王 燁，孫慧倩，王寧寧

(1.南京審計大學會計學院，江蘇 南京 211815；2.無錫太湖學院會計學院，江蘇 無錫 214064)

一、引 言

企業(yè)持有房地產的目的日益多元化，給其相關會計處理以及會計信息質量帶來巨大挑戰(zhàn)。公允價值計量主要適用于金融工具、債務重組、非同一控制下的企業(yè)合并、投資性房地產等方面。根據2007企業(yè)會計準則，對于投資性房地產，公司被賦予了成本模式或公允價值模式的后續(xù)計量選擇權?！锻顿Y性房地產企業(yè)會計準則(CAS3)》規(guī)定，如果房地產存在活躍交易市場，且同類或類似房地產的市場價格能自房地產交易市場上獲得，公司可以對投資性房地產后續(xù)計量選擇公允價值模式。雖然選擇公允價值來計量投資性房地產能夠更好地反映公司真實市場價值和盈利能力，有助于提供更具價值相關性的會計信息。但是，因為投資性房地產的后續(xù)計量模式選擇和房地產的公允價值獲取，不可避免地受到公司管理層主觀估計、判斷等因素的影響，這使得投資性房地產公允價值計量所得相關財務會計信息的可靠性受到了空前的挑戰(zhàn)。投資性房地產后續(xù)計量模式的選擇如何影響其相關會計信息質量？或者說，投資性房地產的后續(xù)計量模式選擇是否源自公司管理層的盈余管理動因?

依據實證會計理論(Watts和Zimmerman，1986)，分紅計劃、債務契約和政治成本假說可以解釋公允價值模式的選擇行為[1]。Healy(1995)發(fā)現管理層薪酬契約是影響公允價值計量選擇的重要因素[2]，Daniel等(2010)發(fā)現債務契約對公允價值計量選擇有重要影響[3]，不過，王躍堂(2000)發(fā)現上述三大契約動因不是我國上市公司會計政策選擇的影響因素[4]?？梢?，國內學者關于會計政策選擇動因的研究結論與國外研究不完全一致。具體到投資性房地產計量上，國外學者側重使用實證法研究投資性房地產公允價值計量的影響因素，Hlaing和Pourjalali(2012)、Christensen和Nikohev(2013)發(fā)現影響投資性房地產后續(xù)計量模式選擇的主要因素是債務約束[5][6]，然而，Demaria和Dufour(2007)、Quagli和Avallone(2010)發(fā)現債務契約對公允價值計量的選擇無顯著影響[7][8]。在我國，目前學者研究投資性房地產公允價值計量模式選擇的影響因素主要通過理論和案例分析(劉永澤和馬妍，2011；鄒燕等，2013等)[9][10]，缺乏實證檢驗。本文以我國滬深兩市2007至2016年間持有投資性房地產的非金融保險業(yè)上市公司為研究對象，實證研究股票期權激勵與債務契約動因對投資性房地產公允價值計量模式選擇的影響，以豐富投資性房地產公允價值計量的相關文獻，并為完善我國投資性房地產和公允價值會計準則提供經驗支持。

二、文獻回顧

(一)會計政策選擇動因

Watts和Zimmerman(1986)基于實證會計研究成果，提出有關會計政策選擇動因的分紅計劃、債務契約和政治成本三大經典假說[1]。Qiang(2007)的研究表明，與公允價值相比，成本計量的會計數據在契約中更為有效，政治敏感性、債權人保護等產生的代理成本是影響會計政策選擇的主要影響因素[11]；Healy(1995)研究了管理層薪酬契約對會計政策選擇的影響，發(fā)現若企業(yè)當期業(yè)績距離管理層獎金激勵的業(yè)績指標水平接近時，管理層會有意識操縱向上的盈余管理來達到業(yè)績指標水平[2]；Beatty和Weber(2003)、Daniel等(2010)等研究表明，公司債務比率越高，管理層為了避免違約成本，越愿意選擇公允價值計量，還發(fā)現公司規(guī)模大、盈利性低也是公允價值計量選擇的重要影響因素[12][3]。徐經長和曾雪云(2010)研究表明，公允價值變動收益對管理層薪酬的影響顯著為正，公司存在“重獎輕罰”現象，這會強化管理層機會主義行為，增加公司風險[13]；劉斌和孫雪梅(2003)以低值易耗品攤銷會計方法選擇為切入點，研究發(fā)現，分紅計劃假說和政治成本假說對會計政策選擇具有顯著的影響，而債務契約假說未通過檢驗[14]。王躍堂(2000)研究了自愿和強制執(zhí)行長期投資、短期投資和存貨三大減值政策的經濟動機，結果表明決定我國上市公司會計政策選擇的因素并不是上述三大經典契約動因，而是扭虧和避免ST等資本市場監(jiān)管動機[4]；葉建芳等(2009)研究發(fā)現，管理層將金融資產劃分為交易性金融資產或可供出售金融資產時，傾向于留出較大的選擇空間，更愿意選擇便于實現盈余管理的會計政策[15]。

(二)投資性房地產的計量模式選擇動因

關于投資性房地產的計量模式選擇動因的研究，國外學者集中于對會計政策選擇三大經典實證假說的驗證，且形成比較豐富的成果。Quagli和Avallone(2010)以歐洲國家房地產行業(yè)首次采用IFRS40的上市公司為研究對象，發(fā)現政治成本和信息不對稱顯著影響投資性房地產公允價值計量模式的選擇，而債務契約、盈余平滑沒有影響[8]；Hlaing和Pourjalali(2012)研究發(fā)現，政治成本高、負債比率高、長期資產比重高的公司更愿選擇公允價值模式計量投資性房地產[5]；Christensen和Nikohev(2013)研究顯示，債務約束是影響投資性房地產計量模式選擇的主要因素，公司財務杠桿比率越高，管理層為了避免違約成本，越愿意選擇公允價值計量[6]；Jung等(2013)發(fā)現，傳統(tǒng)三大假說可解釋公允價值計量的選擇，政治成本、債務水平越高的公司更傾向于選擇公允價值計量[16]；Muller等(2008)以歐洲77家房地產行業(yè)上市公司為樣本，研究發(fā)現，信息不對稱、股權結構顯著影響投資性房地產公允價值計量選擇的主要因素，而債務契約不是主要的影響因素[17]；Danbolt和Rees(2008)研究表明，投資性房地產公允價值計量的選擇受管理層激勵機制、市場成熟度以及盈余管理等因素的影響[18]。

國內有關投資性房地產計量模式選擇的研究，主要側重于運用理論分析或案例分析法分析相關影響因素。張奇峰等(2011)以北辰實業(yè)為例，認為大陸和香港的制度環(huán)境不同，是導致公司在A股和H股年報中采取不同計量模式報告投資性房地產的原因[19]；劉永澤和馬妍(2011)通過理論分析，認為致使公允價值計量在投資性房地產上沒有被廣泛運用的因素是市場環(huán)境不完善、相關指引缺失、準則限制條件嚴格等[9]；鄒燕等(2013)以津濱發(fā)展和同行業(yè)同地區(qū)公司為例，認為融資動機和美化財務指標影響投資性房地產公允價值計量模式的選擇[10]。國內只有少數學者采用實證研究方法檢驗投資性房地產公允價值計量選擇的影響因素。侯曉紅等(2013)研究發(fā)現，市場化程度越低，杠桿比率越高的公司越傾向于選擇公允價值模式[20]；張瑞麗等(2014)研究表明，股權性質、管理層持股比例、負債比率是投資性房地產公允價值計量模式選擇的主要影響因素[21]。

通過對國內外研究回顧可發(fā)現，國內學者有關會計政策選擇動因的檢驗結果與國外不完全一致。具體到投資性房地產公允價值計量模式的選擇方面，國內研究大都采用理論分析法或案例分析法研究會計政策選擇的影響因素，大樣本實證研究很少，并且，研究停留在對實證會計三大假說的簡單檢驗，沒有考慮不同選擇動因的交互影響。有鑒于此，本文基于現階段我國資本市場的特點，以我國2007～2016年滬深兩市持有投資性房地產的非金融與保險行業(yè)的上市公司作為研究對象，研究股票期權激勵與債務契約動因對投資性房地產公允價值計量模式選擇的影響及可能的交乘效應影響，以豐富既有文獻，并為優(yōu)化相關會計準則提高會計信息質量提供經驗證據。

三、理論分析與假設

(一)股權激勵與投資性房地產公允價值計量模式的選擇

股票期權激勵被公認為一種有效的長期激勵機制，公司實施股票期權激勵的目的是為了激勵公司管理層努力工作，減少股東與管理層之間的代理成本，以實現股東利益最大化(Smith和Watts，1982)[22]。然而，股票期權激勵本質上是股東與管理層之間的利益分配契約，由于契約的不完備性，作為理性經濟人的管理層往往會通過改變會計盈余的手段來影響收益分配，使契約的履行有利于實現個人利益最大化(Schipper，1989)[23]。眾所周知，股票期權激勵的實施一般需要經歷授予、行權和行權后出售股票等環(huán)節(jié)。在我國，實施的為業(yè)績型股權激勵，能否行權須實現規(guī)定業(yè)績條件，而行權業(yè)績條件主要是凈利潤和凈資產收益率等財務指標。很顯然，在公司經營業(yè)績不太好，管理層實現行權業(yè)績條件有壓力的情況下，或者，管理層希望更加容易地達到行權業(yè)績條件時，管理層就會通過會計政策的選擇等方式進行盈余管理，以達到股票期權激勵計劃中所設定的目標業(yè)績，以利于股票期權激勵順利實施(Bartov和Mohanram，2004；呂長江和張海平，2011)[24][25]。正如分紅計劃經典假設所預期那樣，如果其他條件不變，實施分紅計劃的公司其管理層為了提高薪酬的現值，更愿意選擇能將盈余從未來期間轉移至現在的會計政策。我們知道，對于任何一個企業(yè)而言，投資性房地產都是一項占比相當大的資產，其計量方法或模式的較小變動，會對公司利潤產生很大的影響。根據我國《投資性房地產企業(yè)會計準則(CAS3)》，在資產負債表日，企業(yè)應當對投資性房地產采用成本模式進行后續(xù)計量；如果有確鑿證據表明投資性房地產公允價值能持續(xù)可靠獲得的，可選擇公允價值模式對投資性房地產后續(xù)計量。也就是說，對于投資性房地產后續(xù)計量，公司可以在“公允價值模式”和“成本模式”這兩種計量模式中進行選擇[注]根據準則，已采用公允價值模式計量的投資性房地產，不得從公允價值模式轉為成本模式，選擇受到一定的限制。。對投資性房地產的后續(xù)計量選擇采用“公允價值模式”或“成本模式”，所產生的會計后果是顯著不同的。根據企業(yè)會計準則(CAS3)，若選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續(xù)計量，則不需要計提折舊或攤銷，而是在資產負債表日按投資性房地產的公允價值調整其原賬面價值，差額計入當期損益。由于不計提折舊或攤銷，而且，公允價值與原賬面價值之間的差額計入當期損益，很顯然，在當前房地產價格持續(xù)高漲的情形下，對投資性房地產選擇“公允價值模式”后續(xù)計量，相比較于“成本模式”后續(xù)計量，能在不對投資性房地產進行實際處置的情況下更為便利地獲得較為可觀的賬面利潤，并且，由于是賬面調整，“公允價值模式”后續(xù)計量極其有利于在投資性房地產存續(xù)期間內實施靈活的低成本的利潤平滑。對于實施股票期權激勵的公司，由于存在行權業(yè)績條件的約束，管理層有向上盈余管理的動機，而投資性房地產“公允價值模式”后續(xù)計量的賬面利潤效應和利潤平滑“優(yōu)勢”，正好能滿足公司管理層這一需求。所以，不難預期，對于實施股票期權激勵計劃的公司，為獲取最大化的股票期權預期收益，其管理層應該更愿意選擇便于進行盈余管理的公允價值模式計量投資性房地產。據此，提出假設1。

假設1：實施股票期權激勵計劃的公司更傾向于對投資性房地產選擇公允價值計量模式。

(二)債務契約與投資性房地產公允價值計量模式的選擇

債務契約是由管理層代表股東與債權人簽訂的、明確雙方權利和義務的契約。包括商業(yè)銀行在內的債權人為控制債務的違約風險，會將一些約束性條款寫入債務契約，對債務人的資產負債率水平、會計穩(wěn)健性等財務指標作出具體限定，當債務人的資產負債率等衡量違約風險的財務指標突破限定值時，債權人將啟動貸款違約處理程序，以保障債權人自身的利益。一般而言，債務比重愈高，債權人的約束性條件就會愈苛刻，公司違反債務契約的概率就會愈大。Watts和Zimmerman(1986)認為，若其他條件不變，企業(yè)負債比越高，管理層越傾向于選擇能將未來期間盈余轉移至現在的會計政策，以避免違反債務契約[1]。我國房地產市場價格近年來一直處于不斷上漲態(tài)勢，對投資性房地產選擇公允價值模式后續(xù)計量，一方面，不需計提折舊或攤銷；另一方面，可根據市場價格的變化對其賬面價值實施調整，并將公允價值的變動差額計入當期損益，結果是，選擇公允價值模式計量投資性房地產有利于增加公司當期利潤、總資產和凈資產，從而降低公司的資產負債率水平，進而避免違反債務契約。因此，不難預期，公司資產負債比率越高，為避免違反債務契約之約束性條款所帶來的損失，以及減少因重新簽訂債務契約發(fā)生新的成本，管理層越傾向于對投資性房地產選擇公允價值模式(Hlaing和Pourjalali，2012；Christensen和Nikohev，2013)[5][6]。所以，提出假設2：

假設2：公司債務比重越高，越傾向于對投資性房地產選擇公允價值計量模式。

(三)股權激勵、債務契約與投資性房地產公允價值計量模式的選擇

依據分紅計劃經典實證會計假說，實行股票期權激勵的公司，其管理層更可能實施向上的盈余管理行為，選擇能將利潤自未來期間轉移到當期的會計政策；而依據債務契約假說，負債率高從而違約風險大的公司，其管理層也更可能實施向上的盈余管理行為，選擇能夠最大化當期利潤的會計政策。在我國現階段房地產市場價格持續(xù)高漲的背景下，選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續(xù)計量，可以較為便利地實現將利潤從未來期間轉移至現在的目的，并且，由于投資性房地產在總資產中的占比一般較高，因而，對于實施股票期權激勵和債務違約風險比較大的公司管理層來說，通過投資性房地產公允價值后續(xù)計量模式的選擇，實現向上盈余管理，是一個便利而有效的方式。而且，對于實施股票期權激勵計劃的公司，如果債務違約風險也同時較大的情況下，其管理層利用投資性房地產公允價值計量模式的選擇，達成向上盈余管理的動機理應會更為強烈。由此，提出假說3：

假設3：對于實施股票期權激勵的公司，若債務比重也更高，則其對投資性房地產選擇公允價值模式計量的概率就會更大。

四、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

1.樣本選擇

本文選擇我國滬深兩市2007～2016年持有投資性房地產的非金融、保險行業(yè)上市公司作為樣本，研究投資性房地產公允價值計量模式的選擇如何受股票期權激勵和債務契約動因的影響。2007～2016年滬深兩市持有投資性房地產的上市公司共有8993個樣本[注]“持有投資性房地產”的判斷標準為期末投資性房地產凈額不為零。，在篩選過程中剔除以下樣本：(1)缺失數據且無法手工查補的樣本164個；(2)金融、保險類行業(yè)樣本206個。最后得到8623個有效樣本，其中，公允價值模式樣本314個，成本模式樣本8309個。由于兩類樣本的樣本量存在一定不平衡性，為降低這種不平衡性的可能影響，以保證回歸檢驗結果的穩(wěn)健性，借鑒Christensen和Nikolaev(2013)的方法[6]，同時運用以下兩類樣本數據執(zhí)行回歸分析：(1)運用全部8623個非金融保險業(yè)的樣本數據；(2)使用配對樣本數據。借鑒鄭志剛等(2014)、淦未宇等(2015)、Christensen和Nikolaev(2013)等的做法[26][27][6]，配對樣本的具體選擇方法是，按照同年度、同行業(yè)(按證監(jiān)會二級行業(yè))[注]部分樣本無法按證監(jiān)會二級行業(yè)配對的，按照一級行業(yè)進行配對。行業(yè)分類根據證監(jiān)會2001年行業(yè)分類標準。、規(guī)模最接近作為配對標準，為314個對投資性房地產采用公允價值模式進行計量的樣本公司，按照1：1的比例，配對一家采用成本模式的樣本公司，共得到628個配對總樣本。

2.數據來源

本文通過查閱巨潮資訊網披露的年報，手工搜集投資性房地產會計政策選擇數據和股票期權激勵計劃授權明細數據。相關財務指標數據和行業(yè)、年度等數據均來源自國泰安財經研究數據庫，同時，根據公司年報對部分缺失數據進行手工查補。利用EXCEL2007軟件、Stata.12軟件進行數據整理和統(tǒng)計分析。為消除極端值影響，對回歸分析中全部連續(xù)變量執(zhí)行了1%和99%分位數上Winsorize處理。

(二)模型設定與變量定義

本文構建以下Logistic模型來檢驗研究假說：

Fair=β0+β1Option+β2Lev+β3Option*Lev+β4State+β5Ind+β6Dl+β7Size+β8Fv+β9Zz+β10Grow+β11Year+ε

其中，被解釋變量為“公允價值計量模式選擇(Fair)”，即公司對投資性房地產是否選擇公允價值模式后續(xù)計量，T年末對投資性房地產采用公允價值模式進行后續(xù)計量的，賦值為1，否則，賦值為0。解釋變量分別為“股票期權激勵(Option)”和“債務水平(Lev)”，以考察股票期權激勵和債務契約動因對投資性房地產公允價值計量模式選擇的影響，其中，“股票期權激勵”變量用公司是否實施股票期權激勵計劃衡量，T年實施股票期權激勵計劃的，取值為1，否則為0；“債務水平”變量以T年末資產負債率刻畫。同時，為控制資本市場監(jiān)管政策對投資性房地產會計政策選擇的影響，在回歸模型中加入“監(jiān)管政策(Dl)”啞變量，當T-1年末或T-1、T-2年末凈利潤為負時，取值為1，否則為0(張瑞麗等，2014)[21]。為控制政治成本動因對投資性房地產會計政策選擇的影響，回歸模型納入“行業(yè)管制(Ind)”啞變量，屬于采掘業(yè)，電力、煤氣及水的生產和供應業(yè)和房地產業(yè)的，取值為1，否則為0。為控制產權性質的影響，回歸模型加入“實際控制人性質(State)”虛擬變量，據國泰安數據庫對最終控制人性質的劃分，由中央機構、地方機構、國有企業(yè)、行政機關、事業(yè)單位最終控制的，取值為1，否則為0。此外，借鑒既有文獻，回歸模型還控制了公司規(guī)模(Size用T年末總資產自然對數計量)、投資性房地產比重(Fv用T年末投資性房地產凈額/總資產計量)、年度(Year)(張瑞麗等，2014)[21]、營運能力(Zz即T年末總資產周轉率)、成長性(Grow即T年末營業(yè)收入增長率)等變量(葉建芳等，2009)[15]。

五、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

對主要變量描述性統(tǒng)計的同時，還執(zhí)行分組均值和中位數差異檢驗，如表1所示：

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

注：對兩組樣本分別采用t檢驗、Wilcoxon檢驗進行均值和中位數差異比較。*、** 、*** 分別表示t檢驗值和z檢驗值在10%、5%、1%的水平上顯著(雙尾)。下同。

可見，公允價值模式下有20%的樣本公司實施了股票期權激勵計劃，成本模式下只有13%的樣本公司實施了股票期權激勵計劃，兩類樣本的均值在1%水平上存在顯著差異，說明實施股票期權激勵的公司對投資性房地產更傾向于選擇公允價值模式。公允價值模式樣本下負債水平(Lev)均值、中位數在1%水平上均顯著高于成本模式樣本，表明債務水平越高，公司越偏好采用公允價值模式對投資性房地產后續(xù)計量。公允價值模式下38%的樣本公司其實際控制人性質(State)為國有，而成本模式下55%樣本公司其實際控制人系國有，說明國有控股公司更傾向于采用成本模式。從均值、中位數檢驗結果看，股票期權激勵(Option)、債務水平(Lev)對投資性房地產公允價值模式選擇的影響，與本文所提研究假設1和假設2一致。此外，兩類樣本在行業(yè)管制(Ind)、公司規(guī)模(Size)、投資性房地產比重(Fv)和營運能力(Zz)上也有顯著差異，而在監(jiān)管政策(Dl)、成長性(Grow)上無顯著差異。

(二)多元回歸分析

1.股票期權激勵與債務契約動因對投資性房地產公允價值模式選擇的影響

股票期權激勵計劃與債務契約動因影響的回歸結果如表2所示。我們對比使用全樣本和配對樣本進行Logstic回歸分析，以克服被解釋變量間數據不平衡性所產生的影響，增強研究結果的穩(wěn)健性。模型中變量方差膨脹因子分析表明，變量的VIF值全部小于2，VIF的平均值為1.41，說明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 股票期權激勵與債務契約動因對投資性房地產公允價值模式選擇影響的回歸結果

由表2可見，全樣本回歸和配對樣本回歸的R2分別為0.1966和0.2109，同時回歸模型均在1%水平上顯著，說明兩個回歸模型的擬合優(yōu)度較好，能夠很好的解釋投資性房地產公允價值模式的選擇動因。具體而言，表征股票期權激勵契約動因的變量(Option)在全樣本回歸和配對樣本回歸中，回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明實施股票期權激勵計劃的公司更傾向于選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續(xù)計量，結果驗證了假設1，這與Bartov和Mohanram(2004)[24]、呂長江和張海平(2011)[25]的研究發(fā)現一致，表明管理層會出于股票期權激勵機會主義動機而選擇公允價值模式。表征債務契約動因的變量(Lev)在兩組回歸中，系數均都通過了1%水平的顯著性檢驗，說明債務水平越高的公司選擇公允價值模式計量投資性房地產的概率越大，結果具有穩(wěn)健性，驗證了假設2，這與Jung等(2013)[16]、Christensen和Nikolaev(2013)[6]的檢驗結果一致。表征實際控制人性質的變量(State)在兩組回歸中，系數都在1%水平上顯著為負，說明實際控制人為非國有的公司更傾向于選擇公允價值模式計量投資性房地產，國有控股公司傾向于選擇穩(wěn)健性的成本模式。另外，兩組回歸中公司規(guī)模變量(Size)、投資性房地產比重變量(Fv)和運營能力變量(Zz)的系數均通過了顯著性檢驗，且符號與預期一致，說明公司規(guī)模、投資性房地產比重和公司運營能力會影響投資性房地產公允價值模式的選擇。然而，監(jiān)管政策(Dl)的系數沒有通過顯著性檢驗，說明資本市場監(jiān)管政策動因不能解釋投資性房地產公允價值模式的選擇，或者說，公司選擇投資性房地產公允價值模式不是出于迎合資本市場監(jiān)管政策的要求。

2.股票期權激勵與債務契約動因對投資性房地產公允價值模式選擇的交互效應影響

表3呈現的是股票期權激勵與債務契約動因之交乘效應影響的回歸結果。我們將全部樣本和配對樣本分別按照是否實施股票期權激勵計劃，劃分為實施股票期權激勵樣本組和未實施股票期權激勵樣本組，對去除股票期權激勵變量(Option)后的模型執(zhí)行回歸檢驗?？梢钥闯觯珮颖净貧w中，債務水平變量(Lev)的系數在實施和未實施股票期權激勵樣本組，均在1%水平上顯著正相關，但是，實施股票期權激勵樣本組債務水平變量(Lev)的系數明顯大于未實施股票期權激勵樣本組債務水平變量(Lev)的系數，這說明，相比較于未實施股票期權激勵公司，實施股票期權激勵公司債務水平越高，對投資性房地產選擇公允價值模式的可能性更大，也就是，股權激勵契約與債務契約動因對投資性房地產公允價值模式的選擇具有正向的交互效應影響。

配對樣本的回歸結果更為明顯地顯示這一點。在實施和未實施股票期權激勵樣本組，債務水平變量(Lev)的系數均在1%水平上顯著為正，且實施股票期權激勵樣本組債務水平變量(Lev)的系數比未實施股票期權激勵的顯著更大，這意味著，實施股票期權激勵能夠強化債務水平與投資性房地產公允價值模式選擇之間的正相關關系，或者說，股票期權激勵契約與債務契約動因對投資性房地產公允價值模式選擇具有正向的交互效應影響。因此，研究假說3得到驗證。

表3 股票期權激勵與債務契約動因對投資性房地產公允價值模式選擇的交互影響

注：全樣本回歸中，實施股票期權激勵的樣本共有1155個，由于2007年實施股票期權激勵的11個樣本對投資性房地產全部選擇了成本計量模式，故在進行股權激勵分組檢驗時，刪除此11個樣本，得到實施股票期權激勵的回歸樣本1144個；配對樣本回歸中，按照規(guī)模最接近為標準進行樣本配對，為1144個持有投資性房地產并且實施股票期權激勵計劃的樣本公司，在其同年、同行業(yè)(按證監(jiān)會二級行業(yè)，部分樣本無法按證監(jiān)會二級行業(yè)配對的，按照一級行業(yè)進行配對)中選擇一家未實施股票期權激勵計劃的公司，共得到2288個樣本。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為使結果更加可靠，我們對樣本進行優(yōu)化后執(zhí)行了進一步穩(wěn)健性檢驗，結論未發(fā)生明顯變化。具體是，從8623個有效樣本中剔除幾乎全部選擇成本模式計量投資性房地產的行業(yè)，包括農、林、牧、漁業(yè)以及建筑業(yè)，得到8226個樣本重新進行上述回歸。限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結果略。

六、研究結論與啟示

本文以我國滬深兩市2007～2016年持有投資性房地產的非金融、保險行業(yè)上市公司為樣本，研究了股票期權激勵、債務契約動因與投資性房地產公允價值模式選擇之間的關系。研究發(fā)現，股票期權激勵和債務契約動因顯著影響投資性房地產公允價值模式的選擇。具體而言：(1)實施股票期權激勵計劃的公司更愿意選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續(xù)計量。正如實證會計理論分紅計劃假說所預期的那樣，實施股票期權激勵的公司，管理層有動機在當期實施向上盈余管理，以最大化股票期權預期收益，特別是在我國，由于實行的是業(yè)績型股票期權激勵，能否可行權必須達到行權業(yè)績條件，而行權業(yè)績條件主要是凈利潤、凈資產收益率等財務指標，這會直接觸發(fā)管理層為了達到行權業(yè)績條件而實施盈余管理，加之，投資性房地產是企業(yè)一項占比較大的資產，計量方法上的較小改變會對公司利潤和資產產生較大的影響，而公允價值模式的選擇會在不處置重要資產的情況下比較便利地增加公司的當期凈利潤，并且使得在未來期間平滑利潤也更加容易，因此，實施股票期權激勵會誘發(fā)公司管理層對投資性房地產選擇公允價值模式后續(xù)計量。(2)債務水平越高，公司越傾向于選擇公允價值模式對投資性房地產進行后續(xù)計量。根據實證會計理論的債務契約假說，違反債務契約約束條款的可能性越大，公司越可能在當期實施向上盈余管理。我們知道，債務水平越高，公司違反債務契約約束條款的可能性越大，這時，公司越有動機通過對投資性房地產選擇公允價值模式，來提高當期凈利潤和總資產，以降低當期的資產負債比率，從而減少違反債務約束條款的可能性。(3)股票期權激勵與債務契約動因對投資性房地產公允價值模式的選擇具有交乘效應之影響。股票期權激勵會強化債務契約動因與投資性房地產公允價值模式選擇之間的正相關關系，當一個實施股票期權激勵的公司，其可能觸反債務契約約束條款時，投資性房地產更可能被采用公允價值模式后續(xù)計量。

本文研究顯示，賦予公司投資性房地產公允價值計量模式的選擇權，允許公司根據外部環(huán)境和自身情況對投資性房地產后續(xù)計量選擇公允價值或成本模式，在提高會計信息相關性的同時，會觸發(fā)管理層基于股票期權激勵和債務契約動因而實施盈余管理，從而損害會計信息質量的可靠性。不過，這種對會計信息質量的負面影響，存在一定條件。在我國現階段，實施股票期權激勵或債務契約存在違約風險時，投資性房地產公允價值計量模式的選擇權，才會誘發(fā)盈余管理從而損害會計信息質量。因此，強化審計監(jiān)督，優(yōu)化股票期權激勵和債務契約的設計與執(zhí)行，對于提高投資性房地產公允價值會計信息質量具有十分重要的意義。具體而言，為了提高投資性房地產公允價值會計信息質量，需要對上市公司投資性房地產后續(xù)計量模式的會計政策選擇，加強外部審計監(jiān)督，尤其是，當公司對投資性房地產后續(xù)計量模式進行變更時，應當給予審計重點關注；再一方面，需要改進和提高股票期權激勵和債務契約的設計有效性，盡可能制定激勵相容的激勵和債務契約，從根本動因上消除公司利用投資性房地產后續(xù)計量模式的會計政策選擇實施盈余管理的可能性，同時，還應該強化股票期權激勵和債務契約執(zhí)行過程中代理問題的監(jiān)督，通過外部約束抑制契約執(zhí)行中可能的投資性房地產后續(xù)計量模式的機會主義會計政策選擇行為。