一、引言
在金融市场，公允价值会计、金融工具与畸高的债务风险常常是紧密关联且直接导致了经营失败，这其中颇具警示意义的就是雷曼兄弟公司，破产前，公司通过证券化业务维持增长，同时通过各种公允价值会计手法掩盖银行债务，实际的银行债务却是有形资产净值的四十余倍。雷曼公司破产提示人们重视与公允价值会计有关的债务风险。在国内，监管部门明确要求“谨慎适度选用公允价值计量模式”，并且上市公司的债务水平也普遍低于发达国家。但上市公司在采用公允价值会计之后的金融投资行为仍然是值得关注的现象。作为一项制度安排，公允价值计量模式很可能对上市公司的金融投资行为带来重要影响。从样本公司来看，在2007～2011年间，以公允价值计量的金融资产等占总资产的比例是2.8％，但在2004～2006年间，以成本模式计量的金融投资占总资产的平均水平只有1.2％。上市公司金融资产的增加与公允价值计量模式是否显著相关？对公司资本结构产生了何种影响？是否增加了债务风险？
针对于此，我们考察了公允价值会计、金融投资行为与公司资本结构的相关关系。研究发现，在公允价值计量下，由于价值相关性原则以及盈余管理动机的影响，我国上市公司有着活跃的证券投资行为；而且，随着金融资产规模的增加，上市公司的债务风险呈现了显著上升的趋势。影响机理在于：在成本计量模式下，由于遵循稳健性原则，对证券投资行为具有一定抑制作用；但在公允价值会计下，由于价值相关性原则的导向作用，证券持有利得被视为综合收益，这促使管理层有强烈的金融投资动机，加之提供了金融资产分类和证券择机处置这个管理工具，因此对金融投资活动具有显著激励作用，导致了金融资产规模的增加；随着金融资产规模的增加，在内源性资金难以满足现金需求的情况下，导致有息债务比率和总负债比率显著增加，进而增加了债务风险。
本文的学术价值在于：(1)对价值相关性原则与企业投融资行为的关系进行了探究，从制度涵义的视角拓展了会计的研究领域；(2)考察了公允价值计量模式对上市公司金融投资行为以及债务风险的影响机理，为深入理解市值会计对微观主体和宏观经济的影响提供了分析基础，有助于深入评价市值会计的制度后果，深化了公允价值与金融风险两方面的研究。
二、文献、制度与理论分析
(一)文献与制度
现有研究在四条主线上考察了企业的最优负债水平。第一条主线是权衡理论。(Modigliani and Miller, 1958; Modigliani and Miller, 1963; Miller, 1977)。第二条主线是融资优序假说。Myers and Majluf(1984)和Myers(1984)的分析显示，由于代理问题以及信息不对称的影响，企业会按照资本成本从低到高的顺序融资，因此不存在确定的目标负债率。第三条主线是择时理论。Marsh(1982)和Baker and Wurgler(2002)等行为金融学的研究发现，市场时机是影响股份发行和债券发行的重要因素。第四条主线强调经济制度的影响。其中，Rajan and Zingales(1995)较早发现不同国家的经济制度和宏观经济环境导致了资本结构的差异。
对会计与负债水平的研究，国外文献主要考察了会计信息质量对债务水平的影响。例如，Dhaliwal(1980)研究显示高负债率的公司会选择使盈余波动性降低的会计方法；Liang and Zhang(2005)研究发现会计信息不确定性越高时企业的债务水平越低；Oztekin(2011)研究表明在高质量的会计准则下会有较高的债务水平。在国内，童盼和陆正飞(2005)等大量研究对公司资本结构进行了解释，考察了税收、信贷政策等宏观调控工具对资本结构的影响(如，赵冬青等，2008；王跃堂等，2010)。但无论国内国外，目前还极少分析会计准则对企业投融资行为和负债水平的影响。
会计政策变更对资本结构可能存在重要影响。李礼等(2007)虽然没有把会计政策作为研究重点，但他们基于问卷调查的研究结果显示：“财务会计政策变更对资本结构的影响因子高于证券监管政策变更、外贸政策变更以及投资项目评估与审核政策的影响”。按照我们的理解，新会计准则主要遵循公允价值理念与资产负债表观，与原来遵循的稳健性原则以及损益观存在较大的价值冲突。尽管会计准则原本主要是关于信息披露的规定，但计量模式在金融监管体系中的重要性甚至超出了准则的治理涵义。鉴于此，深入考察公允价值计量对企业投融资行为的影响是颇有必要的。
(二)理论分析
深入比较稳健性原则和相关性原则的涵义，可以发现会计是一个可以对企业投融资行为和资本配置产生深刻影响的规则体系。在稳健性原则的导向下，对资产和负债的计量主要遵循成本计量模式，对“坏消息”和“好消息”的确认时间和计量原则存在系统性差异(Basu, 1997)，要求尽可能预估所有损失而不预估任何利润(Watts, 2003)，因而对金融资产持有损失与持有利得的会计处理存在显著的不对称性。以至于在成本计量下有承担金融资产价格变动损失的责任，却不能享有金融资产价格变动的收益，于是增加了经理层的金融资产监管责任，所以对金融投资行为具有抑制作用。但在公允价值计量下，以市场价格作为资产或者负债的计量基础，市场价格与账面价值的差额在扣除递延所得税之后计入当期损益或者股东权益，于是经理层在承担证券价格波动损失责任的同时能够确认证券价格波动的风险收益。所以，在价值相关性原则下，公允价值计量对业绩和价值的估计超越了传统稳健主义的限制，更有利于体现经理层对金融资产的管理绩效，进而更可能激励经理层的金融投资行为。
经理层在公允价值会计与成本计量下的投资心理会存在差异。在归因心理的影响下，公允价值计量模式给经理层创造了将功劳和收益归于自己，同时将金融资产价格下跌的损失归咎于市场的机会，但在成本计量模式下由于只承担持有损失不确认持有利得，因而没有这种机会(徐经长、曾雪云，2010)。我国上市公司存在着对金融资产公允价值变动损益的重奖轻罚现象，管理层从金融资产公允价值变动收益中获得了超过其他利润的薪酬激励，但在面对公允价值变动损失时却存在着薪酬黏性(徐经长、曾雪云，2010)。因此，在公允价值计量模式以及价值相关性原则导向下更可能激励管理层的金融投资偏好。
在公允价值会计下，金融资产分类规则提供了通过证券择机交易进行盈余管理的机会。当前的国际会计准则准予将以公允
价值计量的证券投资划分为交易性金融资产和可供出售金融资产两类。其中，交易性金融资产的价格波动计入利润表，可供出售金融资产的价格波动直接计入股东权益。因此，只需要将有价证券归类为可供出售金融资产，就可以通过审慎选择证券资产持有利得的实现时点来进行盈余操控。大量研究发现，证券利得交易不利于投资者做出合理的价格判断和投资决策(Hirst and Hopkins, 1998; Maines and McDaniel, 2000)。所以，金融资产分类以及利得交易的有用性可能促使经理层有更强的动机进行金融投资活动。综上，我们提出假说H1。
假说H1：鉴于价值相关性原则和证券利得交易的影响，公允价值计量模式对我国上市公司的证券投资行为具有激励作用。
在公允价值会计的影响下，随着金融资产规模的增加，对资金的需求也会相应增加。对于新增资金需求，企业有提取现金余额、股份融资、债务融资，承担无违约风险债务等多种融资方式。Myers and Majluf(1984)以及Myers(1984)指出，由于公司内外存在严重的信息不对称以及委托代理成本，因此当投资机会和现金存量改变时，企业惯常以资本成本从低到高的顺序筹措资金，经理们的行动就好像他们在当前投资者和潜在投资者的利益冲突中代表了当前投资者的既得利益，最佳选择是尽量降低资本成本和尽可能使用内源性资金。如果外源性融资是必要的，则会首先采取不引起新老股东利益冲突的方式，也就是债务融资，然后用混合性质的股权融资，之后才是股份融资。
融资优序假说在国内得到了大量支持。例如，苏冬蔚和曾海舰(2009)研究显示我国上市公司的资本结构选择符合融资顺序理论，不符合权衡理论。就融资顺序来讲，尽管赵冬青等(2008)研究发现我国房地产行业在信贷政策收紧时经营性应付款的增加是主要资金来源，然而，当企业进行金融资本配置时，则不宜以日常周转的经营性应付款作为资金来源。这是因为金融资产的价格波动大，以至于虽然有活跃交易市场但却并非随时有处置时机。这实际上大大降低了现金流动性，因此需求有稳定的新增资金来源。按照这个分析，随着金融资产规模的增加，当内源性资金不足时，企业可能以债务融资方式进行金融资本配置。尽管银行不至于直接提供信贷资金支持证券投资，但是经理层可以通过增加项目融资规模、延长项目融资期限、申请增加授信额度等其他变通的方式获得信贷资金，进而导致有息债务水平和负债比率显著增加。综上所述，随着金融资产规模的增加，在现金余额有限的条件下，企业可能以各种方式拆借银行资金或者增加债券规模，进而导致负债比率显著上升。据此，我们提出假说H2。
假说H2：在公允价值计量模式的影响下，随着金融资产规模的增加，由于内源性资金供给有限，企业的负债水平很可能显著上升。
三、研究设计
(一)模型(1)
考虑到金融投资行为存在公司个体特征，因此我们采用固定效应回归，通过模型(1)检验假说H1。
被解释变量：SI是证券投资规模。在成本计量下，与交易性金融资产对应的是“短期投资”，与可供出售金融资产对应的是长期股权投资中的“长期股票投资”。因此，证券投资规模＝［(短期投资＋长期股票投资)＋(交易性金融资产＋可供出售金融资产)］/期末资产总额。
解释变量：(1)FVA，表示公允价值计量。2007年及以后，FVA=1；否则，FVA=0。依据假说1，FVA的系数预期为正。(2)PICK，表示利得交易，用于衡量公允价值计量下的盈余管理动机。假如公司i第t年处置可供出售金融资产之前的总资产收益率()大于0并且低于所在行业当年所有正值的中位数时，可能存在盈余平滑动机，令PICK=1；当小于0并且处置后的总资产收益率(ROA)大于0时，表明存在阈值管理动机，令PICK=1；否则，令PICK=0。(3)，等于处置可供出售金融资产之前的净盈余。依据Hirst和Hopkins(1998)对择机处置的定义，经营性净盈余越低，盈余管理动机越强，因此的系数预期为负。
控制变量：ADEQU表示自有资金充足率，等于期末所有者权益除以期末负债。SIZE表示公司规模，等于期末资产总额的自然对数。CASH表示现金流，等于经营性现金净流入除以总资产。GROWTH表示增长率，等于营业利润的年增长率。GOVER表示股权性质，如果最终控制人是政府或者国有机构，GOVER=1；否则，GOVER=0。FSR表示股权制衡，等于第一大股东的持股比例。
(二)模型(2)
我们采用固定效应回归，通过模型(2)检验假说H2。Capital代表资本结构。Controls是一组控制变量，在赵冬青等(2008)，苏冬蔚和曾海舰(2009)以及王跃堂等(2010)等研究中惯常使用，包括宏观经济、公司特征和产品市场竞争程度。
资本结构：Capital用于度量资本结构。(1)LEV，表示资产负债率。(2)PAYA，用于度量无违约风险债务，等于(应付账款＋其他应付款＋长期应付款)/期末资产总额。(3)LOAN，表示有息负债，等于(短期借款＋长期借款＋应付债券)/期末资产总额。(4)SEO，是指示变量，表示股份增发。如果该公司—年有增发新股，SEO=1；否则，SEO=0。
计量模式：FVA×SI表示公允价值会计下的证券投资规模，用于解释公允价值计量下上市公司金融投资行为对负债比率的影响，符号为正，表示支持假说H2。由于2007年以来影响资本结构的政策性因素比较多，例如信贷政策和税制改革(苏冬蔚、曾海舰，2009；王跃堂等，2010)，因此FVA在模型(2)是控制变量。
宏观经济因素：(1)经济增长率：借鉴Levy and Hennessy(2007)，用ΔGDP表示。(2)信贷配给政策：用CREDIT表示①，等于三至五年期商业银行贷款的年利率。(3)所得税率变动：用ΔTAX表示②。等于实际税负的变动。根据税率差别假说(DeAngelo and Masulis, 1980)，ΔTAX的系数预期为正。(4)股票交易价格：用市盈率PE表示。依据市场择机假说(Marsh, 1982; Baker and Wurgler, 2002)，PE的系数预期为负。
控制变量：(1)非债务税盾，用NDTS衡量，等于经总资产平减的固定资产年度折旧。(2)有形资产价值，用INVEST衡量，等于经总资产平减的固定资产和在建工程的期末余额。(3)盈利能力，用衡量。(4)产品市场竞争程度，以赫芬因德指数(HHI)作为代理。当市场竞争程度激烈时，企业的竞争行为会更加强硬，负债水平变得更高(James and Lewis, 1986；姜付秀、刘志彪，2005)。
四、描述性分析
(一)样本筛选与数
据来源
本文以2004～2011年为样本期间，选取2007年以前上市、持有证券投资至少三年的非金融类公司作为分析对象。要求2007年之前上市，是为了在同一公司基本面下对两种计量模式展开比较。要求持有证券投资在三年以上，是因为这些公司的证券资产以及资本结构更可能与计量模式有关联。剔除金融类公司，是因为金融行业的投资行为和资本结构需要专门研究。这三项剔除后，共获得5554个公司—年的观测值。再剔除所有者权益小于零或者审计意见为否定或无法发表意见的观测值共200个，剔除各变量的缺失值共922个，最终得到4782个有效观测值，代表了696家公司，平均长度是6.87年。
本文的数据有两项是手工收集。一是2007年以前的“长期股票投资”数据。二是可供出售金融资产的处置利得。其他数据来源于CSMAR金融研究数据库。为了获得稳健的分析结果，我们对所有连续变量按1％的比例进行Winsorize处理。
(二)描述性统计
表1栏目A对样本的分布情况做年度描述。第一，持有证券投资的公司—年是3354个，占总样本量的70.1％，说明我国上市公司的证券投资行为具有持续性和重要性。第二，在公允价值模式下有更高的证券投资持有率，2007～2011年间有70.1％～78.5％的样本公司持有证券投资，而2004～2006年的证券持有率只有52.7％～66.4％。
表1栏目B对证券投资规模与公司资本结构做年度描述。第一，金融资产规模在成本模式下相当低(在0.7％～1.5％之间)，在公允价值计量下呈倍数增加(在2.0％～4.0％之间)。第二，我国企业的总负债率(LEV)基本稳定在50％左右。
表2报告了各变量的描述性统计。就证券投资规模(SI)来说，我国非金融类上市公司证券投资占总资产的比率均值是2.2％，中间数是0.4％。SI的均值和中位数比较低，主要是因为成本计量下的证券投资规模相当小的缘故。就计量模式(FVA)来说，有64.1％的公司—年取自公允价值计量模式。就证券交易(PICK)来说，有10.2％的公司—年(487例)界定为利得交易，这些公司通过证券处置实现了盈余平滑或者规避亏损目标。就负债比率(LEV)来说，国内企业负债比率的平均水平是50.6％。这个比例显著低于发达七国。就资本结构来说，经营性应付款(PAYA)占总资产的比例是13.7％，债务融资(LOAN)占总资产的均值比例是21.6％，选择股份增发(SEO)的公司占总样本的6.7％(320例)。其他变量的解释从略。
表3对两种计量模式下的证券投资与资本结构进行分组检验，显示了以下结果。第一，我国上市公司的证券投资规模(SI)在公允价值计量模式下比之前高出1.8个百分点，这个差异在1％水平下显著。第二，总负债比率在2007年之后显著增加，均值是51.3％，两者差异在1％置信水平下显著。第三，有息负债(LOAN)在公允价值计量下的均值是14.1％(中值是12.1％)，在成本计量下的均值是13.1％(中值是11.6％)，差异在1％水平下显著；经营性应付款(PAYA)在2007年之后呈现了显著下降。第四，股份增发在2007年之后显著增加，可能与《上市公司证券发行管理办法》的实施有关。
五、实证结果与分析
(一)公允价值计量模式对证券投资行为的影响
表4报告了假说H1的实证结果。回归1～3分别以公允价值计量(FVA)、证券利得交易(PICK)和经营性净盈余()为解释变量。从回归1来看，公允价值计量(FVA)的估计系数在1％水平下显著，说明在公允价值计量模式下证券资产规模有显著增加。从回归2来看，证券利得交易(PICK)的估计系数在1％水平下显著为正，说明利得交易是金融资产规模的解释因素。从回归3来看，经营性净盈余()的估计系数在10％水平下显著为负，说明经营业绩越差，上市公司持有证券资产规模更大。回归4对FVA和PICK做同步检验，回归5对FVA和做同步检验，估计系数的显著性是一致和稳健的。回归4和5已经控制证券交易动机PICK和的影响，因此FVA的估计参数可以解释为相关性原则的制度后果。综上所述，我们验证了假说H1，实证结果说明公允价值计量对金融投资活动存在显著的激励作用。
就其他变量来说，自有资金充足率(ADEQU)与证券投资规模(SI)显著正相关，说明内源性资金是重要来源。经营性现金流(CASH)与SI呈现负相关，说明在业绩恶化的情况下企业会持有大规模证券资产。大股东持股比例(FSR)与SI呈显著正相关，说明在缺乏制衡的情况下会有激进的投资行为。我们用OLS回归对假说H1进行检验，公允价值计量(FVA)、证券利得交易(PICK)和经营性净盈余()的系数依然显著。此外，公司治理因素不显著，主要是成本计量模式下的证券投资不活跃(徐经长和曾雪云(2012))。
(二)证券投资行为对资本结构的影响
表5报告了假说H2的检验结果。被解释变量是资产负债率(LEV)。由于规模变量SI控制了证券投资对内源性资金的依赖以及虚拟变量，FVA控制了2007年之后政策、市场等环境因素的影响，因此FVA×SI的估计参数主要解释上市公司金融投资活动对资本结构变动趋势的影响。回归1显示，FVA×SI的估计系数在1％水平下显著为正，这说明在公允价值计量下，随着证券投资规模的增加，负债水平呈现了显著增加，是对假说H2的验证。从分组回归来看，回归2显示证券投资规模(SI)在成本计量模式下的估计系数是－0.433，回归3显示公允价值计量模式下的估计系数是－0.288，比前者增加了0.135。这个系数变动表明，在公允价值计量下，随着证券投资规模的增加，对权益资金的依赖度减少，债务水平有显著增加，这进一步解释了本文的假说H2。
表5还显示，宏观经济增长速度(ΔGDP)越快，负债比率显著上升，这可能是宏观经济向好时，投资机会大量增加，因而需要通过负债筹集更多资金。在信贷政策(CREDIT)紧缩的情况下，负债比率显著下降，这与曾海舰和苏冬蔚(2010)的分析结果一致。税率变动(ΔTAX)与负债比率的关系不显著，可能债务税盾并非影响融资决策的重要因素。大股东持股比例(FSR)越高，负债比率更低，说明委托代理问题对融资能力有重要影响。赫芬因德指数(HHI)的系数不稳健，可能产品市场竞争对负债水平的影响是不确定的。非债务税盾(NDTS)对债务税盾(LEV)存在显著的替代作用。股票价格(PE)与负债比率的相关性比较弱。其他因素中，资产规模(SIZE)越大、盈利能力()越低、营业增长率(GROWTH)越高的情况下，负债比率越高，这些结果与已有文献是一致的。
(三)对融资顺序做
进一步分析
表6对融资顺序做进一步分析。从解释变量来看，回归1显示FVA×SI与经营性应付款(PAYA)的相关性较弱，回归2显示FVA×SI的估计系数与有息债务比率(LOAD)在10％水平下显著相关，回归3显示FVA×SI与股份增发(SEO)无显著相关性。这说明在公允价值计量的影响下，有息债务随着证券投资规模的扩张出现了显著增加，但经营性应付款和股份增发与金融投资活动关系不显著。从控制变量FVA来看，回归2显示有息债务比率在2007年之后呈现下降趋势，这可能是受到了信贷政策紧缩的影响；回归1和回归3显示经营性应付款和股份增发在2007年之后有显著增加，由于FVA×SI的系数显示证券投资不是主要解释因素，因而可能是经济环境不确定、定向增发政策等其他原因的影响。从证券规模SI来看，证券投资规模与两类债务比率都显著负相关，这说明自有资金是金融投资最主要的资金来源。综上所述，在公允价值计量模式的影响下，随着证券投资规模的增加，上市公司的有息债务比率呈现了显著上升，这说明银行借款和债券发行是证券投资的重要资金来源，也说明公允价值会计对债务风险有显著增强作用。
(四)稳健性测试
我们执行了如下稳健性测试。(1)重新选取样本公司。以2004～2011年连续八年持有证券类金融资产的139家公司构建样本，解释变量的系数比在主样本中的估计值更大，显著性水平也更高。(2)重新划分研究区间。以2007年新《企业会计准则》实施前后各三年重新划分区间，实证结果也是一致的。考虑到牛市行情对证券投资存在激励作用，我们剔除2007年重新构建研究区间，检验结果保持不变。
六、研究结论
随着经济的发展，会计作为一项监管制度在经济金融体系中的角色和影响力正在成为重要课题和学科前沿，受到了越来越多的关注和强调。在这个背景下，本文考察了公允价值会计对证券投资行为以及资本结构的影响机理。研究发现，由于价值相关性原则和证券利得交易的影响，我国上市公司在公允价值计量模式下有相对激进的金融投资行为，但在成本计量模式以及稳健性原则下却更为谨慎。然后，在公允价值会计的影响下，金融资产规模的增加导致了有息债务、总负债比率的显著上升，这说明公允价值会计对债务风险具有增强作用。概而言之，本文对价值相关性原则的经济涵义进行了阐述，从制度涵义的视角对会计的研究领域进行了拓展，为深入理解市值会计对微观主体和宏观经济的影响提供了分析基础，有助于深入评价市值会计的制度后果以及对金融风险的传导作用。
