HR属性及其价格对人力资源会计的影响

HR属性及其价格对人力资源会计的影响（共2篇）

1.HR属性及其价格对人力资源会计的影响 篇一

如果说 “原生资源是工业的基础”,那么随着科学技术的进步,以及原生资源储量的减少,再生资源在工业生产中替代原生资源的比例逐渐升高,例如我国目前废纸纤维在造纸纤维原料中的比重已经超过了60%[1]。近年来,再生资源价格在不断波动中迅猛增长[2],并对我国社会经济发展、原生资源开采和进口、资源循环利用、碳减排目标的实现等产生了重大影响。根据我国再生资源协会2013 年度报告,国内大宗商品金属价格指数超过30% 的变幅是由再生资源贡献的,并对国民经济发展产生了重要的影响[3],从而引发社会各界对再生资源价格问题的关注。

目前,国内外针对再生资源价格变动的原因、特征以及对社会经济的影响进行了较为广泛的研究。Coggins P C ( 1994)[4]总结了美国家庭废旧物资回收价格波动的特征、原因,并进行了价格波动的预期分析; 邵天一( 2005)[5]认为再生资源价格除受到原生资源需求量以及价格影响之外,还受到资源回收利用价格、物流价格、国际大宗商品价格等的影响,并波及到上游生产企业。其他一些学者,如谭灵芝等[6]、周宏春( 2008)[7]、冯慧娟等( 2009)[8]和杜欢政等( 2013)[9]把再生资源产业内生纳入到循环经济范畴中进行探讨,着重分析了我国当前再生资源价格对循环经济发展的作用、机理、存在的问题及可能解决途径等。

在上述定性分析基础上,许多研究者开始采取定量分析的方法进行相关研究。但这些研究仍存在诸多不足: 在再生资源价格波动性测度上,主要运用了价格上涨率的标准差、平均百分比变动、移动平均等,如Horsman C等( 2011)[10]分析了金、铜等再生金属的价格近十年平均变动值。但是这种价格平均法过于粗糙,无法刻画再生资源价格波动的复杂性和长期性。还有部分研究借助数学模型进行分析,如蒲永健( 2014)[11]采用全要素生产模型分析再生资源价格对国民经济的影响作用; 陈殷源( 2012)[12]借助CGE模型建立了电子废弃物价格波动与经济增长之间的非线性模型,证明电子废弃物回收利用价格影响国内GDP 0. 03% ,并对居民消费产生影响。但上述研究方法和结果并未涉及到再生资源价格波动的长期性和频度,难以更为完整地刻画再生资源价格波动特征。由此,一些研究者开始将GARCH族模型纳入到各类型金属价格波动性讨论中。GARCH模型认为条件方差与过去误差的平方和滞后条件方差相关,成为研究金融市场波动的较为成熟方法,近年来也成为有色金属价格波动测度的主流方法。如Tully & Lucey ( 2007)[13]采用非对称PGARCH模型,同时考虑进权数和杠杆效应,证实美元即使不是唯一的也是主要的影响黄金的宏观经济变量; 朱学红等( 2012)[14]采用3 个GARCH族中的两因素波动模型研究金、铜和铝在原油和汇率冲击下的价格波动行为,并证实只有铜存在杠杆效应而且显著; 谭灵芝( 2015)[15]基于GARCH族模型、波动溢出效应模型和Johansen整检验,发现原生铜和再生铜之间存在长期均衡关系和双向引导关系,原生铜价格对再生铜价格的波动溢出效应更强。

上述对原生资源价格波动性的研究对进行再生资源价格长期波动性及对经济影响的研究提供了可借鉴作用。有鉴于此,本文基于GARCH族模型,对国内再生资源价格波动的长期性进行测量; 进而应用协整理论、基于向量回归的Granger因果检验等,着重探讨再生资源价格对国内生产、投资和消费等的影响。

1 研究方法、样本选择及数据来源

1. 1 研究方法

1.1.1测度再生资源价格波动性的CARCH模型

即使一个时间序列是平稳的,其条件方差也可能出现随时间变异的情况,即条件异方差ARCH模型(Engle,1982)[16]。该模型可以很好的刻画风险和波动聚集现象,因而测量结果较为准确。

描述收益率过程GARCH( p,q) 模型由两部分组成,一部分是条件均值方程AMRAX( R,M,N) :

其中: Yt表示经济变量,Φi为自回归系数;θj为移动平均系数; X为外生变量的N列回归矩阵,每一列为一个时间序列,对应一个解释变量;X( t,k) 表示矩阵X的第t行第k个元素。

在已知信息集It - 1= { Ys,εs|s≤t - 1 } 的条件下,具有时变的条件方差( εt|It - 1∶ N( 0,ht) ) 的第二部分由条件异方差组成[17]。条件方差既是滞后残差平方的线性函数,又是滞后条件方差的线性函数[18]。可以很好的描述残差项的异方差性:

参数约束条件是α0>0,αi>0(i=1,2,3,…,p),βj>0(i=1,2,3,…,q),p>0,q>0。且。

但是GARCH模型虽可刻画波动性,却无法反映再生资源价格波动的非对称性。再生资源价格中的非对称性主要表现为再生资源市场中价格上涨信息引发的波动比价格下跌信息引发的波动要大。对上述问题的解决通常借助EGRACH模型[19]:

其中:Lj的参数允许信息不对称:即相同程度的正冲击与负冲击所产生的波动效果不同。Lj>0,表示正向冲击对变量波动的影响大于负向冲击;只要Lj≠0时,冲击就会对变动率的短期波动产生非对称的影响;当Lj<0时,说明负的冲击比正的冲击更易增加波动,即存在杠杆效应。需要注意的是,这种非对称效应只出现在短暂波动中,对长期波动率的影响则主要体现在系数βj的变化上。

此外,在再生铜市场上,人们对铜价变动的预期往往会影响未来价格走势,并对其他相关性和替代性较强的废旧金属,如铝、铁等产生关联作用( 张越,2004[20]) ,因此,为了考虑预期不确定性对收益率的影响,在条件均值方程中引入时变方差或其对数[21],即GARCH - M模型:

在对再生资源价格波动时间序列建立各种GARCH模型时,一般默认模型的残差项服从某一类型分布,但现实并非常常如此。为了更加准确地描述GARCH模型中残差的分布特征,在参数估计中,根据残差特点改变随机误差项分布形式,选择广义误差分布( GED) ,采用极大似然法进行模型参数估计[22]。

其中,,Γ(*)为gamma函数。k为自由度,它控制着分布尾部的薄厚程度,k=2表示GED分布退化为标准正态分布;k>2表示尾部比正态分布更薄;而k<2表示尾部比正态分布更厚。

1. 1. 2 再生资源价格波动对经济影响的VAR模型

在检验再生资源价格波动对国内经济影响的因果关系时,根据数据可得性,选取国内生产总值、固定资产投资额、消费者价格指数、生产者价格指数作为度量指标,建立多变量VAR模型,其表达式为( Awokuse,T,2005[23]) :

其中,向量Zt由4 个变量和再生资源价格波动值组成。c是常数项,n代表滞后期,ρ 为待估系数矩阵,Ut为随机扰动项。

1. 2 样本选择及数据来源

本文结合我国再生资源市场成立时间、分布区域、规模、交易量、辐射范围等特征,按照数据获得的便利性,借助张菲菲等( 2009)[24]样本选择方法,以湖南省汨罗市再生资源市场、天津再生资源市场和重庆再生资源市场的黄杂铜供应价格,以及长江有色金属市场铜现货、广东贵屿地区有色金属市场电解铜、华通有色金属交易市场阴极铜每月交易首日价格作为两类资源产品价格的样本。选择原料铜作为再生资源样本,一方面是因为铜等金属原料市场化程度较高,是国民经济发展的重要物质基础,对于经济增长和物价变动影响具有更加灵敏的反应和传导作用[25,26]。在一些工业发达地区,再生铜的价格甚至可以左右一个中型再生资源市场交易的活跃程度( 谭灵芝等,2015[27]) ; 另一方面在于所选择的市场都成立了10 年左右,可获得较为长期的时间序列数据。而长江有色金属市场、广东贵屿有色金属市场和华通有色现货市场在我国有色金属市场中影响广泛、数据完整,且具有代表性,可以反映我国有色金属市场的价格波动及交易情况( 张菲菲等,2009[24]) 。此外,当数据频度较高时,GRACH族模型测度结果较为准确,因此本文选择6 个市场月度数据平均值,并采用2000 年为基期的中国月度CPI将名义价格调整为真实价格计算再生资源价格的波动性,研究区间为2004 年1 月~2013 年12 月。

在经济后果检验中,结合相关文献、数据可得性等,选取4 个经济指标作为构建VAR模型的变量: ( 1) 经济增长: 采用工业增加值的月度数据进行衡量,变量符号为GDP;( 2) 投资: 采用月度固定资产投资完成额进行衡量,变量符号为FAI;( 3 ) 消费: 采用同比居民消费价格指数( CPI) 进行衡量,变量符号为CPI;( 4) 通货膨胀率: 使用工业生产出厂价格指数来衡量,变量符号为PPI。数据主要来自于历年 《中国统计年鉴》和中经网。同时使用Census X12 方法[28],对数据序列进行了处理,以消除季节性波动的影响。所有变量均取自然对数进行研究。

2 再生铜价格波动性测度结果及分析

为了缓冲再生铜价的波动程度,与张跃军等( 2007)[29]研究类似,采用几何对数百分收益率,即令6 个再生铜市场第t期的价格为Pt,则第t期的对数百分收益率为Rt= 100 ln( pt/ pt - 1) ,从而得到120 个收益率样本。图1 是再生铜120 个收益率建模样本趋势图。从图中可见,整个研究期再生铜价格的对数收益率基本上围绕在0 均值附近上下波动。且波动随时间的变化出现连续偏高或偏低的情况,即呈现出明显波动集聚性,适合ARCH类模型建模。

2. 1 再生铜价波动的描述性统计

针对我国再生铜价格进行描述性统计发现( 表1) ,再生铜价格变量波动时间序列偏度都显著不为零,峰度系数远大于3,具有 “尖峰厚尾”特征。JB正态性检验得到的JB统计量的伴随概率为0. 000,表明在1% 显著性水平下,再生铜价格变化率序列明显不服从正态分布。该收益率序列具有尖峰、厚尾和非正态的特征。检验价格数据的平稳性,结果表明,ADF单位根检验强烈地拒绝了非平稳的假设,说明该时间序列是平稳的,为下一步建模提供了准确信息。

鉴于中国再生铜价格收益率序列是平稳序列,而且存在明显的波动集聚性,因此,我们采用ARCH模型对这种集聚现象进行建模。首先针对样本自相关和偏相关特征,选取最大可能滞后阶数,进而基于AIG准则的综合判断,选择最优模型。再进行ARCH - LM残差项的检验,结果表明油价波动时间序列存在显著的条件异方差性,存在高阶ARCH效应。且残差平方的自相关和偏相关系数显著不为零,为此,考虑使用GARCH模型。

注: 括号中的数字是统计量值对应的概率值。

2. 2 再生铜价格波动模型估计

为估计再生铜价格的波动持续性,经过对数似然值、ARCH效应测试和基于AIC准则等指标的综合判断,最终选取GARCH( 1,1) 模型、GARCH - M( 1,1) 模型和EGRACH( 1,1) 模型。

表2 是3 个模型检验结果。结果表明,条件均值方程中的常数C是显著不为零的正数,表明在研究期内,我国再生铜均衡收益水平为正。条件方差方程中的 α1和 β1不为零,说明再生铜价格波动在很大程度上是由过去的价格波动和误差决定的,收益率序列具有很强的集聚性。此外,3 个模型系数估计中,其系数之和小于1,满足参数约束条件。且残差的分布参数小于2,说明收益率序列建模时所得残差项的厚尾特征,也表明GED分布能够很好地描述这种特征。

注: 空格表明相应的模型没有该自变量,小括号内为相应的显著性概率。

具体到每个GARCH族模型,在标准GARCH模型中,波动存在显著的GARCH效应( 在1% 的显著性水平下) 。其中,再生铜价格第t期收益率与其t - 1 期收益率以及t - 1 期收益率残差的一阶移动平均项均显著有关。其中,t - 1 期的收益率对第t期的收益率存在较强的正向推动作用,表明过去的波动和过去的冲击对再生铜价格波动行为是正向显著的。

通过估计GRACH( 1,1) 模型得到条件异方差如图2 所示。从图形看出GRACH模型较好的刻画了再生铜市场波动聚集现象。在GARCH模型中,α1+ β1系数之和为0. 8924,接近于1,其值刻画的是波动冲击的衰减速度,其值越靠近1,则衰减速度越慢[19]。该结果表明再生铜的波动持续性较强,因此收敛到长期均衡的速度较慢。其中条件方差前的系数 β1= 0. 6346, 表示波动冲击中的63. 46% 会传递到下一期。图2 说明,再生铜价格对外部冲击反应较为缓慢,表现为较弱的价格波幅,对下一期的冲击影响也较弱。但是这并不表示再生铜市场风险小,从图2 可以发现,整体较弱的态势中仍存在局部较为集中的剧烈波动时期,其条件方程最高可达一般水平的4 倍以上。这种小范围波动的大幅度震荡对于分析波动背后的原因及可能性影响有现实意义。

在GARCH - M( 1,1) 模型中,条件均值方程ht前的系数 τ 为0. 0323,即预期风险对再生铜波动具有正向影响,且这种正向影响的程度较大,约为3. 2% ,说明再生铜市场存在高风险高收益特征,再生铜市场化程度较高。这也与我们在2005 ~2012 年间对北京市东小口再生资源市场、河北文安再生资源市场和石家庄市再生资源市场的连续调查结果相符。政府基于稳定经济运行,避免价格波动对经济的冲击主要反映在原生铜市场上,但是再生资源市场则基本上是一个充分竞争市场( 陈殷源,2007[30]) 。对再生铜价格的政策影响更多源于原生铜的传递作用,而这种传递作用因为受制于其他因素,如国际经济形式、游资炒作等,加之再生资源自身市场特征,最终影响可能趋弱。而方差方程中 α1+ β1之和为0. 8034,同样说明了再生铜价波动的衰减速度较为缓慢。

EGARCH( 1,1) 模型检验再生铜价格的非对称性,即杆杠效应。若杠杆系数为正,表示相同幅度的再生铜价下跌比铜价上涨对以后铜价的波动具有更大影响。EGARCH模型( 1,1) 检验结果,当再生铜市场受到正向冲击( 再生铜价上涨) 时,会给条件方差对数带来0. 1032 倍的冲击,而受到负向冲击时( 再生铜价下跌) 时,该影响程度为0. 1468,是铜价上涨的1. 42 倍。表明负向冲击对再生铜价波动的影响超过正向冲击的影响。这种非对称效应即为杠杆效应。说明铜更易受到经济中不利因素的影响,尤其是建筑业,它是铜的主要消费领域( 朱学红等,2012[14]) 。对再生铜价波动的非对称性,一般可以从波动反馈效应理论进行解释:通常,在再生铜价上涨信息的正向冲击下,回收商可能会增加回收量,阻碍再生铜价进一步上涨。当再生铜价下降时,回收商不会在当期回收和囤积再生铜,回收量减少可能导致再生铜价在短期内进一步下跌。再生铜市场决定了短期内负向冲击对再生铜价波动影响大于正向冲击,从而也就决定了再生铜价波动的上述不对称的杠杆效应。

3 再生铜价波动对经济影响的实证检验

接下来,我们检验再生铜价格波动对经济波动的影响。这里仅列出了EGARCH( 1,1) 模型度量的分析结果。一方面是出于篇幅限制原因,更为重要的是考虑波动非对称性效应的测度结果更为准确( 侯乃堃等,2011[31]) 。分析结果如下。

图3 ~ 图6 列示在包括正负两个标准偏离带的情况下,我国经济波动对再生铜价波动的脉冲响应情况。其中横轴表示冲击作用的滞后期数( 单位:月份) ,纵轴表示因变量对扰动项1 个标准差冲击的响应程度,实线表示脉冲响应函数。根据格兰杰因果检验1,发现再生铜价格对经济增长、投资与通货膨胀3 个变量影响显著,而对消费影响不显著,因此重点对以上3 个变量的样本期间进行探究。

从图3 可以看出,再生铜价格在当期受到正的自身的单位冲击后,会通过市场机制传递形成平稳而缓慢的促进作用,但随时间的推移,这种促进作用逐渐增强,持续期约为6 个月。说明再生铜价格惯性趋势明显,当期价格对未来6 个月的价格均具有正向冲击作用。

从影响渠道分析,GDP增长率对再生铜价格波动的一个标准差信息的反映可以看出,在当期给予1 个标准差的正向冲击后( 即再生铜价格上涨) ,GDP会在3 个月内出现较为平缓的增长,之后会逐渐变为反向波动,但变化速度较慢,且变幅较缓。冲击效应在12 个月内逐渐消失。投资从响应初期开始呈现增长态势,但增速较慢,6 个月之后开始缓慢下降,在第12 期之后保持稳定。再生铜价正向冲击给通货膨胀的影响是先负后正。PPI在第1 期对价格波动是一个负响应,在第2 期迅速为正,随后缓慢上升,并在10 期趋于稳定。另外,再生铜冲击对投资和PPI的影响较GDP的影响周期略长,在24 个月的检验周期内,再生铜价冲击对两个变量的影响都并未完全消失,说明再生铜价格通过市场机制传递对投资和PPI的冲击具有长期影响效果。综上对再生铜价格波动对经济影响的实证检验可知,短期内再生铜价上涨促使GDP增长,但长期却会抑制投资,最终可能影响GDP增长并提高通货膨胀率。

表3 进一步反映了各变量对再生铜价冲击的累积响应效果。从表中可以看到,脉冲响应分析再生铜价格上涨对国内经济增长的影响短期内有助长作用,当期再生铜价平均增加1 个单位,会促使工业增加值在3 个月内累积增加约0. 2% ,从第4 个月开始工业增加值才受到了抑制。而再生铜价格与投资在半年内同向上涨,长期效应分析也一致。传统观点认为,资源价格上涨对经济增长和投资有抑制作用,但出现上述结果的一个可能的解释是,在我们研究期内,房地产是我国经济的支柱产业之一,部分城市对房地产的依赖程度甚至超过了70% 。1998 年以后,以住宅市场化为契机,以及人口的大规模转移和城市的扩张等因素,城乡建筑业的迅猛发展引致对铜的大量需求,加之再生铜的对原生铜替代率不断提升,再生铜供给者的市场地位明显高于再生铜需求者。而原生铜的国际政治、军事、投机基金等非供求因素对再生铜价也产生推动作用,使得再生铜价持续上涨。到2008 年,因为国际金融危机,国际国内大宗商品价格暴跌,也造成了再生铜价下行波动,但政府的4 万亿投资又促使再生铜价重新上涨。而随着国内经济结构的调整,房地产开工数量急剧减少,进入2012 年11 月以后,几大市场的再生铜收购量急速减少,再生铜价再次急剧下跌。因此国家的房地产发展情况对再生铜价格有显著的影响。中国的经济增长以及固定资产投资和再生铜价格受到国内房地产经济的同向影响,从而再生铜价格和上述两个变量之间也可能出现同向运动。

对PPI最大的冲击效应出现在再生铜价格变动约6 个月之后,且随着再生铜价格上升,PPI也有所上升。该短期效应与预期基本一致,且脉冲响应函数也证实了短期效应分析较为可靠。长期效应的差异可能是由于原生金属价格波动到再生金属价格波动之间存在一定时滞,引致再生铜价格波动和PPI幅度并不完全一致。

4 结论与启示

本文的核心是基于GARCH族模型和多变量VAR模型,对我国再生铜价格波动特征及其对经济的影响进行实证研究。研究结果表明: 再生铜价格的波动具有一定集聚性和持续性,对外部冲击反应较为缓慢和滞后,价格波幅较弱。此外,再生铜价格存在非对称性,即负向冲击对价格波动的影响大于正向冲击,这种非对称性主要源于原生铜价格的影响以及市场本身特点和供需共同决定的。再生铜价波动具有显著的GARCH - M效应,即预期的风险对再生铜价格波动具有3. 2% 的正向影响。这可以很好解释再生铜回收利用市场上存在的 “助涨杀跌” 的纯投机性的市场问题。较之原生铜,再生铜市场化程度较高,政府对再生铜的影响更多的来自于对原生铜的政策调控传递。

基于上述研究,进一步分析再生铜对经济波动的影响。实证结果发现,再生铜价增长短期内促使GDP增长, 但长期则抑制投资, 最终可能影响GDP增长并提高通货膨胀率,即再生铜价格上涨对国家经济发展有不利影响。目前,中国仍处于工业化、城镇化建设快速发展阶段,再生资源价格的上涨趋势是必然的。尽管再生铜价格的上涨也会表现为国内经济的同步增长趋势,但分析经济结构可知,这更多的是源自投资拉动,并可能因为生产资料的上涨给企业生产带来成本上升的长期冲击,进而使得整个经济面临通货膨胀。因此,有必要从调整产业结构和区域性产业发展模式入手,让更多的再生资源通过生态化、循环化进入产业内部,在提高资源利用率的同时,改变地区产业单一或紧靠投资拉动的趋势,推进产业多元化和低碳化。

摘要：尽管再生资源在工业生产中替代原生资源的比例逐渐升高,但对再生资源价格波动的特征及对经济的影响尚缺乏研究。本文以再生铜为例,采用GRACH族模型分析发现,我国再生铜价格的波动存在一定集聚性和持续性,价格波动比较缓慢。且负向冲击对再生铜价格波动的影响比正向冲击大,存在显著的杠杆效应。此外,再生铜价波动具有显著的GARCH-M效应,即预期的风险对再生铜价格波动具有正向影响。然后采用VAR模型和脉冲响应函数等方法,引入产出、投资、消费和通货膨胀率变动等宏观经济变量,定量分析了再生资源价格波动与中国经济之间的关系。检验结果表明:再生铜价作为建筑业重要的生产资料,其价格上涨短期内促使GDP增长,但长期则抑制投资,最终可能影响GDP增长并提高通货膨胀率,即再生铜价格上涨对国家经济发展有不利影响。本文的实证结果揭示出,对中国经济的影响而言,废旧金属价格的变动只是某种表象,经济增长和通货膨胀率变动的背后是更为复杂的原因,问题的实质是以固定投资拉动经济增长的发展模式和部分地区对房地产业过度依赖的产业结构的变化等对中国经济产生的根本性的影响。

2.HR属性及其价格对人力资源会计的影响 篇二

美国会计学家莫斯特 (K.S Most) 将心理学家史蒂文斯关于计量的定义应用到了会计计量中，认为会计计量主要由两个要素组成：(1)必须定量的属性;(2)为定量该属性所需采用的尺度。“会计计量就是以数量关系来确定物品或事项之间的内在数量关系，而把数额分配于具体事项的过程” (葛家澍、林志军，2001) 。我国《企业会计准则(2006)》将会计计量定义为：“为了将符合确认条件的会计要素登记入账并列报于财务报表而确定其金额的过程。企业应当按照规定的会计计量属性进行计量，确定相关金额。”

目前普遍认可的会计计量属性主要有六种：历史成本、重置成本、现行市价、可变现净值、现值和公允价值。在《企业会计准则(2006)———基本准则》中，各种会计计量属性的定义分别为：(1)历史成本是指取得或制造某项财产物资时实际支付的现金或现金等价物金额;(2)重置成本是指按照当前市场条件，重新取得同样一项资产所需支付的现金或现金等价物金额;(3)现行市价指资产在正常清理条件下的变现价值或现时现金等值;(4)可变现净值是指在正常生产经营过程中，以预计售价减去进一步加工成本和预计销售费用以及相关税费后的净值;(5)现值是指对未来现金流量以恰当的折现率进行折现后的价值，它考虑了货币时间价值;(6)公允价值是指在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务清偿的金额。

近年来，国际会计准则委员会及美国等一些市场经济高度发达国家的会计准则体系中，为提高会计信息的相关性，纷纷将公允价值作为首选的计量属性加以运用。从计量属性角度来看，公允价值计量在一定程度上代表了财务会计的发展方向，其运用范围和程度的深广与否也就成了衡量一个国家或一个地区、一个组织会计体系国际化程度的重要标志。

二、金融危机对公允价值应用的影响

公允价值会计的发展与金融领域应用的发展与证券市场波动、经济危机和金融工具创新程度都有着密切而直接的联系。

20世纪70年代中期发生的股票市场波动，暴露出用历史成本计量权益性证券投资的局限性;80年代的储贷危机引发了一场对“历史成本模式是否适合金融机构”的广泛讨论。这之后，SEC和FASB都确立了逐步在金融工具计量实务中推广公允价值会计的基本原则，因为“金融工具的公允价值描述了市场对金融工具直接或间接包含的未来净现金流量现值的估计，所用的贴现率反映了现行利率和市场对现金流量可能发生风险的估计;公允价值信息能更好地使投资者、债权人和其他使用者评估一个主体的投资和财务策略的结果” (FASB, 1991) 。

20世纪90年代，金融衍生工具的大规模迅速发展从根本上动摇了历史成本在金融工具计量中应用的基础。随着衍生工具应用不断增加，使用衍生工具进行相关交易的金融机构越来越多，但历史成本的计量模式无法真实地反映出这些衍生工具的价值，使许多金融机构遭受了巨额损失，例如一家金融机构的衍生工具投资损失高达10亿美元 (Thomas, 1994) 。这些事件进一步增强了SEC和FASB在金融工具领域继续扩大公允价值计量应用的决心，其坚信“公允价值是金融工具最相关的计量属性，也是衍生工具唯一相关的计量属性” (FASB, 1998) 。

而到了2006年，美国次贷危机的爆发进而演化成一场全球性经济危机的过程中，公允价值受到了史无前例的责难。2008年9月16日雷曼兄弟公司 (Lehman Brothers Hold-ings Inc) 申请破产后，美国金融行业的形势骤然恶化，对公允价值计量的论战迅速升级并进入白热化阶段。2008年10月《美国2008紧急经济稳定法案》生效后，法案的第132和133条赋予SEC暂停使用SFAS157《公允价值计量》的权利。2009年4月9日，FASB正式发布工作人员立场报告，旨在对公允价值的计量和证券减值计价进行指引和强化披露。为了回应金融危机中对于会计问题的关注，IASB启用新的金融工具会计准则替代旧准则，新的分类与计量准则已于2009年7月发布了征求意见稿，其目的在于改进使用者理解和使用财务信息的能力，降低复杂性。征求意见稿中拟采用两种计量分类：摊余成本计量和公允价值计量。IMF在最新发表的《全球金融稳定报告》就本次金融危机中公允价值会计准则的发展给出了答案。IMF认为：“采用公允价值会计准则仍然是未来的趋势。其中一个关键挑战，就是要改善公允价值会计准则的框架，以加强市场约束和促进金融稳定。”

从全球范围的经济现实看，由于缺乏可靠性和可操作性，公允价值并不易推广应用。公允价值的取得存在着复杂性、不确定性和高成本等因素，公允性判断难度较大，使得公允价值的确定实际是建立在客观事实基础上的主观决策，很大程度上受到人为的影响，容易导致管理当局利用公允价值进行利润操纵，使管理当局提供的会计信息失真。这不但影响了会计数据的客观性，其可靠性也大为减弱。公允价值难公允，这也正是公允价值本身存在的最大难点。

三、公允价值计量属性在我国的发展应用及现实环境分析

公允价值计量属性的确认，在我国是经历了一个引入、取消、再引入的过程。1998年我国在债务重组、投资和非货币性交易等会计准则中第一次引入了公允价值概念，在一些业务中可以选择性地使用公允价值进行计量。但由于当时我国公司治理结构方面还不完善，内部人控制现象严重，公允价值反而成为一些企业操纵利润、进行盈余管理的秘密武器，造成了财务信息的失真，在一定程度上成为了粉饰财务报表的工具。为了确保财务信息的可靠性，财政部于2001年取消了公允价值计量。公允价值在我国的命运应声而止。随着我国会计准则与国际趋同的步伐逐渐加快，2006年颁布的新准则再次引入了公允价值概念，明确地将公允价值作为会计计量属性之一，正式纳入基本准则，并在l7个具体会计准则中不同程度地运用了这一计量属性，成为我国与国际会计准则趋同的一大改革亮点。

对欧美国家来说，由于市场经济历史较长，现代信息技术较发达，以及会计人员的素质较高，公允价值会计得以迅速发展是必然的。而我国由于资本市场、生产要素市场尚不完善、会计信息质量与人员素质相对较低、公允价值运用缺乏详细的应用指南等原因的存在，尚不能在短时间内全面采用公允价值计量属性。

1．我国的市场化程度有待提高

公允价值是市场的产物，它的可靠与否取决于市场化程度的高低，要求市价或对未来现金流量的估计应力求公正合理。如果市场价格是在一个活跃、流动和健全的市场上形成的，则它自然形成的就是公允市价。但是如果市场中缺乏活性、市场制度不够健全或者在市场上其交易量很少，其市价的公允性可能就值得怀疑。我国的市场经济发展至今，市场化程度还较低，某些领域仍缺乏较为规范的公开活跃的市场，资产交易不活跃和私人信息大量存在的现象较为普遍，使得公允价值计量方式在实践中的运用存在困难。公允价值计量所需的数据资料，在很大程度上取决于会计人员的主观判断和估计，其应用在可靠性上又存在一定缺陷。

2．我国会计人员的素质有待进一步提高

公允价值计量属性在实际应用中，需要会计人员根据专业素养和经验，进行职业判断和分析的能力。由于公允价值不仅关注过去，还会更多地面向现在和未来，这就要求会计人员不仅要了解并熟悉企业自身的经济业务、市场状况、管理层意图甚至所处行业整体经营状况和市场状况等因素，而且要更多地了解并把握企业的潜在风险，而我国的会计人员目前这方面的素质还远远不足。大多数会计人员缺乏与市场经济相适应的会计职业判断和分析能力的训练与培养，只是限于眼前的一些核算业务，导致了职业道德水平较低，这可以从我国目前会计信息失真、虚假的一些案例得到验证。在这种前提下来要求会计人员采用公允价值计量属性来记录经济活动，其后果不利于会计信息的真实、完整。

3．我国的会计信息技术的硬件手段有待提高

传统的手工会计要及时准确地确定公允价值是相当难的。在我国，目前会计电算化的完全普及尚需时日，全国范围的市场网络不能完全联通，企业与市场的信息联系有些仍靠手工处理，这使得会计人员对市场价格和资产市价的及时收集有一定程度的困难。在这种情况下，企业完全应用公允价值会计缺乏应有的技术手段。

4．会计的理论方法体系有待完善

虽然新的企业会计准则中大量采用了公允价值，但都是散见于各准则之中，运用于各特殊业务之中，并没有一个专门的有关公允价值的准则或指南，公允价值计量还未形成一套比较规范、标准的方法体系。

因此，在这样的现实情况下，我国尚不具备全面推广应用公允价值会计的条件，历史成本计量模式仍是目前阶段我国的基本计量模式。

我国是在坚持以历史成本计量为基础的前提下引入公允价值，公允价值的非主导性地位显而易见。新准则规定，“企业在对会计要素进行计量时，一般应采用历史成本”，仅在经济环境和市场条件允许的情况下，对特定资产或交易采用公允价值，如金融工具、投资性房地产、非共同控制下的企业合并、债务重组和非货币性交易等，但在经济环境和市场条件还不具备的情况下仍然采用历史成本计量模式。历史成本计量模式在新准则中的应用依然广泛，如固定资产、石油天然气开采的计量等均没有采用公允价值。也就是说，新准则既坚持了历史成本原则，又引入了公允价值，实现了我国企业会计准则与国际会计惯例的趋同。

目前，新准则中公允价值的运用虽然涉及面有一定广度，但级次比较低，基本上只接受市场价格，在不使用或无法高程度运用公允价值时，要将其与历史成本有机地结合起来，并在确定公允价值时，历史成本信息是有用的参考物。由此可见，历史成本计量属性在我国会计计量中仍居于主导地位，这也是符合我国具体国情的，会在较长时期内适用。

并没有一个适用于所有情况下的好的会计系统，会计应该是根据环境的不同而具有差异。与此同时，财务会计报告具有广泛的应用目的，财务会计报告的使用者包括投资者、管制者、顾客、竞争者以及企业本身。会计准则和方法的选择，依赖于财务会计报告的目的。目前，在会计实践中，广泛采用混合计量属性就部分反映了这样的事实。

金融危机已经表明，计量和估价的影响并不局限于会计，合理的计量和估价还是内部风险度量和管理、信用风险资本监管、偿付能力分析的重要基础，是金融稳定的核心。会计计量对于金融机构的行为具有重要影响，它很大程度影响了价格机制的效率。