公允价值的收益波动性：来自上市商业银行的数据.docx

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1、珞珈青年学者经济与管理论坛系列论文之四十六 Luojia Young Scholars Seminar on Economics and Management Working Paper Series No.46公允价值的收益波动性与市场反应-来自上市商业银行的数据许新霞【摘要】本文以14家上市商业银行2006.1月-2009年6月间的数据为样本，对我国采用公允价值前后的以下三种收益的波动性进行了分析：新准则实施前的历史成本下的净收益、新准则实施后的净利润、新准则引入公允价值后的全面收益。发现新准则实施后的净利润的波动性与历史成本下净收益的波动性差异不明显，新准则引入公允价值后的全面收益的波动

2、性明显则高于前两者。这三种收益波动性都提供了与市场风险相关的增量信息，但新准则中引入公允价值计量属性并没有向投资者提供显著的与市场风险收益相关的增量信息。三种收益的波动性指标也均未反映与股价相关的信息，即市场也没有将公允价值计量导致的收益波动性的增加视为风险增加的要素予以定价。本研究结论对于改进我国公允价值计量、加强金融市场会计监管具有一定的理论与现实意义。关键词： 公允价值 收益波动性 市场风险 The Income Volatility of Fair Value :the Evidence from the Listed Commercial Banks【Abstract】 We inv

3、estigate income volatility caused by fair value accounting for a sample of 14 listed commercial banks from 2006 to 2009. We find that, there isnt much difference between the volatility of historical-cost net income and the fair-value net income. The volatility of the fair-value comprehensive income

4、is much bigger than the others. We find that the three income volatility is positively related to market risk, but not the incremental volatility in fair value income .We also find that neither the three income volatility nor the incremental volatility in fair value income are related to banks share

5、 prices.Key words: fair value volatility of income market risk share prices一、引言公允价值计量是以持续经营为前提，通过会计主体在计量日或报告日模拟真实市场出售资产（清偿债务），从而推导当前市场价值的过程。盯市（mark to market）是公允价值的根本特征。目前，众多的会计界和金融界人士认为，在公允价值会计模式下，市场的波动性通过未实现资本收益和损失的确认被传递到会计系统，增加了会计收益的波动性。与此同时，市场的非完美特征、大量非活跃市场存在条件下的公允价值参数的主观估计以及公允价值计量过程中对价值创造过程的忽略，

6、导致公允价值在反映市场波动性的同时，又向市场输入了额外的波动性，成为市场波动性的“加速器”。金融市场是一个交易特殊商品“信用”（credit）的市场，其交易价格的是众多的差异性投资者在面临诸多不确定性的条件下作出的预期价值（Boyer,2007）。公允价值作为计量金融工具 “最相关”、“最恰当”甚至是“唯一的”计量属性，金融市场的心理预期因素和固有的顺周期性特征使公允价值会计波动性加速器作用得到放大，使其给金融市场的稳定性带来了不良影响。美国金融危机的爆发表明，会计收益波动性和金融市场波动性的协同作用将会推动着一部分经济体偏离稳定带，银行管理者为了稳定资产的回报率，将采取短期行为，采用资产证券

7、化等形式向外部转移风险。风险承担向金融系统外围的转移将对金融市场的长期稳定带来巨大的危害：一方面，关键的金融交易者将有更强的激励去冒更大的风险，因为这些风险最终将转移给外部的投资者，相关的累积作用将推动整个经济走向金融脆弱区；另一方面，在信息不对称和监督措施不严密的共同作用下，风险的最终承担者并没有足够的知识和能力来对隐含在其中的风险进行评价（Boyer,2007；Plantin等，2004）。当金融系统的不稳定完全使金融系统不能正常运作时，就会导致金融危机的爆发（Mishkin ,1999）。为此，国外学者围绕公允价值会计的波动性进行了多层次、多角度的研究，为其治理提供了重要依据。长期以来，

8、历史成本在我国的会计计量体系中一直居于统治地位，我国学者对公允价值的研究大多围绕着公允价值与历史成本信息质量的比较展开，在研究方法上也多以规范研究为主，对公允价值收益波动性实证研究一直少有人问津。目前，IASB和FASB联手启动了“金融工具确认和计量”改进项目，并于2009年7月发布了最新的征求意见稿。如何立足国内公允价值运用的实际状况，跟进联合项目的成果、进一步推进公允价值的运用，将是不容回避的问题。本文尝试着对我国新会计准则实施后的公允价值的收益波动性进行实证分析。论文将以2006 年1月-2009年6月年间在沪深交易所上市的所有商业银行为研究对象，检验新会计准则中引入公允价值后的收益波动

9、性如何？增加的公允价值收益波动性是否与风险相关？增加的波动性是否反映在商业银行的每股股票价格中？论文分为五个部分：第二部分是文献综述，第三部分是数据样本和描述性统计；第四部分提供了实证检验结果和研究发现；最后做出研究结论并指明局限性。二、相关文献综述Jones、 R. Nachtman 、Robert Nachtmann 和 Fred Phillips-Patrick合作发表的市场价值会计和银行收益的波动性：来自投资账户的启示（1991）开启公允价值收益波动性研究的先河。美国FAS NO.107（1991）、FAS NO.115（1993）、SFAS NO.130（1997）、SFAS NO.

10、133（1998）、SFAS NO.157（2006）等一系列有关金融工具和公允价值准则的发布使越来越多的学者聚焦于公允价值的波动性后果研究。总的来说，该方面的研究主要包括以下两个方面：一是对公允价值收益波动性产生背景和产生原因以及后果的理论分析。二是对公允价值收益波动性的实证检验。代表性的研究简述如下：Mary E. Barth , Wayne R. Landsman , James M. Wahlen(1995)通过重述美国137家银行1971-1990年20年间的会计报表，率先对公允价值会计如何作用于收益的波动性、增加波动性是否反映在银行的每股价格中进行了检验。由于当时银行揭示的公允价值

11、估计数仅限于投资证券，他们只检验了投资证券的公允价值变动损益带来的影响。结果发现：与历史成本相比较，运用公允价值对投资证券进行计量的银行收益确实存在着更大的波动性，收益波动性的增加并没有体现在银行的每股价格中。Plantin、Sapra等（2004）认为，在不完美市场存在的现实条件下，公允价值计量结果使财务报告向金融市场输入过量的波动性，该波动性增大了公司资产定价中的外部性影响这种外部性表现在以下两个方面：在经济萧条期，由于采用盯市的计量方式，一家公司资产价格的下降往往对类似资产的定价产生影响，导致其他公司类似资产市场价格下降。而在经济繁荣期，交易市场上一家公司资产价格的上升往往导致其他公司类

12、似资产市场价格也随之上扬。，导致了银行短期行为的发生，对金融市场稳定性带来了不利影响。Barth（2006）将公允价值收益波动性的根源分为三类：经济活动本身具有的内在波动性（inherent volatility）（这是会计应当如实反映的）、公允价值计量误差(estimation error volatility)在IASB和FASB最近所进行的公允价值级次的划分中，不活跃市场中的不可观察参数的输入大大增加了这种波动性。（Barth,2006,P326）以及所有资产和负债的混合计量导致的波动性（mixed-measurement volatility）。在三种来源当中，Barth认为公允价值计

13、量误差(estimation error volatility)与会计信息的可靠性最为相关，内在波动性（inherent volatility）与会计信息相关性间的联系最为密切，他建议会计准则的制定者应加强公允价值计量误差的披露，以帮助会计报告使用者正确对收益波动性增加带来的风险进行评价。Hodder，Hopkins 和Wahlen（2006）在Barth等（1995）的基础上对公允价值收益波动性及其影响进行了拓展性研究，第一，在全面收益基础上构筑完全公允价值收益以评价净收益、全面收益和完全公允价值收益三种不同收益波动性之间的差异，其结果表明公允价值收益的波动程度是净收益的5倍、全面收益的3倍

14、。第二，在Beaver 等（1970）的基础上，建立了收益波动性与风险之间的相关性的计量方式，论证了收益波动性和与一系列风险指标之间（包括市场模型，股票整体回报的波动性，短期利率的绝对值、长期利率的绝对值、银行披露的市场风险的指标）之间的关系。第三，在前述基础上，作者针对三种收益波动性指标和股价之间的联系还进行了两组相关的测试。Hodder的研究表明，公允价值收益的波动程度向资本市场传递了增量的风险因素，更能反映银行的内在风险，并与资本市场在对银行股票定价所要考虑的风险更为相关；显然这与Barth et al.（1996）的研究结论不一致。Hodder认为这可能与Barth等人研究中的公允价值

15、的不完全计量有关，因为他们除了对银行的投资证券进行公允价值计量以外，并没有揭示其他金融工具的公允价值变动的影响。Boyer（2007）对公允价值波动性产生的根源进行了分析，他认为，在历史成本模式下，会计系统的作用在于追踪企业利润的产生过程，此时的会计计量完全独立于股票市场。但在公允价值模式下，股票市场的定价纳入到企业现有财务估价系统中，并被用来确定股利水平，股票市场的波动性就会传送到企业内部的价值评估系统，从使金融市场过度的波动性将会向整个经济系统进行渗透。此外，公允价值的反应性特征比历史成本要强烈得多，公允价值参数确定过程中的主观性又加剧了金融市场本已存在的波动性。 上述研究为本研究提供了坚

16、实的理论基础，在变量选取和研究思路上，本论文和Hodder，Hopkins 和Wahlen（2006）、Mary E. Barth , Wayne R. Landsman , James M. Wahlen(1995)的研究较为接近，他们对不同计量方式下的收益的波动性进行了科学的定义和比较，并建立了公允价值波动性增量、市场证券定价与风险的间的关系模型，这为研究我国新会计准则实施后的公允价值的波动性后果提供了宝贵的参考。三、样本和描述性统计、样本选择本文以2006 年1月-2009年6月年间在沪深两市上市的所有商业银行为样本，我们最终的样本量包含14家银行 14家上市的商业银行包括：工商银行、建

17、设银行、中国银行、交通银行、招商银行、中信银行、民生银行、浦东发展银行、兴业银行、华夏银行、深圳发展银行、北京银行、宁波银行、南京银行。虽然从数量上看样本量较小。但从规模上看，截止2007年末，14家银行的总资产共计298402.08亿元，占银行业金融机构总资产的56.7%；所选择样本贷款约占金融机构贷款余额的80%；从盈利能力上看，14家银行共实现净利润2877亿元，占银行业金融机构利润总额的64.4% 数据来源：2008中国上市公司年鉴第366页，中国证券监督管理委员会编，中国经济出版社，2009年第1版。；从影响力上看，这14家银行已包括除农行外的处于核心地位的第一梯队的所有国有商业银行

18、、处于第二梯队的部分股份制商业银行和处于第三梯队的部分城市商业银行。因此，从整体来看，我们认为这些样本能够很好地反映我国商业银行的基本特征。 我们选定2006年1月-2009年6月为研究期间。由于在2005 年8 月，财政部发布了财会200514 号文关于印发金融工具确认和计量暂行规定( 试行)的通知，要求2006 年1 月1 日在上市和拟上市的商业银行范围内试行。该文在对公允价值计量、金融工具分类、贷款减值准备计提方式等方面与新会计准则中的相关规定基本一致如参考国际惯例的基础上修订的工商银行新财务会计基本制度已于2006年1月1日开始实施，由于新会计准则在很大程度上借鉴了国际会计惯例的要求,

19、 该行在新会计准则实施后的调整就很少（谷澎，金融会计，2007年第1期，第13页，会计标准国际化与新会计准则实施准备工商银行的实践、难点和体会），深发展也在2006年主动提前采用了新会计准则关于报表列表要求的标准（深圳发展银行股份有限公司2006年年度报告）。因此，我们将2006年财务会计报表视同为按新会计准则编制。本文在上市商业银行2006至2009年披露的季报、半年报和年报的基础上，以半年期为会计期间进行重新计算出相关变量的数值 在这里选定半年为会计期间主要是为了增加面板数据中的期数，以避免小样本回归分析中的不足。相关会计数据从沪深交易所和上市商业银行的网站中手工收集，股票价格的历史数据来

20、自于雅虎财经网，代表市场风险的系数则根据资本资产计价模型自行计算得到。表1提供了样本的描述性统计信息，14家银行权益的账面价值在55.92亿至6149.21亿元区间内变动，平均总资产在712.15亿至105114.25亿间变动，贷款总额占平均总资产的比例在0.40至0.75之间变动，存款总额占平均总资产的比例在0.60至0.97之间变动。从这些指标的变动范围来看，所选样本具有广泛的代表性，从而有效地避免了样本选取在规模、所有制形式等方面可能出现的偏误。表1：样本特征的描述性统计均值中位数 最大值最小值标准差平均总资产（百万元）2133206.00 884149.50 10511425.00 7

21、1214.50 2799044.00 贷款总额（百万元）1110914.00 550988.00 5154526.00 30629.00 1334943.00 贷款总额/平均总资产0.57 0.55 0.75 0.40 0.09 存款总额（百万元）1760429.00 703602.00 9395010.00 50931.00 2373931.00 存款总额/平均总资产0.81 0.82 0.97 0.60 0.08 权益的账面价值（百万元）130289.90 43882.05 614921.00 5592.00 181720.30 、收益变量选取新会计准则实施前的收益采用的是历史成本方式下的

22、净收益方式（下文简称HCNI）。而新会计准则中的净利润（下文简称FVNI）是公允价值与历史成本混合计量的结果，它仍未将全部的银行核心经营活动的影响包括在内，仅包括利息收入和费用，贷款损失（如贷款损失准备），已实现的投资损益，经营费用，所得税费用等方面。基于此，我们在该利润基础上加上直接计入所有者权益的公允价值变动部分得到新准则引入公允价值后的全面收益（下文简称FVCI），它包括了交易性金融工具、指定为以公允价值计量且变动计入当期损益类金融工具、可供出售金融资产、套期工具、衍生金融工具等金融工具持有期间的公允价值变动，与新准则中的净利润相比较，该收益是对经营成果进行更加完备反映的一种计量方式 这

23、种混合计量下的收益仍然是一种不完全的公允价值收益，并不是对银行经营成果的最完备的收益计量方式，它没有包括持有至到期投资、贷款、金融负债和活期存款等大部分金融工具的公允价值变动损益，这些额外的公允价值变动损益对反映银行的风险和获利能力是至关重要的，由于目前对这部分公允价值尚难以确定，本文未将它考虑在内。为了对上述三种收益的波动性进行比较，我们对样本银行披露的净利润进行了重新计算，即在现行按新会计准则披露的净利润FVNI的基础上，减去公允价值变动损益（下文简称）得到新准则实施前的历史成本下的收益HCNI。在银行目前披露的净利润FVNI的基础上加上公允价值变动直接计入所有者权益的利得和损失部分 这一

24、部分主要包括三个方面：可供出售金融资产公允价值变动净额、现金流量套期公允价值变动净额、权益法下被投资单位其他所有者权益变动的影响等方面。，得到混合计量下的不完全的公允价值收益FVCI。上述收益变量可用公式表示如下：HCNI = FVNIFVCI= FVNI + = HCNI+ 表2提供了所选收益变量的描述性统计数据，为了排除银行间规模的影响，增强不同规模上市银行间的数据可比性，每个变量均以其在总资产中所占的比例表示。表2A组中的数据表明，三种收益之间存在着显著差异：历史成本下的净收益HCNI的均值为4.928%（中位数4.910%），新准则实施后的净利润FVNI的均值为4.975%（中位数为4

25、.996%），新准则引入公允价值后的全面收益的均值为5.098%（中位数为5.117%）。表2 B组中的数据是对样本三个银行收益变量进行的逐期分析，该表数据表明，在2006.1月-2009.6月间，上市商业银行三种收益的变动趋势也存在着差异。表2组A:14家样本银行2006.1-2009.6年间有关收益变量的综合性统计描述均值中位数最大值最小值标准差HCNI4.9284.9109.624-3.4771.989FVR10.0470.0232.018-1.6620.471FVNI4.9754.9969.762-3.3392.003FVR20.122-0.0306.039-2.8911.472FVC

26、I5.0985.11712.486-3.3112.574表2组B:14家样本银行2006.1-2009.6年间有关收益变量的逐期统计描述2006_12006_22007_12007_22008_12008_22009_1HCNI3.485 3.462 4.615 5.236 7.018 4.093 5.526 FVR10.032 0.151 -0.086 -0.004 0.252 0.144 0.250 FVNI3.517 3.613 4.529 5.231 7.269 4.237 5.392 FVR20.121 -0.198 -0.249 0.373 -0.150 0.826 -0.008

27、FVCI3.638 3.415 4.280 5.604 7.120 5.063 5.384 四、实证检验及结果、收益的波动性借鉴Hodder，Hopkins 和Wahlen（2006）、Mary E. Barth , Wayne R. Landsman , James M. Wahlen(1995)等人的做法，我们用三种收益的方差来代表收益的波动性。表三中是对不同样本个体在2006 年1月-2009年6月间的三种收益（以所占平均总资产的比例表示）的标准差进行的综合性统计描述，其中还包含了三种主要收益和一些组成项目的描述性统计数据。表中数据从计量范围最窄的历史成本下的净收益HCNI开始，以计量范

28、围最广的引入公允价值后的全面收益FVCI结束。为增强不同规模公司间的数据可比性，所有的变量都按其在总资产中所占的比例表示。 表3表明，三种收益变量的方差之间存在着一定差异：新准则实施前的历史成本下的净收益HCNI的标准差的均值为1.54（中位数为1.44），新准则实施后的净利润FVNI的标准差的均值为1.49（中位数为1.47），略低于历史成本下的净收益的波动性，新准则引入公允价值后的全面收益FVCI为2.03（中位数为1.77）,明显高于前两者。图1描述了2006 年1月至2009年6月三种不同收益标准差的均值的变化情况。FVCI的曲线是三种收益中最为陡峭的，其波动性明显高于HCNI和FVN

29、I的波动性。HCNI和FVNI的波动性曲线较为平滑，而且二者之间的差异不明显。从图形中可以看出，在2007-2009期间，各商业银行在国际金融危机的影响下，各项金融资产面临着重大的公允价值变动，收益呈现出了剧烈的波动性。但是在我国准则谨慎、适度地引入了公允价值计量属性的情况下，非活跃市场的大量存在，我国金融工具估值管理制度的缺失，许多金融工具的计量面临着后续公允价值确定方面的困难，许多金融工具的公允价值变动损益没有得到充分的计量和反映， FVNI只包括了一小部分金融工具的公允价值波动，因此与历史成本下的波动性差异并不明显。表3 收益波动性的统计描述和比较分析均值中位数 最大值最小值标准差HCN

30、I1.541.443.000.780.53FVNI1.491.412.970.550.56FVCI2.031.774.200.550.92图1：三种收益标准差的变化趋势比较、收益波动性计量和市场风险计量之间关系的检验 本部分在控制商业银行披露的风险的影响的基础上，对三个收益变量与股票市场中的市场风险（以资本资产定价模型中的系数来表示）之间的关系进行了检验，以验证公允价值计量下的收益波动性是否包含了与市场风险相关的信息，反映了市场风险要素的变化。本文选用上市银行期末披露的所持有的金融衍生品的名义价值（EXP）和每期期末固定利率资产与固定利率负债之间的差额（即风险敞口GAP）作为银行已披露风险的指

31、标。如果收益波动性指标反映了市场风险要素的变化内容，那么在控制了银行已披露的风险指标的影响之后，市场风险指标与收益波动性指标之间应正相关。同上文一样，我们将2006年1月至2009年6月间连续7个半年期的每一种收益的标准差作为计量收益波动性的指标（以所占平均总资产的比例形式表达），我们根据资本资产定价CAPM模型自行计算得到系统风险的指标系数，银行期末持有的衍生工具的总的名义价值EXP和风险敞口GAP的数据则来源于各商业银行公开披露的中报和年报中。为增强不同规模公司间的数据可比性，这两个变量都按其所占总资产的比例表示。表4中，A组数据包括了2006.1-2009.6年间股票市场风险指标和两个银

32、行披露的市场风险指标的描述性统计。市场模型的均值为0.266（中位数为0.403），远低于市场的平均值1.0。GAP的均值为0.055（中位数0.053.），EXP的均值为0.111（中位数为0.08）。表4A组：14家商业银行风险指标的统计描述均值中位数最大值最小值标准差0.2660.4031.229-1.3920.489GAP0.0550.0530.1330.0170.023EXP0.1110.0800.4460.0000.111表4 B组数据是对2006-2008年间三个收益波动性指标、三种市场风险指标的相关性统计分析。要说明的是，HCNI和FVNI间的相关系数高达0.963，这是由于我

33、国新会计准则谨慎性引入公允价值，在目前的市场环境下，能够运用公允价值进行后续计量的资产和负债范围仍很狭窄，因此公允价值变动损益的影响十分有限，与历史成本计量下的净收益十分接近。表4 B组中的数据为三种收益波动性指标是否和市场风险（）之间存在正相关联系提供了线索和证据：三种收益波动性指标都与其正相关，这表明三种收益波动性都提供了与市场风险相关的增量信息。三种收益波动性指标与其他两个风险指标GAP、EXP之间的相关关系却不一致。表4B组：收益波动性指标和风险指标的相关性分析HCNIFVNIFVCIGAPEXPHCNI1.000 0.963 0.340 0.203 -0.120 0.121 FVNI

34、0.963 1.000 0.473 0.237 -0.033 -0.012 FVCI0.340 0.473 1.000 0.192 0.202 -0.230 0.203 0.237 0.192 1.000 -0.332 -0.257 GAP-0.120 -0.033 0.202 -0.332 1.000 0.186 EXP0.121 -0.012 -0.230 -0.257 0.186 1.000 我们采用Hodder，Hopkins 和Wahlen（2006）中的回归模型，运用2006年1月-2009年6月间的七个半年期的综合数据对三种收益波动性指标中是否包含与市场风险相关的信息进行了回归分

35、析。首先，将作为市场风险变量,检验了三种收益波动性指标中是否提供了有别于银行已经披露的两种市场风险指标（GAP和EXP）中没有包括的信息。其次，我们检验了在控制了EXP和GAP的风险之后，FVNI和FVCI波动性增量是否提供了额外的风险信息。测试所用的回归模型如下所示：上述模型中，代表j银行在t期末的市场风险水平，模型（1）、（2）和（3） 对三种收益波动性指标是否提供了EXP和GAP以外的风险信息进行检验，如果提供了额外的风险信息，的值应为正，并且是显著的。模型（4）检验在控制了GAP和EXP的影响之后，全面收益波动性和公允价值收益波动性的增量部分是否提供了相关的市场风险增量信息，如果是，的

36、值应为正。为了控制研究期间内样本间的估价不同带来的影响，我们允许每年的截距在2007.1月-2009年6月间是变化的。表4C组的数据报告了这些模型的参数估计结果。模型（1）、（2）和（3）的检验结果表明，如果用资本资产定价模型中的表示市场风险，那么在控制了GAP和EXP之后，这三种收益波动性都提供了与市场风险相关的增量信息，这与表4B组的研究结果相一致。模型（4）的结果显示，FVNI与FVCI的波动性增量部分与市场风险系数之间的关系不显著，这说明，新准则中引入公允价值计量属性可能并没有向投资者提供显著的与市场风险收益相关的增量信息。表4C组：收益波动性指标和市场风险间的回归分析Model（1）

37、（2）（3）（4）EXP-1.730-1.542-1.204-1.319（0.003）*(0.007)*(0.048)*(0.056)*GAP-12.103-12.562-14.747-13.637（0.000）*(0.000)*(0.000)*(0.000)*HCNI0.2750.290（0.022）*（0.021）*FVNI0.272(0.016)*FVCI0.148(0.045)*FVNI-HCNI0.325(0.512)FVCI-FVNI0.081(0.341)Adjusted R0.5470.5500.5390.544F-statistic13.51313.68813.14410.9

38、00(PrF)0.0000.0000.0000.000*，*，*分别表明在1%，5%，10%显著性水平上显著（三）、收益波动性和股票价格关系的检验为进一步探讨公允价值计量的收益波动性后果对会计信息和投资者决策的影响，我们对三种收益波动性指标和股价之间的联系进行了测试。我们假设收益波动性作为风险的一个组成要素，将会导致预期收益率的提高而使股票价格下降。具体过程如下：首先，在引入收益波动性指标之前，我们运用Ohlson (1995)剩余收益模型的简化形式（如模型（5）所示），对2007.1月-2009年6月间的综合数据 由于部分上市公司在2007年才上市，在本部分当中只对2007.1月-2009.

39、6月间的5期数据进行了测试。进行了估计。在这个方程中，代表j银行在t期期末的每股价格；代表t期末每股权益的账面价值；代表t期的每股非正常收益，我们将该收益作为未来非正常收益期望值的代表指标。和的数据从上市银行披露的会计报告中获取。同样地，为了控制研究期间内样本间的估价不同带来的影响，我们允许每年的截距在2007.1月-2009年6月间是变化的。在完美的市场环境下，BVE的相关系数应等于1，但在现实中，会计信息生产过程中遗缺的变量（表外净资产的价值和损益没有实现或没有被确认）将可能导致该相关系数偏离1。我们期望AE的相关系数的值为正数，是对非正常收益进行市场定价的反映。因为该简化的模型只包括了本

40、期的非正常收益（而不是未来期间），该相关系数应反映出市场风险、利率风险、成长性以及其他因素导致非正常收益截面的股价均值。参照Hodder，Hopkins 和Wahlen（2006）中的做法，我们在控制了银行披露的利率风险和市场风险的信息影响之后，在方程（5）的基础上对模型（6）进行了估计，模型（6）引入了GAP和EXP影响，由于随着更多地揭示有关风险的信息（如更大金额的风险敞口GAP），市场将认定一个更低的非正常收益的资本化乘数，因此，我们假设GAP与非正常收益之间交互作用的相关系数为负。Riffe （1996）的研究表明，EXP作为与衍生品相联系的没有被充分记录的资产指标，可能和高盈利能力之

41、间存在着联系,高金额的EXP也可能是大银行更多涉足于衍生品领域的一个指标（Venkatachalam 1996），其相关系数将为正数。我们还预期EXP和AE之间的相关系数为负，因为我们预测资本市场对披露较多金融衍生品的银行，在定价时赋予了一个更低的乘数，因而减少了非正常收益的资本化价值（这是因为对那些盈利能力差的银行来说，更多的衍生品的披露意味着更高的风险）。在模型（6）的基础上，我们还分别考虑HCNI、FVNI、FCNI的波动性与非正常收益的交互影响以测试每一种收益波动性对股价的影响作用，因此，我们允许非正常收益与收益波动性的相关系数随着收益波动性指标的不同而变动，估计模型如下： 在每个模型

42、中，一个显著性的负的意味着在控制了GAP和EXP的风险影响之后，收益波动性指标反映了资本市场定价模型中的风险要素，这是因为随着上市商业银行收益波动性的增加，投资者面临的投资风险增加，将认定一个更高的到期收益率水平，继而降低了股票价格。同Hodder，Hopkins 和Wahlen（2006）一样，为了测试FVCI和FVNI在HCNI基础上所增加的波动性对股票价格带来的影响，我们还对模型（10）进行了如下的回归： 由于在三种收益波动性指标中，我们假设是三种收益波动性最完备的代表，次之，因此，同EXP和GAP一样，该模型考虑的是增加的收益波动性和AE之间的交互影响，同样，我们假设该影响与组成银行股

43、票价格的非正常收益的资本化之间存在着显著的负相关。也就是说，如果方程（9）中的 为负，表明作为收益波动性增量代表的市场风险因素得到了投资者的认可，在资本市场中被定价。表5A组数据是对模型（5）中涉及到的股价、波动性指标及其他相关指标间的描述性统计分析。表5B组数据报告了模型（5）至模型（11）的检验结果。不同模型的检验结果显示了高度的一致性：第一，股价与BVE均呈现显著的正相关，这表明，不管是否采用公允价值计量，银行的账面价值是始终影响股价的重要因素；第二，不同模型中的股价与银行披露的风险指标GAP之间的交互影响关系均不显著；第三，在模型（6）至（9）中，股价与EXP和AE之间的交互影响关系，

44、二者呈显著正相关，这与我们的假设不一致。这可能由于在我国会计信息失真较为严重的条件下，非正常收益的存在往往意味着盈余质量的下降，因而导致了股票价格的下降。资本市场对披露较多金融衍生品的银行，通过与非正常收益的交互影响，在定价时赋予了一个更高的乘数，因而提高了非正常收益的资本化价值。第四，在考虑了和AE之间的交互作用后，股价和各种收益波动性的关系均不显著，这表明三种收益的波动性指标均未反映与股价相关的信息，市场也没有将公允价值计量导致的收益波动性的增加视为风险增加的要素予以定价。换言之，银行股票价格并不反映公允价值会计导致的收益波动性增加。这就意味着投资者有可能认为公允价值下的收益指标不比历史成

45、本下的收益指标更好。表5A组：描述性统计均值中位数最大值最小值标准差P13.249.6950.622.899.24BVE3.843.169.801.452.08AE-0.000840.000440.12320-0.194470.03908HCNIAE0.000050.000760.19096-0.293070.05793FVNIAE-0.000590.000770.18283-0.311350.06058FVCIAE-0.006290.000790.20685-0.545590.10213五、研究结论与局限以14家商业银行2006.1月-2009月间的数据为样本，我们对以下三种收益的波动性进行

46、了分析：新准则实施前的历史成本下的净收益、新准则实施后的净利润、新准则引入公允价值后的全面收益。我们发现，新准则实施后的净利润的波动性略低于历史成本下的净收益的波动性，新准则引入公允价值后的全面收益的波动性明显高于前两者。这三种收益波动性都提供了与市场风险相关的增量信息，但新准则中引入公允价值计量属性并没有向投资者提供显著的与市场风险收益相关的增量信息，市场也没有将公允价值计量导致的收益波动性的增加视为风险增加的要素而予以定价，银行股票价格并不反映公允价值会计导致的收益波动性增加。这就意味着公允价值下的收益指标并没有得到投资者的认可。我们认为新会计准则谨慎性地引入公允价值，如将部分金融工具的公允价值损失直接计入所有者权益，再加上非活跃市场的大量存在，我国金融工具估值管理制度的缺失，许多金融工具的公允价值变动损益