投資性房地產(chǎn)公允價值與股價的關(guān)系實證分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u13570投資性房地產(chǎn)公允價值與股價的關(guān)系實證分析案例 1249691.1提出研究假設(shè) 1217611.2樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 222111.3變量說明及模型構(gòu)建 261561.3.1變量說明 2116631.3.2模型構(gòu)建 565921.4回歸分析 6100351.4.1描述性統(tǒng)計 6164361.4.2相關(guān)性分析 7191541.4.3回歸分析 974311.4.4回歸結(jié)果分析 13141841.4.5穩(wěn)健性檢驗 141.1提出研究假設(shè)自美國FASB首次提出公允價值概念并不斷加以補充和完善，公允價值已普遍運用于世界各國會計準則之中，公允價值在我國的應(yīng)用在2006年以前面臨著許多爭議，但隨著資本市場的不斷成熟，公允價值模式的重要性逐漸顯現(xiàn)出來。2006年廣泛接納并謹慎使用公允價值以及2014的CAS39文件，標志著公允價值模式在我國將會逐步成熟發(fā)展已是不可避免的趨勢。回顧前文文獻，國內(nèi)外大部分學者均承認投資性房地產(chǎn)選擇公允價值模式進行計量后，市場價格的不斷變動會引起投資性房地產(chǎn)的價值的不斷改變，最終財務(wù)報表會真實體現(xiàn)出企業(yè)投資性房地產(chǎn)準確價格以及企業(yè)實際收益狀況，為財務(wù)會計信息使用者提供了相對于歷史成本計量而言更加真實可靠的會計信息，為投資者做出投資決策提供依據(jù)，即會計信息具有價值相關(guān)性。另外考慮到我國目前發(fā)展情況，采用公允價值的投資性房地產(chǎn)的企業(yè)雖然比重不斷上升，但總體份額依然較小，公允價值計量模式起步較晚，發(fā)展時期較短以及其不可重新轉(zhuǎn)回為歷史成本計量模式的不可逆轉(zhuǎn)性，說明企業(yè)考慮到投資性房地產(chǎn)公允價值計量可能會帶來的不良影響，采取謹慎的態(tài)度，投資者亦是如此?？偠灾?，公允價值計量帶來優(yōu)勢的同時不可忽略的是公允價值自身存在的局限性，在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)H1：假設(shè)H1：投資性房地產(chǎn)采用公允價值計量模式與股價顯著相關(guān)公允價值計量下企業(yè)年報中所提供投資性房地產(chǎn)價值反映出當前市場下實際價值，而專業(yè)評估機構(gòu)在公允價值評估中發(fā)揮著重要作用，對于專業(yè)評估機構(gòu)出具的評估報告書中投資性房地產(chǎn)估價對于投資者而言，具有較高的可借鑒性，成為投資所需考慮的因素之一。根據(jù)前文文獻有學者認為投資性房地產(chǎn)期末賬面價值對股價具有顯著解釋能力甚至公允價值對投資性房地產(chǎn)期末賬面價值具有增值作用。在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)H2：假設(shè)H2：以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)年末每股賬面價值與股價呈正相關(guān)關(guān)系公允價值變動所帶來的收益或損失的價值相關(guān)性一直以來是大多數(shù)學者爭議點之一，且討論結(jié)果不一，這也將是本文研究的一個問題。本人考慮到近年來，我國房地產(chǎn)價格處于急劇上漲且趨向穩(wěn)定于高價的水平，對于投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益產(chǎn)生較大影響，對于房地產(chǎn)以后的發(fā)展，國家政策以及經(jīng)濟大環(huán)境等仍起到重要作用，所以對于投資者來說，投資性房地產(chǎn)每股公允價值變動損益在過去這些年里具有投機的成分，在了解投資性房地產(chǎn)當前實際價值的同時應(yīng)考慮到未來可能存在的不確定性，故在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)H3：假設(shè)H3：以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)產(chǎn)生的公允價值變動損益與股價呈負相關(guān)關(guān)系。1.2樣本選擇與數(shù)據(jù)來源2014年1月，CAS39準則正式由財政部出臺，為公允價值計量模式的使用提供正式的原則依據(jù)。2014年至2019年也成為公允價值在我國發(fā)展的第一個相對成熟期。在此基礎(chǔ)上，本文選取此期間內(nèi)我國A股持有投資性房地產(chǎn)項目的上市公司并在年報中批露以公允價值計量生成的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)進行回歸分析。本文數(shù)據(jù)中，擁有投資性房地產(chǎn)并以公允價值進行計量的企業(yè)數(shù)量是根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫與財務(wù)報表附注手工整理所得，公允價值變動損益來源于巨潮資訊網(wǎng)財務(wù)報表附注手工整理所得，模型中股價，每股凈資產(chǎn)、基本每股收益、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)收益率、可持續(xù)增長率等來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均是根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)并進行手工計算而得出。在本文搜集的所有樣本中，剔除數(shù)據(jù)缺失值、ST股樣本，在實證分析中采用面板數(shù)據(jù)，對樣本進行1%-99%的縮尾處理并使用stata.12進行實證分析。1.3變量說明及模型構(gòu)建1.3.1變量說明（1）被解釋變量股價作為公司經(jīng)營狀況最直接的體現(xiàn)，也是投資者最先考慮的財務(wù)數(shù)據(jù)指標，考慮到年報的批露時間并不是單純截止到當年12月31日，而是來年4月份左右，實際批露時間晚于應(yīng)當批露時間，對于股價會產(chǎn)生一定的影響。所以，對于股價的選取，為保證股價能準確反映上一年公司實際情況，本文以公司來年4月底前最后一天所批露股票價格為被解釋變量。（2）解釋變量本文所采用的是由Ohlson模型演變而來的價格模型，根據(jù)已有研究，在價格模型中采用每股凈資產(chǎn)（BV）與基本每股收益（EPS）作為解釋變量，具有相當成熟的解釋力，本文亦采用每股凈資產(chǎn)與基本每股收益作為基本解釋變量。投資性房地產(chǎn)作為企業(yè)經(jīng)營范圍的一部分，投資者面對其意向投資企業(yè)投資性房地產(chǎn)計量模式的選擇的考量與其所占比重大小息息相關(guān)，投資性房地產(chǎn)所占企業(yè)經(jīng)營業(yè)務(wù)的比重越大，投資者做出投資決策的態(tài)度越謹慎。在此基礎(chǔ)上，選擇以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)（IRET）作為解釋變量，以投資性房地產(chǎn)所占比重與股票價格之間的相關(guān)關(guān)系作為衡量會計信息價值相關(guān)性的標準。另外，在判斷當年年末資產(chǎn)負債表中已經(jīng)確認的當年投資性房地產(chǎn)凈額對會計信息價值相關(guān)性是否產(chǎn)生影響時，以每股投資性房地產(chǎn)年末賬面價值（IPPS）以及將每股凈資產(chǎn)調(diào)整為扣除投資性房地產(chǎn)凈額后的每股凈資產(chǎn)（IBV）為主要解釋變量。其次，在公允價值模式中，公允價值根據(jù)市場價格的變化而發(fā)生改變，所產(chǎn)生的損益會影響企業(yè)的凈資產(chǎn)與凈利潤，所以在研究公允價值變動損益是否會對會計信息價值相關(guān)性產(chǎn)生影響時，將原有的每股凈資產(chǎn)（BV）拆分為公允價值變動損益下的每股凈資產(chǎn)（FVC）與扣除公允價值變動損益下的每股凈資產(chǎn)（EFVC）,然后進行進一步探討。（3）控制變量資產(chǎn)負債率（LEV）:作為反映企業(yè)償還債務(wù)能力的重要指標，資產(chǎn)負債率被用來衡量一家企業(yè)如果在于清算時有多大能力去保護債權(quán)人的利益關(guān)系。一般情況下，資產(chǎn)負債率越低，企業(yè)償債能力越高，償債風險就越小。因此，資產(chǎn)負債率應(yīng)當與股價呈正相關(guān)關(guān)系。資產(chǎn)收益率(ROA)：投資者做出投資決策最終目的是獲得收益。資產(chǎn)收益率作為衡量公司業(yè)績與盈利能力的重要財務(wù)指標之一，是投資者做出投資決策時不可避免會考慮的因素之一，故其對股價會產(chǎn)生一定的影響，資產(chǎn)收益率越高，代表企業(yè)資產(chǎn)利用效率越好，其盈利能力也就越強。因此，資產(chǎn)收益率應(yīng)當與股票價格呈正相關(guān)關(guān)系。公司成長性（GROWTH）：企業(yè)高成長性是投資者看重的投資指標之一，代表著企業(yè)未來價值創(chuàng)造能力，公司可持續(xù)成長率越好代表公司的成長性越好。一般來說，企業(yè)成長性越好，其未來發(fā)展?jié)摿υ酱?，投資者就越愿意購買其所發(fā)行的股票。因此，公司成長性應(yīng)與股票價格呈正相關(guān)關(guān)系。第一大股東持股比例（FE）：第一大股東的持股比例與公司治理公司結(jié)構(gòu)息息相關(guān)，進而進一步影響企業(yè)發(fā)展穩(wěn)定性，也會對公司股價產(chǎn)生一定影響，所以是投資者進行投資決策做關(guān)注的指標之一。第一大股東持股比例與股價呈正相關(guān)關(guān)系。公司規(guī)模（SIZE）：從投資者角度出發(fā)，公司規(guī)模與其經(jīng)營風險有緊密關(guān)系，規(guī)模越大，經(jīng)營風險可能越小。一方面，根據(jù)風險收益理論，企業(yè)發(fā)展風險越低，市場對于公司的定價就會越低；另一方面，根據(jù)供求原理，在市場上某種商品價格一定時，其需求量也是一定的。公司規(guī)模越大，其所發(fā)行的股票越多，在市場需求量一定的情況下，股票價格就會有所降低。因此，公司規(guī)模應(yīng)當與股票價格呈負相關(guān)關(guān)系。所有變量具體含義及來源如表5-1所示：表5-1變量含義及來源Table5-1Variablemeaningandsource變量類型變量符號變量含義補充說明被解釋變量p股票價格次年4月前最后一個交易日股票收盤價解釋變量IRET以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)年末以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)比重IPPS每股投資性房地產(chǎn)年末賬面價值年末投資性房地產(chǎn)凈額與總股本比值IBV扣除投資性房地產(chǎn)凈額后每股凈資產(chǎn)年末扣除投資性房地產(chǎn)凈額后的股東權(quán)益總額與總股本比值FVC公允價值變動損益下每股凈資產(chǎn)用公允價值進行后續(xù)計量的投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益與總股本比值EFVC扣除投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益下每股凈資產(chǎn)年末扣除公允價值變動損益后的股東權(quán)益總額與總股本比值BV每股凈資產(chǎn)年報披露數(shù)據(jù)EPS基本每股收益年報披露數(shù)據(jù)控制變量LEV資產(chǎn)負債率總負債/總資產(chǎn)ROA資產(chǎn)收益率企業(yè)凈利潤與平均資本比率GROWTH可持續(xù)增長率凈資產(chǎn)收益率*收益留存率/（1—凈資產(chǎn)收益率*收益留存率）FE第一大股東持股比例第一大股東持股數(shù)/企業(yè)總股數(shù)SIZE公司規(guī)模公司總資產(chǎn)取對數(shù)ε隨機誤差項對被解釋變量具有解釋能力但是并未包含在模型當中的其他變量以及可能存在的隨機因素和誤差1.3.2模型構(gòu)建對于會計信息價值相關(guān)性的研究，在Ohlson模型基礎(chǔ)上演變得出的價格模型以及收益模型得到了最為廣泛的應(yīng)用。價格模型從資產(chǎn)負債表觀角度出發(fā)，公司股票價格為被解釋變量，每股凈資產(chǎn)與每股收益為基本解釋變量，探討兩者之間的關(guān)系以衡量會計信息的價值相關(guān)性；收益模型從利潤表觀角度出發(fā)，股票收益率為被解釋變量，會計收益及變動為解釋變量以衡量會計信息價值相關(guān)性。關(guān)于以上兩種模型，價格模型優(yōu)勢性更強。首先，價格模型對于會計信息的累計效應(yīng)具有良好的解釋能力，及時反映了企業(yè)凈資產(chǎn)等會計信息對股價產(chǎn)生的影響，而收益模型則側(cè)重于研究會計收益及其變動額會對股票收益產(chǎn)生的影響，存在一定的滯后性，而價格模型克服了這一問題；其次，就兩種模型本身而言，收益模型是在價格模型基礎(chǔ)上求導而得，所以價格模型包含了收益模型中所含有的會計收益所產(chǎn)生的會計影響，所反映的會計信息更加廣泛，且價格模型采用多元線性回歸方式進行回歸分析，所得出的結(jié)果更加具有穩(wěn)定性與可靠性。因此，本文選擇以價格模型為主要模型，在價格模型基礎(chǔ)上進行進一步調(diào)整后進行回歸分析。投資性房地產(chǎn)統(tǒng)一采用歷史成本進行計價時，投資者不需考慮計量模式所帶來的影響，當歷史成本計量改為公允價值計量時，投資者會考慮到計量模式改變所帶來的對企業(yè)發(fā)展的影響，此時，投資性房地產(chǎn)占企業(yè)總資產(chǎn)的比重越大，越會引起會計信息使用的重視。假設(shè)H1主要探討當投資性房地產(chǎn)選擇公允價值計量模式時，其是否會對股價造成影響?？紤]到以上因素，構(gòu)建模型一如下：模型一：P=a0+a1IRET+a2BV+a3EPS+a4LEV+a5ROA+a6GROWTH+a7FE+a8SIZE+ε當模型一中a1與股價P顯著相關(guān)時，假設(shè)H1成立，即投資性房地產(chǎn)采用公允價值計量模式與股價顯著相關(guān)。假設(shè)H2考慮到財務(wù)報表使用者對于資產(chǎn)負債表期末投資性房地產(chǎn)賬面價值借鑒，將投資性房地產(chǎn)凈額從資產(chǎn)凈資產(chǎn)中單獨提取出來，再對價格模型進行調(diào)整，從而對投資性房地產(chǎn)期末凈額與股價之間的相關(guān)關(guān)系進行研究。構(gòu)建模型二如下：模型二：P=b0+b1IPPS+b2IBV+b3EPS+b4LEV+b5ROA+b6GROWTH+b7FE+b8SIZE+ε當模型二中b1與股價P顯著相關(guān)且呈正相關(guān)關(guān)系時，假設(shè)二成立，即以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)年末每股賬面價值與股價呈正相關(guān)關(guān)系。公允價值計量下，資產(chǎn)價值隨著市場價值的變化而改變，資產(chǎn)的市場價值正是投資者所關(guān)注的會計信息之一，公允價值變動損益與股價變動之間的關(guān)系也是重要指標之一。因此，本文將投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益從企業(yè)收益中單獨剝離，以此考量投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益所帶來的會計信息價值相關(guān)性。構(gòu)建模型三如下：模型三：P=c0+c1FVC+c2EFVC+c3EPS+c4LEV+c5ROA+c6GROWTH+c7FE+c8SIZE+ε在模型三中，c1與股價P顯著相關(guān)且呈負相關(guān)關(guān)系時，假設(shè)H3成立，即以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)產(chǎn)生的公允價值變動損益與股價呈負相關(guān)關(guān)系。1.4回歸分析1.4.1描述性統(tǒng)計本文通過收集整理共得2014-2019年A股上市公司共111家469個樣本觀測值，其中，華業(yè)地產(chǎn)于2019年退市，萬鴻集團在2016年重組為百川能源且此后投資性房地產(chǎn)以歷史成本模式進行計量，珠海中富與濱海發(fā)展均進行ST處理，所有樣本觀測值經(jīng)過處理后最終得到109家443個有效樣本觀測值。為了對所有數(shù)據(jù)的整體狀況有一個大致了解，接下來進行了基本描述性統(tǒng)計：表5-2描述性統(tǒng)計Table5-2DescriptivestatisticsVariableObsMeanStd.Dev.MinMaxp44311.14210.5821.46111.22iret443.103.1420.72ipps4431.9953.356019.545ibv4434.6914.451-7.42322.58fvc443.05.129-.049.752efvc4436.6644.681.08721.027bv4436.7254.7321.10821.625eps443.431.581-1.3092.71lev443.601.216.115.938roa443.023.043-.262.124growth443.057.085-.33.392fe44333.77216.6656.876.53size44324.0361.97720.84930.453由表5-2可知，樣本公司中股票價格（P）最大值為111.22，最小為1.46，可看出股票價格差異較大，平均值為11.14體現(xiàn)了樣本中股票偏低的公司占較高比例，可能是因為股價會受市場經(jīng)濟、國家政策以及公司自身發(fā)展情況等多種因素的影響。以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（IRET）均值為0.103，最大為0.72，最小為0，說明不同公司投資性房地產(chǎn)在總資產(chǎn)中所占份額具有差異性，但總體而言投資性房地產(chǎn)規(guī)模偏小，并非主要資產(chǎn)。每股投資性房地產(chǎn)年末賬面價值（IPPS）均值為2，最大值19.55，最小值0，最大值與最小值相差19元每股，說明在所選取的樣本企業(yè)中，投資性房地產(chǎn)的年末賬面價值存在一定差異。扣除投資性房地產(chǎn)凈額后每股凈資產(chǎn)（IBV）均值為4.69，最大值為22.58，最小值為-7.42，亦說明這樣本公司之間有較大差異，最小值甚至出現(xiàn)負數(shù)，可以看出部分樣本公司可能出現(xiàn)了資不抵債的情況。采用公允價值進行后續(xù)計量的投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益下每股凈資產(chǎn)（FVC）均值0.05，最大值0.75，最小值-0.05，扣除投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益下每股凈資產(chǎn)（EFVC）均值6.66，最大值21.03，最小值1.09，每股凈資產(chǎn)（BV）的最大值、最小值和平均值分別為21.63，1.11和6.73，可以看出投資性房地產(chǎn)公允價值計量產(chǎn)生的公允價值變動在部分樣本公司中產(chǎn)生了利得，在部分樣本公司中產(chǎn)生了損失，但是無論是利得還是損失的金額占比均較小，可能與投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)比重較低相關(guān)。EFVC與FVC相比，變動幅度較大且均為正，EFVC與BV金額較為接近，可以看出樣本公司每股凈資產(chǎn)仍以除投資性房地產(chǎn)以外的資產(chǎn)為主。繼續(xù)觀察1.1表其他變量可知，基本每股收益（EPS）均值0.43，最大值2.71，最小值-1.31，標準差為0.58，其變動差異遠遠小于股價，雖然部分樣本公司股東需要承擔企業(yè)凈虧損，但是大部分樣本公司經(jīng)營成果仍處于盈利狀態(tài)。資產(chǎn)負債率（LEV）與資產(chǎn)收益率（ROA）均值為0.601和0.021，最大值0.938和0.124，最小值0.115與-0.262，可以看出各樣本公司之間的償債能力與盈利能力有一定區(qū)別，但是總體而言，大部分樣本公司具有正向的盈利能力。第一大股東持股比例（FE）最大值與最小值分別為76.53與6.8，可以看出各樣本公司之間股東構(gòu)成與企業(yè)結(jié)構(gòu)差異較大。公司成長性（GROWTH）均值0.057，最大值0.39，最小值-0.33與公司規(guī)模（SIZE）均值24.04，最大值30.45，最小值20.85，可看出樣本公司在這兩個指標中均體現(xiàn)了一定的差異性。1.4.2相關(guān)性分析在進行多元回歸分析之前，筆者對各變量進行相關(guān)性分析，以下為具體分析結(jié)果：表5-3相關(guān)性分析Table5-3Correlationanalysis(1)piretippsibvfvcefvcbvepslevroagrowthfesizep1.000iret-0.089*1.000ipps0.0490.642***1.000ibv0.212***-0.570***-0.366***1.000fvc0.0520.262***0.481***-0.143***1.000efvc0.245***-0.0740.397***0.708***0.192***1.000bv0.245***-0.0620.413***0.697***0.231***0.699***1.000eps0.308***-0.095**0.287***0.353***0.383***0.557***0.568***1.000lev-0.088*-0.117**0.205***0.207***0.103**0.360***0.361***0.275***1.000roa0.175***-0.004-0.0140.0490.140***0.0320.0370.431***-0.113**1.000growth0.119**-0.0460.0290.136***0.300***0.145***0.155***0.631***0.113**0.765***1.000fe-0.0270.0280.165***-0.0530.0490.0730.0750.180***0.270***0.143***0.154***1.000size-0.103**-0.170***0.154***0.371***0.088*0.482***0.482***0.406***0.735***-0.0200.186***0.290***1.000*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01從主要解釋變量來看，以公允價值計量的投資性房地產(chǎn)占總資產(chǎn)比重（IRET）與股價（P）呈負相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.089，其主要原因可能與投資性房地產(chǎn)企業(yè)采用公允價值作為計量模式在我國發(fā)展歷程仍然較短，絕大多數(shù)的企業(yè)以及投資者仍處于觀望和不確定狀態(tài)的現(xiàn)實狀況相關(guān)。每股投資性房地產(chǎn)年末賬面價值（IPPS）與公允價值變動損益下每股凈資產(chǎn)（FVC）均與股價（P）呈正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.049、0.052，第一大股東持股比例（FE）與股價（P）負相關(guān)，但是均并不顯著。由于相關(guān)性分析主要是對兩兩變量之間的相關(guān)性進行檢驗，而未涉及到其他變量，因此不能作為得出結(jié)論依據(jù)，需進一步進行回歸分析。從其他變量來看，扣除投資性房地產(chǎn)凈額后每股凈資產(chǎn)（IBV）、扣除公允價值變動損益后每股凈資產(chǎn)（EFVC）均與股價（P）呈顯著相關(guān)關(guān)系且相關(guān)系數(shù)均為正，控制變量中，資產(chǎn)收益率（ROA）與公司成長性（GROWTH）與股價（P）呈正相關(guān)關(guān)系，公司規(guī)模（SIZE）與股價（P）呈負相關(guān)關(guān)系，方向均與假設(shè)相一致。另外，從所有樣本中可以看出，所有變量之間相關(guān)關(guān)系系數(shù)均小于0.8，表明各變量之間并不存在嚴重的多重共線性。1.4.3回歸分析（1）公允價值計量與股價相關(guān)性回歸分析表5-4模型一回歸結(jié)果Table5-4Regressionanalysisresultsofmodelone(1)VARIABLESpiret-17.36**(7.752)bv1.311***(0.193)eps7.776***(1.433)lev9.160*(1.206)roa16.10(11.36)growth-31.39***(8.923)fe0.283***(0.0838)size-8.692***(0.960)Constant196.0***(20.75)Observations443Numberofstkcd109R-squared0.326Standarderrorsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1關(guān)于模型一回歸結(jié)果具體分析如下：在主要解釋變量中，投資性房地產(chǎn)所占比（IRET）在5%的水平上與股價呈顯著相關(guān)關(guān)系，通過了設(shè)定檢驗。其回歸系數(shù)為-17.36，說明它與股價之間具有顯著相關(guān)關(guān)系，對企業(yè)股價具有明顯解釋能力，會計信息即具有顯著的價值相關(guān)性。另外兩個其他解釋變量每股凈資產(chǎn)（BV）與基本每股收益（EPS）均在1%的水平上與股價（P）之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，其回歸系數(shù)分別為1.311與7.776，說明在樣本公司中，在公允價值模式下，BV與EPS仍能夠增強會計信息價值相關(guān)性。對于其它控制變量，公司成長性（GROWTH）與公司規(guī)模（SIZE）均在1%的水平上顯著，通過t檢驗，資產(chǎn)負債率（LEV）與第一股東持股比例（FE）分別在在10%與1%的水平上通過t檢驗，其回歸系數(shù)為9.16與0.283，對股價具有正向解釋能力，能夠加強會計信息價值相關(guān)性。而資產(chǎn)收益率（ROA）未通過t檢驗，即資產(chǎn)收益率對公司股價未造成顯著影響。其中SIZE回歸系數(shù)為-8.692，與股價呈顯著負相關(guān)關(guān)系，根據(jù)風險收益理論與供求原理，說明公司規(guī)模越大，公司股價越低，與預(yù)測方向一致。公司成長性（GROWTH）回歸系數(shù)為-31.39，與預(yù)測方向不一致，可能是由于樣本量較少，研究時間跨度較短所造成的影響。從以上模型一的回歸結(jié)果分析中可以看出，在主要解釋變量中，公允價值計量下的投資性房地產(chǎn)所占總資產(chǎn)的比重（IRET）對公司股價的影響要遠遠大于與每股凈資產(chǎn)（BV）與基本每股收益（EPS），說明當投資性房地產(chǎn)引用公允價值模式時投資者非常重視該模式可能會帶來的影響，且在投資者眼中，其所占總資產(chǎn)比重越大，對公司股價造成的影響可能也就越大。此時，投資性房地產(chǎn)在總資產(chǎn)中所占的比重越大，會計信息價值相關(guān)性越高，投資者進行評估時也可獲取更多有價值信息。假設(shè)一得到驗證。（2）投資性房地產(chǎn)期末凈額與股價相關(guān)性回歸分析

表5-5模型二回歸結(jié)果Table5-5Regressionanalysisresultsofmodeltwo(1)VARIABLESpipps1.279***(0.253)ibv1.439***(0.228)eps7.959***(1.431)lev12.45**(1.198)roa17.46(11.29)growth-32.43***(8.923)fe0.256***(0.0838)size-8.616***(0.968)Constant190.8***(20.71)Observations443Numberofstkcd109R-squared0.321Standarderrorsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1關(guān)于模型二回歸結(jié)果具體分析如下：在主要解釋變量中，每股投資性房地產(chǎn)年末賬面價值（IPPS）、扣除投資性房地產(chǎn)凈額后每股凈資產(chǎn)（IBV）與基本每股收益（EPS）均在在1%的水平上與股價呈顯著正相關(guān)關(guān)系，通過了t檢驗。其回歸系數(shù)分別為1.279、1.439與7.959，對股價具有正向解釋能力，均具有會計信息價值相關(guān)性，其中EPS比IPPS、IBV對股價的影響大，說明在資產(chǎn)狀況與盈余狀況中，投資者更關(guān)心企業(yè)盈余情況，企業(yè)盈余情況越好，會計信息價值相關(guān)性越高。在控制變量中，資產(chǎn)負債率（LEV）在5%水平上顯著，通過t檢驗，公司成長性（GROWTH）、第一大股東持股比例（FE）與公司規(guī)模（SIZE）在1%的水平上顯著，通過t檢驗，而資產(chǎn)收益率（ROA）未通過t檢驗。其中GROWTH與SIZE均股價呈負相關(guān)關(guān)系，其回歸系數(shù)分別為-32.43與-8.616，其情況與模型一基本類似，在此不做具體闡述。從模型二回歸分析中可以看出，投資性房地產(chǎn)年末每股賬面價值（IPPS）與股價回歸系數(shù)為正，即IPPS對股價具有較為顯著的增量影響，因為年末投資性房地產(chǎn)賬面價值作為已經(jīng)批露的會計信息，投資者通過對其評估能夠得到準確且有用的會計信息，相對于預(yù)測日后企業(yè)經(jīng)營狀況的不確定性而言，已批露的會計信息的價值相關(guān)性較高。假設(shè)H2成立。（3）公允價值變動損益與股價相關(guān)性回歸分析表5-6模型三回歸結(jié)果Table5-6Regressionanalysisresultsofmodelthree(1)VARIABLESpfvc-7.632***(2.873)efvc0.432***(0.139)eps9.727***(2.505)lev2.222(2.713)roa21.58(21.29)growth-33.40**(16.77)fe0.00588(0.0230)size-2.112***(0.288)Constant51.01***(6.214)Observations443Numberofstkcd109R-squared0.226Standarderrorsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1關(guān)于模型三回歸結(jié)果具體分析如下：關(guān)于主要解釋變量，投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益下每股凈資產(chǎn)（FVC）在1%水平上與股價呈顯著相關(guān)關(guān)系，通過了設(shè)定檢驗。其回歸系數(shù)為-7.632，說明它與股價之間具有顯著負相關(guān)關(guān)系。結(jié)合模型一進行分析可以看出，投資性房地產(chǎn)占企業(yè)資產(chǎn)比重比投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益更易引起股價價格變化，說明關(guān)于投資性房地產(chǎn)采用公允價值計量模式時，投資者更加關(guān)注其整體占比，整體占比越大，財務(wù)報告所提供的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)與公司股價變動之間的關(guān)系越加顯著，會計信息價值相關(guān)性越高。其他兩個解釋變量，扣除投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益下每股凈資產(chǎn)（EFVC）、基本每股收益（EPS）與股價在1%水平上具有顯著正相關(guān)關(guān)系，通過t檢驗，并對股價具有顯著正向解釋能力，提高了會計信息價值相關(guān)性。對于控制變量，規(guī)模（SIZE）在1%的水平上顯著，而公司成長性（GROWTH）公司在5%的水平上顯著，通過t檢驗，且均與股價呈負相關(guān)關(guān)系，其回歸系數(shù)分別為-2.112與-33.4，其情況與模型一基本類似。其中，資產(chǎn)負債率（LEV）、資產(chǎn)收益率（ROA）與第一大股東持股比例（FE）均未通過t檢驗，說明它們均未對會計信息價值相關(guān)性產(chǎn)生顯著影響。投資性房地產(chǎn)采用公允價值計量產(chǎn)生的公允價值變動損益下的每股凈資產(chǎn)（FVC）與股價（P）呈顯著負相關(guān)關(guān)系，說明在投資者眼中其向資本市場傳遞出有效的會計信息并對股價產(chǎn)生顯著影響，會計信息具有價值相關(guān)性。假設(shè)H3成立。綜上所述，本文所提出的三個假設(shè)均得到驗證，即投資性房地產(chǎn)所占比（IRET）,投資性房地產(chǎn)期末凈額（IPPS）與投資性房地產(chǎn)公允價值變動損益（FVC）所產(chǎn)生的相關(guān)會計信息均具有價值相關(guān)性。但是根據(jù)各回歸結(jié)果可以看出，投資性房地產(chǎn)期末凈額與股價呈正相關(guān)，而投資性房地產(chǎn)占比及公允價值變動與股價呈負相關(guān)，進一步說明公允價值在投資性房地產(chǎn)中的應(yīng)用并非完全給企業(yè)帶來有利影響，投資者在某些方面上對公允價值模式仍存有疑慮。對于此結(jié)果產(chǎn)生的原因，筆者將進一步進行回歸結(jié)果分析做出具體解釋。1.4.4回歸結(jié)果分析（1）投資性房地產(chǎn)期末凈額與股價呈正相關(guān)首先，投資性房地產(chǎn)期末凈額展示于企業(yè)財務(wù)報告中，作為當年專業(yè)評估機構(gòu)對投資性房地產(chǎn)進行評估后的賬面價值，實際最終反映了該項資產(chǎn)的市場價格，相對于未來實際市場價格的不確定性而言，已經(jīng)發(fā)生并確定的投資性房地產(chǎn)期末凈額對于投資者及各種財務(wù)報表使用者來說，具有高度的可借鑒性，投資者也可根據(jù)最新年份的投資性房地產(chǎn)凈額加以預(yù)測，判斷該項資產(chǎn)未來發(fā)展狀況；其次，企業(yè)既然愿意選擇公允價值，說明從企業(yè)角度出發(fā)，公允價值計量模式利大于弊，且投資性房地產(chǎn)作為一項非流動性且具有經(jīng)營性質(zhì)的資產(chǎn)，企業(yè)并不是打算短期持有的，而是長期持有以獲得收益，基于此，企業(yè)是經(jīng)過多方考慮后做出的決定，并向市場傳遞出投資性房地產(chǎn)未來良好發(fā)展的信心，此時，投資者面對已經(jīng)發(fā)生的投資性發(fā)地產(chǎn)凈額時，潛意識中會認為其將來會有良好的發(fā)展趨勢。綜上所述，投資性房地產(chǎn)期末凈額于公司股價呈正相關(guān)關(guān)系。 （2）投資性房地產(chǎn)占比及公允價值變動損益與股價呈負相關(guān)關(guān)于投資性房地產(chǎn)占比以及公允價值變動損益與股價負相關(guān)，首先，我國投資性房地產(chǎn)公允價值計量模式的市場環(huán)境仍然不夠成熟，根據(jù)上