前投資者的既得利益,最佳選擇是盡量降低資本成本和盡可能使用內源性資金。如果外源性融資是必要的,則會首先采取不引起新老股東利益沖突的方式,也就是債務融資,然后用混合性質的股權融資,之后才是股份融資。
    融資優序假說在國內得到了大量支持。例如,蘇冬蔚和曾海艦(2009)研究顯示我國上市公司的資本結構選擇符合融資順序理論,不符合權衡理論。就融資順序來講,盡管趙冬青等(2008)研究發現我國房地產行業在信貸政策收緊時經營性應付款的增加是主要資金來源,然而,當企業進行金融資本配置時,則不宜以日常周轉的經營性應付款作為資金來源。這是因為金融資產的價格波動大,以至于雖然有活躍交易市場但卻并非隨時有處置時機。這實際上大大降低了現金流動性,因此需求有穩定的新增資金來源。按照這個分析,隨著金融資產規模的增加,當內源性資金不足時,企業可能以債務融資方式進行金融資本配置。盡管銀行不至于直接提供信貸資金支持證券投資,但是經理層可以通過增加項目融資規模、延長項目融資期限、申請增加授信額度等其他變通的方式獲得信貸資金,進而導致有息債務水平和負債比率顯著增加。綜上所述,隨著金融資產規模的增加,在現金余額有限的條件下,企業可能以各種方式拆借銀行資金或者增加債券規模,進而導致負債比率顯著上升。據此,我們提出假說H2。
    假說H2:在公允價值計量模式的影響下,隨著金融資產規模的增加,由于內源性資金供給有限,企業的負債水平很可能顯著上升。
    三、研究設計
    (一)模型(1)
    考慮到金融投資行為存在公司個體特征,因此我們采用固定效應回歸,通過模型(1)檢驗假說H1。
    
    被解釋變量:SI是證券投資規模。在成本計量下,與交易性金融資產對應的是“短期投資”,與可供出售金融資產對應的是長期股權投資中的“長期股票投資”。因此,證券投資規模=[(短期投資+長期股票投資)+(交易性金融資產+可供出售金融資產)]/期末資產總額。
    解釋變量:(1)FVA,表示公允價值計量。2007年及以后,FVA=1;否則,FVA=0。依據假說1,FVA的系數預期為正。(2)PICK,表示利得交易,用于衡量公允價值計量下的盈余管理動機。假如公司i第t年處置可供出售金融資產之前的總資產收益率()大于0并且低于所在行業當年所有正值的中位數時,可能存在盈余平滑動機,令PICK=1;當小于0并且處置后的總資產收益率(ROA)大于0時,表明存在閾值管理動機,令PICK=1;否則,令PICK=0。(3),等于處置可供出售金融資產之前的凈盈余。依據Hirst和Hopkins(1998)對擇機處置的定義,經營性凈盈余越低,盈余管理動機越強,因此的系數預期為負。
    控制變量:ADEQU表示自有資金充足率,等于期末所有者權益除以期末負債。SIZE表示公司規模,等于期末資產總額的自然對數。CASH表示現金流,等于經營性現金凈流入除以總資產。GROWTH表示增長率,等于營業利潤的年增長率。GOVER表示股權性質,如果最終控制人是政府或者國有機構,GOVER=1;否則,GOVER=0。FSR表示股權制衡,等于第一大股東的持股比例。
    (二)模型(2)
    我們采用固定效應回歸,通過模型(2)檢驗假說H2。Capital代表資本結構。Controls是一組控制變量,在趙冬青等(2008),蘇冬蔚和曾海艦(2009)以及王躍堂等(2010)等研究中慣常使用,包括宏觀經濟、公司特征和產品市場競爭程度。
    
    資本結構:Capital用于度量資本結構。(1)LEV,表示資產負債率。(2)PAYA,用于度量無違約風險債務,等于(應付賬款+其他應付款+長期應付款)/期末資產總額。(3)LOAN,表示有息負債,等于(短期借款+長期借款+應付債券)/期末資產總額。(4)SEO,是指示變量,表示股份增發。如果該公司—年有增發新股,SEO=1;否則,SEO=0。
    計量模式:FVA×SI表示公允價值會計下的證券投資規模,用于解釋公允價值計量下上市公司金融投資行為對負債比率的影響,符號為正,表示支持假說H2。由于2007年以來影響資本結構的政策性因素比較多,例如信貸政策和稅制改革(蘇冬蔚、曾海艦,2009;王躍堂等,2010),因此FVA在模型(2)是控制變量。
    宏觀經濟因素:(1)經濟增長率:借鑒Levy and Hennessy(2007),用ΔGDP表示。(2)信貸配給政策:用CREDIT表示①,等于三至五年期商業銀行貸款的年利率。(3)所得稅率變動:用ΔTAX表示②。等于實際稅負的變動。根據稅率差別假說(DeAngelo and Masulis, 1980),ΔTAX的系數預期為正。(4)股票交易價格:用市盈率PE表示。依據市場擇機假說(Marsh, 1982; Baker and Wurgler, 2002),PE的系數預期為負。
    控制變量:(1)非債務稅盾,用NDTS衡量,等于經總資產平減的固定資產年度折舊。(2)有形資產價值,用INVEST衡量,等于經總資產平減的固定資產和在建工程的期末余額。(3)盈利能力,用衡量。(4)產品市場競爭程度,以赫芬因德指數(HHI)作為代理。當市場競爭程度激烈時,企業的競爭行為會更加強硬,負債水平變得更高(James and Lewis, 1986;姜付秀、劉志彪,2005)。
    四、描述性分析
    (一)樣本篩

選與數據來源
    本文以2004~2011年為樣本期間,選取2007年以前上市、持有證券投資至少三年的非金融類公司作為分析對象。要求2007年之前上市,是為了在同一公司基本面下對兩種計量模式展開比較。要求持有證券投資在三年以上,是因為這些公司的證券資產以及資本結構更可能與計量模式有關聯。剔除金融類公司,是因為金融行業的投資行為和資本結構需要專門研究。這三項剔除后,共獲得5554個公司—年的觀測值。再剔除所有者權益小于零或者審計意見為否定或無法發表意見的觀測值共200個,剔除各變量的缺失值共922個,最終得到4782個有效觀測值,代表了696家公司,平均長度是6.87年。
    本文的數據有兩項是手工收集。一是2007年以前的“長期股票投資”數據。二是可供出售金融資產的處置利得。其他數據來源于CSMAR金融研究數據庫。為了獲得穩健的分析結果,我們對所有連續變量按1%的比例進行Winsorize處理。
    (二)描述性統計
    表1欄目A對樣本的分布情況做年度描述。第一,持有證券投資的公司—年是3354個,占總樣本量的70.1%,說明我國上市公司的證券投資行為具有持續性和重要性。第二,在公允價值模式下有更高的證券投資持有率,2007~2011年間有70.1%~78.5%的樣本公司持有證券投資,而2004~2006年的證券持有率只有52.7%~66.4%。
    表1欄目B對證券投資規模與公司資本結構做年度描述。第一,金融資產規模在成本模式下相當低(在0.7%~1.5%之間),在公允價值計量下呈倍數增加(在2.0%~4.0%之間)。第二,我國企業的總負債率(LEV)基本穩定在50%左右。
    
    表2報告了各變量的描述性統計。就證券投資規模(SI)來說,我國非金融類上市公司證券投資占總資產的比率均值是2.2%,中間數是0.4%。SI的均值和中位數比較低,主要是因為成本計量下的證券投資規模相當小的緣故。就計量模式(FVA)來說,有64.1%的公司—年取自公允價值計量模式。就證券交易(PICK)來說,有10.2%的公司—年(487例)界定為利得交易,這些公司通過證券處置實現了盈余平滑或者規避虧損目標。就負債比率(LEV)來說,國內企業負債比率的平均水平是50.6%。這個比例顯著低于發達七國。就資本結構來說,經營性應付款(PAYA)占總資產的比例是13.7%,債務融資(LOAN)占總資產的均值比例是21.6%,選擇股份增發(SEO)的公司占總樣本的6.7%(320例)。其他變量的解釋從略。
    
    表3對兩種計量模式下的證券投資與資本結構進行分組檢驗,顯示了以下結果。第一,我國上市公司的證券投資規模(SI)在公允價值計量模式下比之前高出1.8個百分點,這個差異在1%水平下顯著。第二,總負債比率在2007年之后顯著增加,均值是51.3%,兩者差異在1%置信水平下顯著。第三,有息負債(LOAN)在公允價值計量下的均值是14.1%(中值是12.1%),在成本計量下的均值是13.1%(中值是11.6%),差異在1%水平下顯著;經營性應付款(PAYA)在2007年之后呈現了顯著下降。第四,股份增發在2007年之后顯著增加,可能與《上市公司證券發行管理辦法》的實施有關。
    五、實證結果與分析
    (一)公允價值計量模式對證券投資行為的影響
    
    表4報告了假說H1的實證結果。回歸1~3分別以公允價值計量(FVA)、證券利得交易(PICK)和經營性凈盈余()為解釋變量。從回歸1來看,公允價值計量(FVA)的估計系數在1%水平下顯著,說明在公允價值計量模式下證券資產規模有顯著增加。從回歸2來看,證券利得交易(PICK)的估計系數在1%水平下顯著為正,說明利得交易是金融資產規模的解釋因素。從回歸3來看,經營性凈盈余()的估計系數在10%水平下顯著為負,說明經營業績越差,上市公司持有證券資產規模更大。回歸4對FVA和PICK做同步檢驗,回歸5對FVA和做同步檢驗,估計系數的顯著性是一致和穩健的。回歸4和5已經控制證券交易動機PICK和的影響,因此FVA的估計參數可以解釋為相關性原則的制度后果。綜上所述,我們驗證了假說H1,實證結果說明公允價值計量對金融投資活動存在顯著的激勵作用。
    就其他變量來說,自有資金充足率(ADEQU)與證券投資規模(SI)顯著正相關,說明內源性資金是重要來源。經營性現金流(CASH)與SI呈現負相關,說明在業績惡化的情況下企業會持有大規模證券資產。大股東持股比例(FSR)與SI呈顯著正相關,說明在缺乏制衡的情況下會有激進的投資行為。我們用OLS回歸對假說H1進行檢驗,公允價值計量(FVA)、證券利得交易(PICK)和經營性凈盈余()的系數依然顯著。此外,公司治理因素不顯著,主要是成本計量模式下的證券投資不活躍(徐經長和曾雪云(2012))。
    (二)證券投資行為對資本結構的影響
    表5報告了假說H2的檢驗結果。被解釋變量是資產負債率(LEV)。由于規模變量SI控制了證券投資對內源性資金的依賴以及虛擬變量,FVA控制了2007年之后政策、市場等環境因素的影響,因此FVA×SI的估計參數主要解釋上市公司金融投資活動對資本結構變動趨勢的影響。回歸1顯示,FVA×SI的估計系數在1%水平下顯著為正,這說明在公允價值計量下,隨著證券投資規模的增加,負債水平呈現了顯著增加,是對假說H2的驗證。從分組回歸來看,回歸2顯示證券投資規模(SI)在成本計量模式下的估計系數是-0.433,回歸3顯示公允價值計量模式下的估計系數是-0.288,比前者增加了0.135。這個系數變動表明,在公允價值計量下,隨著證券投資規模的增加,對權益資金的依賴度減少,債務水平有顯著增加,這進一步解釋了本文的假說H2。
    
    表5還顯示,宏觀經濟增長速度(ΔGDP)越快,負債比率顯著上升,這可能是宏觀經濟向好時,投資機會大量增加,因而需要通過負債籌集更多資金。在信貸政策(CREDIT)緊縮的情況下,負債比率顯著下降,這與曾海艦和蘇冬蔚(2010)的分析結果一致。稅率變動(ΔTAX)與負債比率的關系不顯著,可能債務稅盾并非影響融資決策的重要因素。大股東持股比例(FSR)越高,負債比率更低,說明委托代理問題對融資能力有重要影響。赫芬因德指數(HHI)的系數不穩健,可能產品市場競爭對負債水平的影響是不確定的。非債務稅盾(NDTS)對債務稅盾(LEV)存在顯著的替代作用。股票價格(PE)與負債比率的相關性比較弱。其他因素中,資產規模(SIZE)越大、盈利能力()越低、營業增長率(GROWTH)越高的情況下,負債比率越高,這些結果與已有文獻是一致的。
    (三)對融資

順序做進一步分析
    
    表6對融資順序做進一步分析。從解釋變量來看,回歸1顯示FVA×SI與經營性應付款(PAYA)的相關性較弱,回歸2顯示FVA×SI的估計系數與有息債務比率(LOAD)在10%水平下顯著相關,回歸3顯示FVA×SI與股份增發(SEO)無顯著相關性。這說明在公允價值計量的影響下,有息債務隨著證券投資規模的擴張出現了顯著增加,但經營性應付款和股份增發與金融投資活動關系不顯著。從控制變量FVA來看,回歸2顯示有息債務比率在2007年之后呈現下降趨勢,這可能是受到了信貸政策緊縮的影響;回歸1和回歸3顯示經營性應付款和股份增發在2007年之后有顯著增加,由于FVA×SI的系數顯示證券投資不是主要解釋因素,因而可能是經濟環境不確定、定向增發政策等其他原因的影響。從證券規模SI來看,證券投資規模與兩類債務比率都顯著負相關,這說明自有資金是金融投資最主要的資金來源。綜上所述,在公允價值計量模式的影響下,隨著證券投資規模的增加,上市公司的有息債務比率呈現了顯著上升,這說明銀行借款和債券發行是證券投資的重要資金來源,也說明公允價值會計對債務風險有顯著增強作用。
    (四)穩健性測試
    我們執行了如下穩健性測試。(1)重新選取樣本公司。以2004~2011年連續八年持有證券類金融資產的139家公司構建樣本,解釋變量的系數比在主樣本中的估計值更大,顯著性水平也更高。(2)重新劃分研究區間。以2007年新《企業會計準則》實施前后各三年重新劃分區間,實證結果也是一致的。考慮到牛市行情對證券投資存在激勵作用,我們剔除2007年重新構建研究區間,檢驗結果保持不變。
    六、研究結論
    隨著經濟的發展,會計作為一項監管制度在經濟金融體系中的角色和影響力正在成為重要課題和學科前沿,受到了越來越多的關注和強調。在這個背景下,本文考察了公允價值會計對證券投資行為以及資本結構的影響機理。研究發現,由于價值相關性原則和證券利得交易的影響,我國上市公司在公允價值計量模式下有相對激進的金融投資行為,但在成本計量模式以及穩健性原則下卻更為謹慎。然后,在公允價值會計的影響下,金融資產規模的增加導致了有息債務、總負債比率的顯著上升,這說明公允價值會計對債務風險具有增強作用。概而言之,本文對價值相關性原則的經濟涵義進行了闡述,從制度涵義的視角對會計的研究領域進行了拓展,為深入理解市值會計對微觀主體和宏觀經濟的影響提供了分析基礎,有助于深入評價市值會計的制度后果以及對金融風險的傳導作用。
 

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