迪博內(nèi)部控制指數(shù)的信息含量研究

戴經(jīng)斌+沈星元

【摘 要】 在充分闡述企業(yè)公告信息含量檢驗(yàn)思路的基礎(chǔ)上，以深圳交易所A股主板市場的343家公司為樣本，采用事件研究法分析了2012年度的迪博內(nèi)控指數(shù)信息披露對市場的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)該信息的披露同時(shí)導(dǎo)致了公告期內(nèi)股票交易量和交易價(jià)格的顯著變化，這表明迪博內(nèi)控指數(shù)報(bào)告對我國股市具有信息含量。

【關(guān)鍵詞】 內(nèi)部控制指數(shù)； 信息含量； 市場反應(yīng)； 事件研究法

中圖分類號(hào)：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1004-5937（2014）31-0038-06

一、引言

內(nèi)部控制是由企業(yè)董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、經(jīng)理層和全體員工實(shí)施的，旨在合理保證企業(yè)經(jīng)營管理合法合規(guī)、資產(chǎn)安全、財(cái)務(wù)報(bào)告及相關(guān)信息真實(shí)完整、提高經(jīng)營效率和效果、促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略的過程。內(nèi)部控制完善情況是企業(yè)利益相關(guān)者決策的重要依據(jù)。為了對我國企業(yè)內(nèi)部控制的存在性、合理性和有效性進(jìn)行綜合評價(jià)，國內(nèi)學(xué)者提出了許多內(nèi)部控制評價(jià)指數(shù)設(shè)計(jì)方案，但目前實(shí)務(wù)界投入使用的指數(shù)主要有兩類：廈門大學(xué)陳漢文等開發(fā)的指數(shù)和東北財(cái)經(jīng)大學(xué)開發(fā)的迪博指數(shù)。陳漢文等人的內(nèi)控指數(shù)的設(shè)計(jì)，是借鑒美國的做法，以內(nèi)部控制要素為基礎(chǔ)構(gòu)建內(nèi)部控制指數(shù)。它關(guān)注的重點(diǎn)在于企業(yè)是否實(shí)現(xiàn)了內(nèi)部控制體系，指數(shù)變量的選取來源于企業(yè)出具的內(nèi)部控制自我評價(jià)報(bào)告和會(huì)計(jì)師事務(wù)所出具的內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告。這種指數(shù)實(shí)質(zhì)上是內(nèi)部控制披露指數(shù)，它不能有效反映企業(yè)內(nèi)部控制實(shí)施的合理性和有效性。2011年以前，迪博指數(shù)也是以內(nèi)部控制要素為基礎(chǔ)構(gòu)建的，但2011年以后，它是以實(shí)現(xiàn)內(nèi)部控制目標(biāo)為基礎(chǔ)構(gòu)建起來的。它關(guān)注于企業(yè)實(shí)現(xiàn)內(nèi)控體系的合理性與有效性，指數(shù)變量的選取來源于企業(yè)的戰(zhàn)略、經(jīng)營、報(bào)告、合規(guī)及資產(chǎn)安全各個(gè)方面，全面反映企業(yè)內(nèi)控體系實(shí)施的效果。該指數(shù)的設(shè)計(jì)一方面從監(jiān)管部門、投資者和上市公司等角度對中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)的功能進(jìn)行了合理定位；另一方面遵循了權(quán)變性、系統(tǒng)性與科學(xué)性三大理念。

因此，從理論上講，迪博內(nèi)控指數(shù)是我國目前較優(yōu)秀的反映內(nèi)控情況的指數(shù)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對內(nèi)控指數(shù)進(jìn)行了多方面的研究，包括：影響內(nèi)控指數(shù)大小的因素研究、內(nèi)控指數(shù)有效性研究、內(nèi)控指數(shù)對會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響、內(nèi)控指數(shù)設(shè)計(jì)研究等，但對內(nèi)控指數(shù)信息含量的研究很少，并且，現(xiàn)有研究要么沒有以迪博內(nèi)控指數(shù)為對象，要么沒有區(qū)分2011年以前和2011年以后的迪博內(nèi)控指數(shù)。

由于2011年以后的迪博指數(shù)的設(shè)計(jì)思想更科學(xué)，能更好地反映企業(yè)內(nèi)控的有效性，所以，本研究只以2011年以后設(shè)計(jì)出和使用的新迪博指數(shù)為研究對象。采用事件研究法對迪博指數(shù)的信息含量進(jìn)行研究，以確定該指數(shù)的披露是否對股票投資者帶來增量信息。

二、公告信息含量檢驗(yàn)的基本思路

1968年，威廉·H.比弗（William H. Beaver）在《年度收益報(bào)告的信息含量》一文中，對信息和信息含量作了界定。他認(rèn)為如果企業(yè)的收益報(bào)告能夠?qū)е峦顿Y者對于企業(yè)未來收益（或股價(jià)）概率分布的估計(jì)發(fā)生了變化，而且這種變化大到足以引起決策者行為的變化，則認(rèn)為收益報(bào)告具有信息含量。根據(jù)這個(gè)定義，如果收益報(bào)告具有信息含量，那么在報(bào)告的公告期，股票的交易量和股價(jià)兩者中至少要有一個(gè)的取值顯著地大于它在參照期中的水平。需要注意的是，比弗的檢驗(yàn)思路存在一個(gè)預(yù)先假定：將影響某只股票股價(jià)或交易量的因素分成市場因素和隨機(jī)因素，而個(gè)股的信息披露屬于隨機(jī)因素。同時(shí)，比弗還假定在公告期與參照期，同一只股票受到的除公告信息以外的其他隨機(jī)因素的影響程度是相同的。

因此，在借鑒比弗思想的基礎(chǔ)上，本文將分別從股價(jià)和交易量變化兩方面闡述檢驗(yàn)迪博內(nèi)控指數(shù)信息含量的基本思路。

（一）迪博內(nèi)控指數(shù)披露對股價(jià)變動(dòng)是否有信息含量的檢驗(yàn)思路

1.確定參照期內(nèi)，隨機(jī)因素對個(gè)股股價(jià)的影響程度

根據(jù)一元股價(jià)估價(jià)模型，假定股票i在第t期內(nèi)的收益率Rit受到市場因素RM t和隨機(jī)因素μit的影響。如公式所示：Rit=ai+biRM t+μit。

本文采用μ■■指標(biāo)衡量參照期中的第t周內(nèi)i股收益率受到隨機(jī)因素的影響程度（為什么不采用μit，是因?yàn)樗钠骄悼赡転?，從而使后面的相對變異率Ujt無意義。），并采用S■■代表參照期中μ■■的平均值，反映i股收益率在參照期中平均每周受到隨機(jī)因素的影響程度，公式為S■■=■μ■■/T。

2.確定公告期，隨機(jī)因素對個(gè)股股價(jià)的影響程度

與確定參照期中隨機(jī)因素對個(gè)股股價(jià)影響程度的衡量指標(biāo)類似，本文用μ■■衡量公告期內(nèi)隨機(jī)因素在第t周對i股收益率的影響，其中μjt的計(jì)算公式為：μjt=Rjt-（ai+biRM t），式中的系數(shù)ai和bi是運(yùn)用該股在非公告期的每周個(gè)股收益率數(shù)據(jù)和市場收益率數(shù)據(jù)，通過一元線性回歸得到的。RM t為公告期內(nèi)，第t周市場收益率數(shù)據(jù)。

3.確定公告期內(nèi)，內(nèi)控指數(shù)信息對各股票股價(jià)的影響

內(nèi)控指數(shù)信息可能在披露之前就已經(jīng)通過其他渠道泄露，從而引起了市場提前反應(yīng)。也可能由于信息在市場傳播中存在“摩擦”，市場對信息的充分反應(yīng)可能會(huì)延遲到信息公布后的一段時(shí)間。為了揭示內(nèi)控指數(shù)對股價(jià)影響程度如何隨時(shí)間推移而變化，我們需要取一個(gè)時(shí)間窗口，它包括從公告披露前的某個(gè)時(shí)點(diǎn)到公告披露后的某個(gè)時(shí)點(diǎn)。而且，要求這一時(shí)間窗口中盡量沒有其他公告發(fā)生。

在公告窗口中，采用相對變異率Ujt來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在第t周對股票j的股價(jià)的影響程度。其計(jì)算公式為：Ujt=μ■■/S■■，式中μ■■表示j股在公告期的第t周內(nèi)隨機(jī)因素（包括了內(nèi)控指數(shù)信息）對股價(jià)的影響程度；S■■表示j股在非公告期中平均每周內(nèi)隨機(jī)因素（不包括內(nèi)控指數(shù)信息）對股價(jià)的影響程度。

4.確定公告期內(nèi)，內(nèi)控指數(shù)信息每周對所有公司股票收益率的平均影響程度

用Ujt的平均值Ut來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在第t周內(nèi)對所有樣本公司的股票收益率的平均影響。具體公式為：Ut=■Ujt/n。

5.檢驗(yàn)對象的提出

由于采用Ut來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告期的第t周內(nèi)對所有樣本公司的股票收益率的平均影響，借鑒比弗的基本思想“如果在報(bào)告的發(fā)布期，股票的交易量或股價(jià)顯著大于參照期的交易量和價(jià)格，則認(rèn)為此報(bào)告具有信息含量”，提出如下檢驗(yàn)對象：

如果實(shí)證表明Ut顯著地大于1，則認(rèn)為公告期內(nèi)的第t周中內(nèi)控指數(shù)信息披露對股價(jià)變化有顯著影響。

（二）迪博內(nèi)控指數(shù)披露對交易量變動(dòng)是否有信息含量的檢驗(yàn)思路

與內(nèi)控指數(shù)對股價(jià)影響程度衡量指標(biāo)的確定思路一樣，也可以采用相對指標(biāo)來衡量內(nèi)控指數(shù)披露對股票交易量的影響程度。但是為了提高本研究結(jié)論的信度和效度，筆者采用絕對指標(biāo)來衡量內(nèi)控指數(shù)披露對股票交易量的影響程度。具體思路如下：

1.確定參照期內(nèi)，非市場因素對個(gè)股交易量的影響程度

比弗假定股票i在第t期內(nèi)的換手率Vit受到市場因素VM t和隨機(jī)因素eit的影響。如公式所示：Vit=ai+biVM t+eit。

本文用ei=■衡量參照期內(nèi)平均每周i股票的股票換手率受到隨機(jī)誤差因素的影響程度。

2.確定公告期，隨機(jī)因素對個(gè)股交易量的影響程度

同樣，假設(shè)在公告期和參照期中，同一只股票的換手率和市場換手率及隨機(jī)因素的回歸關(guān)系相同。所以，采用ejt衡量公告期內(nèi)隨機(jī)因素在第t周對i股交易量的影響程度。其公式為：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

式中的系數(shù)ai和bi是運(yùn)用該股在非公告期的每周個(gè)股換手率數(shù)據(jù)和市場換手率數(shù)據(jù)，通過一元線性回歸分析后得到的。VM t為公告期內(nèi)第周t市場換手率數(shù)據(jù)。

3.確定公告期，內(nèi)控指數(shù)信息在第t周對i股換手率的影響程度

由于已經(jīng)采用ei=■來衡量參照期內(nèi)隨機(jī)因素平均每周對i股換手率的影響，而它的值很可能為0，所以不能再用相對比率ejt/ei來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在第t周內(nèi)對i股換手率的影響，而只能用兩者之差ejt-ei來衡量。

4.確定公告期，內(nèi)控指數(shù)信息在各周內(nèi)對所有股票換手率的平均影響

筆者決定用ej t-ei指標(biāo)來衡量公告期內(nèi)控指數(shù)信息在第t周對j股換手率的影響程度。因此，應(yīng)采用第t周內(nèi)所有股票的ejt-ei的平均值Et來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在該周內(nèi)對所有樣本公司的股票換手率的平均影響。具體公式為：Et=■（ej t-ei）/n=et-■。

其中■為ei的平均值，反映了對照期中隨機(jī)因素對所有樣本股票的交易量的周平均影響額；et反映了公告期隨機(jī)因素在第t周對所有樣本股票的交易量的平均影響。

5.檢驗(yàn)對象的提出

由于采用Et，來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告期的第t周內(nèi)對所有樣本股票換手率的平均影響，借鑒比弗的基本思路“如果在報(bào)告的發(fā)布期，股票的交易量或股價(jià)顯著大于參照期的交易量和價(jià)格，則認(rèn)為此報(bào)告具有信息含量”，提出如下檢驗(yàn)對象：

如果實(shí)證表明Et顯著地大于0，則認(rèn)為公告期內(nèi)的第t周股價(jià)受到內(nèi)控指數(shù)信息披露的顯著影響。

三、研究過程

（一）樣本的選取與數(shù)據(jù)來源

迪博公司于2013年12月6日發(fā)布了我國A股上市公司2012年度的內(nèi)部控制指數(shù)。本研究將內(nèi)控指數(shù)發(fā)布前后共9周的時(shí)間窗口作為指數(shù)的公告期，另外將與公告期相臨的、并在公告期以前的9周作為對照期。具體來講，2013年8月26日到2013年10月31日為對照期，11月2日到12月31日為指數(shù)公告期。以深圳交易所主板市場的上市公司為研究對象，并且剔除ST、PT、SST、*ST等處于非正常上市狀態(tài)的公司、剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)，并將在公告期和對照期中連續(xù)5個(gè)正常交易日沒有交易的公司也剔除，最后總共有343家。

之所以只考察2012年度的內(nèi)控指數(shù)的信息含量，是因?yàn)椋阂环矫?，盡管迪博公司從2008年起就陸續(xù)發(fā)布上市公司的內(nèi)控指數(shù)，但每年涉及的公司家數(shù)不同，而且2010年及以前的迪博內(nèi)控指數(shù)的設(shè)計(jì)思路和內(nèi)在指標(biāo)結(jié)構(gòu)都與2010年以后的迪博內(nèi)控指數(shù)不同，兩者沒有可比性。所以不能將2008年到2013年公布的所有指數(shù)混在一起進(jìn)行考察。另一方面，由于2011年度的各企業(yè)內(nèi)控指數(shù)的公告日是2012年9月26日，離2011年度的年報(bào)公告日太近，內(nèi)控指數(shù)的公告期或它的對照期會(huì)受到2011年度年報(bào)公告信息的干擾，所以本研究不將2011年度的企業(yè)內(nèi)控指數(shù)信息披露作為研究對象。另外，之所以只考察深圳交易所的主板市場，是因?yàn)樯钲谑袌龊蜕虾Ｊ袌龅墓芍覆煌?，如果兩個(gè)交易所的股票一起構(gòu)成樣本，將無法確定相應(yīng)的市場股指數(shù)據(jù)。之所以不將深圳的非主板股票也作為樣本，是因?yàn)橹靼骞九c非主板公司在規(guī)模大小、所處生命周期階段以及公司面臨的風(fēng)險(xiǎn)大小上存在很大差異，股民對不同板塊的投資風(fēng)格迥異，各子市場對信息的反應(yīng)特性也存在很大不同。

關(guān)于公告期和對照期的長度如何確定，本文認(rèn)為并非越長越好，最理想的做法是：使個(gè)股在公告期盡量只發(fā)生要檢驗(yàn)的內(nèi)控指數(shù)公告，而且一只股票在公告期受到的除內(nèi)控指數(shù)公告以外的其他隨機(jī)因素的影響程度，應(yīng)盡量與它在參照期中受到隨機(jī)因素的影響程度相近。

另外，本文所有變量的數(shù)據(jù)來源于銳思金融研究數(shù)據(jù)庫（RESSET），主要用其股票綜合數(shù)據(jù)庫、換手率數(shù)據(jù)庫和指數(shù)數(shù)據(jù)庫。

（二）所用變量的定義

在確定了樣本和數(shù)據(jù)來源之后，基于各個(gè)企業(yè)每周的相關(guān)數(shù)據(jù)（共18周），計(jì)算各企業(yè)的下列變量：

Vit=i股在第t周的流通股換手率/i股第t周的交易天數(shù)，即i股在第t周的日平均流通股換手率。

VM t=深圳A股指數(shù)在第t周的交易量/（深圳A指所有股票在第t周發(fā)行在外的流通股數(shù)量×第t周的交易天數(shù)），即第t周股指的日平均流通股換手率

Rit=ln[（Pit+Dit）/P'i，t-1]反映i股在第t周的價(jià)格變化。P為周末收盤價(jià)，D為本周每股現(xiàn)金股利額，P'i，t-1為因?yàn)橘Y本變化（如股票分割或股票股利）而經(jīng)過調(diào)整的第t-1周周末的收盤價(jià)。

RM t=ln[SPt/SPt-1]反映深圳A股指數(shù)在第t周的股指變化，SP反映股指在周末的收般數(shù)。

（三）以國農(nóng)科技為例，簡要介紹交易量分析過程

1.通過RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，搜集參照期各周的股指日均換手率和個(gè)股的日均換手率數(shù)據(jù)，如表1所示。

2.運(yùn)用一元線性回歸分析，估計(jì)出以下模型中的系數(shù)ai、bi：Vit=ai+biVM t+eit得出ai=-5.8049，bi=4.7886。計(jì)算出個(gè)股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)eit，并將其數(shù)據(jù)列入表1中。

3.計(jì)算出i股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)eit的平均值ei。經(jīng)計(jì)算，國農(nóng)科技的ei值為0。

4.計(jì)算出對照期所有樣本股票的ei的平均值■，它反映隨機(jī)因素每周對所有股票的交易量的平均影響額。經(jīng)計(jì)算它等于0.0361。

5.利用以上估計(jì)出的系數(shù)ai、bi，再結(jié)合公告期的股指每周日均換手率和個(gè)股的每周日均換手率數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個(gè)股i在公告期的第t周的日均換手率的殘差值ejt大小，并列入表2：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

6.計(jì)算出所有樣本股票在第t周的平均殘差值Et，如表3所示。

7.繪制et的變動(dòng)分析圖（如圖1），并統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)Et是否顯著不等于0。

圖1表明，在內(nèi)控指數(shù)信息公告周內(nèi)（第0周），交易量有很大的增長，事實(shí)上，第0周的交易量的平均殘差值e0比非公告期的日均換手率的均值■多出41.49%。

然后，運(yùn)用SPSS Statistics V17.0軟件對內(nèi)控指數(shù)在公告周對各股票的交易量影響程度指標(biāo)ejt-ei的平均值E0是否顯著不等于0進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示，發(fā)現(xiàn)E0在5%的顯著水平不等于0，表明內(nèi)控指數(shù)的信息披露對公布日所在周（第0周）的股票交易量變動(dòng)具有信息含量。

（四）以國農(nóng)科技為例，簡要介紹交易價(jià)格分析過程中各變量數(shù)據(jù)的計(jì)算

1.通過RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，搜集對照期各周的股指變化指標(biāo)RM t和個(gè)股的股價(jià)變化指標(biāo)Rit的數(shù)據(jù)。

2.運(yùn)用一元線性回歸分析，估計(jì)出以下模型中的系數(shù)ai、bi：Rit=ai+biRM t+μit得出ai=-0.0226，bi=1.5493。并計(jì)算出個(gè)股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)μit，并將其數(shù)據(jù)列入表5中。

3.計(jì)算出i股票在整個(gè)對照期內(nèi)股價(jià)變化指標(biāo)的殘差平方的平均值S■■，對于國農(nóng)科技來講，它等于0.00231。

4.利用以上估計(jì)出的系數(shù)ai、bi，再結(jié)合公告期的股指每周變化指數(shù)和個(gè)股的每周變化指標(biāo)數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個(gè)股i在公告期的第t周的股價(jià)變化指標(biāo)的殘差值μjt大小，并列入表6：μjt=Rjt-（ai+biRM t）。

5.計(jì)算內(nèi)控指數(shù)公布給個(gè)股在第周造成的股價(jià)變化程度：Ujt=μ■■/s■■。

6.計(jì)算出內(nèi)控指數(shù)公布所有樣本股票在第t周造成的股價(jià)變化程度的平均值：Ut=■Ujt/n，并將其結(jié)果列入表3中。

7.繪制Ut的變動(dòng)分析圖（如圖2），并統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)第0周的Ut是否顯著不等于1。

從圖2可以看出，第0周的價(jià)格變化幅度比非公告期的平均變化幅度要大得多（多79.39%），而且，根據(jù)樣本中各股票在第0周的股價(jià)殘差相對變化率Uj0的數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS Statistics V17.0軟件對數(shù)列（U1，0，U2，0，…，Un，0）的均值U0是否等于1進(jìn)行Z統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，分析結(jié)果見表4。不難發(fā)現(xiàn)U0在5%的顯著水平上不等于1，表明內(nèi)控指數(shù)的信息披露對公布日所在周的股價(jià)變動(dòng)具有信息含量。

四、研究結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

通過以上分析發(fā)現(xiàn)：迪博內(nèi)部控制指數(shù)的信息披露使公布日所在周的交易價(jià)格和交易量的變化明顯大于參照期變化，說明該指數(shù)對市場具有明顯的信息含量。另外，由于本研究對內(nèi)控指數(shù)信息含量的檢驗(yàn)，分別從內(nèi)控指數(shù)披露對交易量和交易價(jià)格的影響兩個(gè)角度進(jìn)行，并且在兩個(gè)角度上又采用了不同的指標(biāo)來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場作用的大?。矗翰捎胑0與■之差來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場交易量的作用大小；采用U0來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場交易價(jià)格的作用大小）因此，得到的結(jié)論具有更強(qiáng)的穩(wěn)健性！

（二）討論

正如比弗所說，如何選擇恰當(dāng)?shù)墓嫫陂L度和恰當(dāng)?shù)膮⒄掌谑莾?nèi)控指數(shù)信息含量檢驗(yàn)中的難點(diǎn)。最理想的做法是：使個(gè)股在公告期盡量只發(fā)生要檢驗(yàn)的內(nèi)控指數(shù)公告，而且一只股票在公告期受到的除內(nèi)控指數(shù)公告以外的其他隨機(jī)因素的影響程度，應(yīng)盡量與它在參照期中受到隨機(jī)因素的影響程度相近。

但是，由于我國股市還不夠規(guī)范，經(jīng)常會(huì)有一些臨時(shí)公告，這給公告期與參照期的選擇帶來較大困難，從而可能影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

另一方面，由于數(shù)據(jù)的限制，本研究只采用了一年的數(shù)據(jù)對內(nèi)控指數(shù)的信息含量進(jìn)行檢驗(yàn)，在一定程度上可能會(huì)影響結(jié)論的穩(wěn)健性，同時(shí)也無法反映內(nèi)控指數(shù)的信息含量是否會(huì)隨著該指數(shù)投入使用時(shí)間的增長為更多的投資者所知曉，而提高。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 財(cái)政部.企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范[M].立信會(huì)計(jì)出版社，2008.

[2] 南京大學(xué)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究院課題組.論中國企業(yè)內(nèi)部控制評價(jià)制度的現(xiàn)實(shí)模式[J].會(huì)計(jì)研究，2010（6）：51-61.

[3] 陳漢文.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)（2009）： 制定，分析與評價(jià)[N].上海證券報(bào)，2010-06-11.

[4] 鐘良玉.基于迪博指數(shù)的內(nèi)部控制有效性與董事會(huì)效力的關(guān)系研究[D].廣東商學(xué)院碩士學(xué)位論文，2013.

[5] 陳漢文，張宜霞.企業(yè)內(nèi)部控制的有效性及其評價(jià)方法[J]. 審計(jì)研究，2008（3）：48-54.

[6] 王宏，蔣占華，胡為民，趙麗生.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)研究[M].人民出版社，2011：85-86.

[7] 池國華.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)的功能定位與系統(tǒng)構(gòu)建[J].管理世界，2011（6）：172-173.

[8] 丁敏月.上市公司內(nèi)部控制指數(shù)影響因素研究[D].吉林大學(xué)碩士學(xué)位論文，2012.

[9] 張先治，戴文濤.中國企業(yè)內(nèi)部控制評價(jià)系統(tǒng)研究[J].審計(jì)研究，2011（1）：69-78.

[10] 董望，陳漢文.內(nèi)部控制、應(yīng)計(jì)質(zhì)量與盈余反應(yīng)——基于中國2009年A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].審計(jì)研究，2011（4）：68-78.

[11] 林鐘高，王書珍.內(nèi)部控制與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性：實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)研究，2007（2）：129-134.

[12] 楊雄勝.內(nèi)部控制理論研究新視野[J].會(huì)計(jì)研究，2005（7）：49-54.

[13] Beaver W H. The information content of annual earnings announcements[J]. Journal of accounting research，1968（6）：67-92.

RM t=ln[SPt/SPt-1]反映深圳A股指數(shù)在第t周的股指變化，SP反映股指在周末的收般數(shù)。

（三）以國農(nóng)科技為例，簡要介紹交易量分析過程

1.通過RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，搜集參照期各周的股指日均換手率和個(gè)股的日均換手率數(shù)據(jù)，如表1所示。

2.運(yùn)用一元線性回歸分析，估計(jì)出以下模型中的系數(shù)ai、bi：Vit=ai+biVM t+eit得出ai=-5.8049，bi=4.7886。計(jì)算出個(gè)股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)eit，并將其數(shù)據(jù)列入表1中。

3.計(jì)算出i股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)eit的平均值ei。經(jīng)計(jì)算，國農(nóng)科技的ei值為0。

4.計(jì)算出對照期所有樣本股票的ei的平均值■，它反映隨機(jī)因素每周對所有股票的交易量的平均影響額。經(jīng)計(jì)算它等于0.0361。

5.利用以上估計(jì)出的系數(shù)ai、bi，再結(jié)合公告期的股指每周日均換手率和個(gè)股的每周日均換手率數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個(gè)股i在公告期的第t周的日均換手率的殘差值ejt大小，并列入表2：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

6.計(jì)算出所有樣本股票在第t周的平均殘差值Et，如表3所示。

7.繪制et的變動(dòng)分析圖（如圖1），并統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)Et是否顯著不等于0。

圖1表明，在內(nèi)控指數(shù)信息公告周內(nèi)（第0周），交易量有很大的增長，事實(shí)上，第0周的交易量的平均殘差值e0比非公告期的日均換手率的均值■多出41.49%。

然后，運(yùn)用SPSS Statistics V17.0軟件對內(nèi)控指數(shù)在公告周對各股票的交易量影響程度指標(biāo)ejt-ei的平均值E0是否顯著不等于0進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示，發(fā)現(xiàn)E0在5%的顯著水平不等于0，表明內(nèi)控指數(shù)的信息披露對公布日所在周（第0周）的股票交易量變動(dòng)具有信息含量。

（四）以國農(nóng)科技為例，簡要介紹交易價(jià)格分析過程中各變量數(shù)據(jù)的計(jì)算

1.通過RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，搜集對照期各周的股指變化指標(biāo)RM t和個(gè)股的股價(jià)變化指標(biāo)Rit的數(shù)據(jù)。

2.運(yùn)用一元線性回歸分析，估計(jì)出以下模型中的系數(shù)ai、bi：Rit=ai+biRM t+μit得出ai=-0.0226，bi=1.5493。并計(jì)算出個(gè)股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)μit，并將其數(shù)據(jù)列入表5中。

3.計(jì)算出i股票在整個(gè)對照期內(nèi)股價(jià)變化指標(biāo)的殘差平方的平均值S■■，對于國農(nóng)科技來講，它等于0.00231。

4.利用以上估計(jì)出的系數(shù)ai、bi，再結(jié)合公告期的股指每周變化指數(shù)和個(gè)股的每周變化指標(biāo)數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個(gè)股i在公告期的第t周的股價(jià)變化指標(biāo)的殘差值μjt大小，并列入表6：μjt=Rjt-（ai+biRM t）。

5.計(jì)算內(nèi)控指數(shù)公布給個(gè)股在第周造成的股價(jià)變化程度：Ujt=μ■■/s■■。

6.計(jì)算出內(nèi)控指數(shù)公布所有樣本股票在第t周造成的股價(jià)變化程度的平均值：Ut=■Ujt/n，并將其結(jié)果列入表3中。

7.繪制Ut的變動(dòng)分析圖（如圖2），并統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)第0周的Ut是否顯著不等于1。

從圖2可以看出，第0周的價(jià)格變化幅度比非公告期的平均變化幅度要大得多（多79.39%），而且，根據(jù)樣本中各股票在第0周的股價(jià)殘差相對變化率Uj0的數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS Statistics V17.0軟件對數(shù)列（U1，0，U2，0，…，Un，0）的均值U0是否等于1進(jìn)行Z統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，分析結(jié)果見表4。不難發(fā)現(xiàn)U0在5%的顯著水平上不等于1，表明內(nèi)控指數(shù)的信息披露對公布日所在周的股價(jià)變動(dòng)具有信息含量。

四、研究結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

通過以上分析發(fā)現(xiàn)：迪博內(nèi)部控制指數(shù)的信息披露使公布日所在周的交易價(jià)格和交易量的變化明顯大于參照期變化，說明該指數(shù)對市場具有明顯的信息含量。另外，由于本研究對內(nèi)控指數(shù)信息含量的檢驗(yàn)，分別從內(nèi)控指數(shù)披露對交易量和交易價(jià)格的影響兩個(gè)角度進(jìn)行，并且在兩個(gè)角度上又采用了不同的指標(biāo)來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場作用的大?。矗翰捎胑0與■之差來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場交易量的作用大??；采用U0來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場交易價(jià)格的作用大小）因此，得到的結(jié)論具有更強(qiáng)的穩(wěn)健性！

（二）討論

正如比弗所說，如何選擇恰當(dāng)?shù)墓嫫陂L度和恰當(dāng)?shù)膮⒄掌谑莾?nèi)控指數(shù)信息含量檢驗(yàn)中的難點(diǎn)。最理想的做法是：使個(gè)股在公告期盡量只發(fā)生要檢驗(yàn)的內(nèi)控指數(shù)公告，而且一只股票在公告期受到的除內(nèi)控指數(shù)公告以外的其他隨機(jī)因素的影響程度，應(yīng)盡量與它在參照期中受到隨機(jī)因素的影響程度相近。

但是，由于我國股市還不夠規(guī)范，經(jīng)常會(huì)有一些臨時(shí)公告，這給公告期與參照期的選擇帶來較大困難，從而可能影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

另一方面，由于數(shù)據(jù)的限制，本研究只采用了一年的數(shù)據(jù)對內(nèi)控指數(shù)的信息含量進(jìn)行檢驗(yàn)，在一定程度上可能會(huì)影響結(jié)論的穩(wěn)健性，同時(shí)也無法反映內(nèi)控指數(shù)的信息含量是否會(huì)隨著該指數(shù)投入使用時(shí)間的增長為更多的投資者所知曉，而提高。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 財(cái)政部.企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范[M].立信會(huì)計(jì)出版社，2008.

[2] 南京大學(xué)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究院課題組.論中國企業(yè)內(nèi)部控制評價(jià)制度的現(xiàn)實(shí)模式[J].會(huì)計(jì)研究，2010（6）：51-61.

[3] 陳漢文.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)（2009）： 制定，分析與評價(jià)[N].上海證券報(bào)，2010-06-11.

[4] 鐘良玉.基于迪博指數(shù)的內(nèi)部控制有效性與董事會(huì)效力的關(guān)系研究[D].廣東商學(xué)院碩士學(xué)位論文，2013.

[5] 陳漢文，張宜霞.企業(yè)內(nèi)部控制的有效性及其評價(jià)方法[J]. 審計(jì)研究，2008（3）：48-54.

[6] 王宏，蔣占華，胡為民，趙麗生.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)研究[M].人民出版社，2011：85-86.

[7] 池國華.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)的功能定位與系統(tǒng)構(gòu)建[J].管理世界，2011（6）：172-173.

[8] 丁敏月.上市公司內(nèi)部控制指數(shù)影響因素研究[D].吉林大學(xué)碩士學(xué)位論文，2012.

[9] 張先治，戴文濤.中國企業(yè)內(nèi)部控制評價(jià)系統(tǒng)研究[J].審計(jì)研究，2011（1）：69-78.

[10] 董望，陳漢文.內(nèi)部控制、應(yīng)計(jì)質(zhì)量與盈余反應(yīng)——基于中國2009年A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].審計(jì)研究，2011（4）：68-78.

[11] 林鐘高，王書珍.內(nèi)部控制與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性：實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)研究，2007（2）：129-134.

[12] 楊雄勝.內(nèi)部控制理論研究新視野[J].會(huì)計(jì)研究，2005（7）：49-54.

[13] Beaver W H. The information content of annual earnings announcements[J]. Journal of accounting research，1968（6）：67-92.

RM t=ln[SPt/SPt-1]反映深圳A股指數(shù)在第t周的股指變化，SP反映股指在周末的收般數(shù)。

（三）以國農(nóng)科技為例，簡要介紹交易量分析過程

1.通過RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，搜集參照期各周的股指日均換手率和個(gè)股的日均換手率數(shù)據(jù)，如表1所示。

2.運(yùn)用一元線性回歸分析，估計(jì)出以下模型中的系數(shù)ai、bi：Vit=ai+biVM t+eit得出ai=-5.8049，bi=4.7886。計(jì)算出個(gè)股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)eit，并將其數(shù)據(jù)列入表1中。

3.計(jì)算出i股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)eit的平均值ei。經(jīng)計(jì)算，國農(nóng)科技的ei值為0。

4.計(jì)算出對照期所有樣本股票的ei的平均值■，它反映隨機(jī)因素每周對所有股票的交易量的平均影響額。經(jīng)計(jì)算它等于0.0361。

5.利用以上估計(jì)出的系數(shù)ai、bi，再結(jié)合公告期的股指每周日均換手率和個(gè)股的每周日均換手率數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個(gè)股i在公告期的第t周的日均換手率的殘差值ejt大小，并列入表2：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

6.計(jì)算出所有樣本股票在第t周的平均殘差值Et，如表3所示。

7.繪制et的變動(dòng)分析圖（如圖1），并統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)Et是否顯著不等于0。

圖1表明，在內(nèi)控指數(shù)信息公告周內(nèi)（第0周），交易量有很大的增長，事實(shí)上，第0周的交易量的平均殘差值e0比非公告期的日均換手率的均值■多出41.49%。

然后，運(yùn)用SPSS Statistics V17.0軟件對內(nèi)控指數(shù)在公告周對各股票的交易量影響程度指標(biāo)ejt-ei的平均值E0是否顯著不等于0進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示，發(fā)現(xiàn)E0在5%的顯著水平不等于0，表明內(nèi)控指數(shù)的信息披露對公布日所在周（第0周）的股票交易量變動(dòng)具有信息含量。

（四）以國農(nóng)科技為例，簡要介紹交易價(jià)格分析過程中各變量數(shù)據(jù)的計(jì)算

1.通過RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，搜集對照期各周的股指變化指標(biāo)RM t和個(gè)股的股價(jià)變化指標(biāo)Rit的數(shù)據(jù)。

2.運(yùn)用一元線性回歸分析，估計(jì)出以下模型中的系數(shù)ai、bi：Rit=ai+biRM t+μit得出ai=-0.0226，bi=1.5493。并計(jì)算出個(gè)股在對照期的各周隨機(jī)誤差項(xiàng)μit，并將其數(shù)據(jù)列入表5中。

3.計(jì)算出i股票在整個(gè)對照期內(nèi)股價(jià)變化指標(biāo)的殘差平方的平均值S■■，對于國農(nóng)科技來講，它等于0.00231。

4.利用以上估計(jì)出的系數(shù)ai、bi，再結(jié)合公告期的股指每周變化指數(shù)和個(gè)股的每周變化指標(biāo)數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個(gè)股i在公告期的第t周的股價(jià)變化指標(biāo)的殘差值μjt大小，并列入表6：μjt=Rjt-（ai+biRM t）。

5.計(jì)算內(nèi)控指數(shù)公布給個(gè)股在第周造成的股價(jià)變化程度：Ujt=μ■■/s■■。

6.計(jì)算出內(nèi)控指數(shù)公布所有樣本股票在第t周造成的股價(jià)變化程度的平均值：Ut=■Ujt/n，并將其結(jié)果列入表3中。

7.繪制Ut的變動(dòng)分析圖（如圖2），并統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)第0周的Ut是否顯著不等于1。

從圖2可以看出，第0周的價(jià)格變化幅度比非公告期的平均變化幅度要大得多（多79.39%），而且，根據(jù)樣本中各股票在第0周的股價(jià)殘差相對變化率Uj0的數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS Statistics V17.0軟件對數(shù)列（U1，0，U2，0，…，Un，0）的均值U0是否等于1進(jìn)行Z統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，分析結(jié)果見表4。不難發(fā)現(xiàn)U0在5%的顯著水平上不等于1，表明內(nèi)控指數(shù)的信息披露對公布日所在周的股價(jià)變動(dòng)具有信息含量。

四、研究結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

通過以上分析發(fā)現(xiàn)：迪博內(nèi)部控制指數(shù)的信息披露使公布日所在周的交易價(jià)格和交易量的變化明顯大于參照期變化，說明該指數(shù)對市場具有明顯的信息含量。另外，由于本研究對內(nèi)控指數(shù)信息含量的檢驗(yàn)，分別從內(nèi)控指數(shù)披露對交易量和交易價(jià)格的影響兩個(gè)角度進(jìn)行，并且在兩個(gè)角度上又采用了不同的指標(biāo)來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場作用的大?。矗翰捎胑0與■之差來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場交易量的作用大小；采用U0來衡量內(nèi)控指數(shù)信息在公告周對市場交易價(jià)格的作用大?。┮虼耍玫降慕Y(jié)論具有更強(qiáng)的穩(wěn)健性！

（二）討論

正如比弗所說，如何選擇恰當(dāng)?shù)墓嫫陂L度和恰當(dāng)?shù)膮⒄掌谑莾?nèi)控指數(shù)信息含量檢驗(yàn)中的難點(diǎn)。最理想的做法是：使個(gè)股在公告期盡量只發(fā)生要檢驗(yàn)的內(nèi)控指數(shù)公告，而且一只股票在公告期受到的除內(nèi)控指數(shù)公告以外的其他隨機(jī)因素的影響程度，應(yīng)盡量與它在參照期中受到隨機(jī)因素的影響程度相近。

但是，由于我國股市還不夠規(guī)范，經(jīng)常會(huì)有一些臨時(shí)公告，這給公告期與參照期的選擇帶來較大困難，從而可能影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

另一方面，由于數(shù)據(jù)的限制，本研究只采用了一年的數(shù)據(jù)對內(nèi)控指數(shù)的信息含量進(jìn)行檢驗(yàn)，在一定程度上可能會(huì)影響結(jié)論的穩(wěn)健性，同時(shí)也無法反映內(nèi)控指數(shù)的信息含量是否會(huì)隨著該指數(shù)投入使用時(shí)間的增長為更多的投資者所知曉，而提高。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 財(cái)政部.企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范[M].立信會(huì)計(jì)出版社，2008.

[2] 南京大學(xué)會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究院課題組.論中國企業(yè)內(nèi)部控制評價(jià)制度的現(xiàn)實(shí)模式[J].會(huì)計(jì)研究，2010（6）：51-61.

[3] 陳漢文.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)（2009）： 制定，分析與評價(jià)[N].上海證券報(bào)，2010-06-11.

[4] 鐘良玉.基于迪博指數(shù)的內(nèi)部控制有效性與董事會(huì)效力的關(guān)系研究[D].廣東商學(xué)院碩士學(xué)位論文，2013.

[5] 陳漢文，張宜霞.企業(yè)內(nèi)部控制的有效性及其評價(jià)方法[J]. 審計(jì)研究，2008（3）：48-54.

[6] 王宏，蔣占華，胡為民，趙麗生.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)研究[M].人民出版社，2011：85-86.

[7] 池國華.中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)的功能定位與系統(tǒng)構(gòu)建[J].管理世界，2011（6）：172-173.

[8] 丁敏月.上市公司內(nèi)部控制指數(shù)影響因素研究[D].吉林大學(xué)碩士學(xué)位論文，2012.

[9] 張先治，戴文濤.中國企業(yè)內(nèi)部控制評價(jià)系統(tǒng)研究[J].審計(jì)研究，2011（1）：69-78.

[10] 董望，陳漢文.內(nèi)部控制、應(yīng)計(jì)質(zhì)量與盈余反應(yīng)——基于中國2009年A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].審計(jì)研究，2011（4）：68-78.

[11] 林鐘高，王書珍.內(nèi)部控制與企業(yè)價(jià)值的相關(guān)性：實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)研究，2007（2）：129-134.

[12] 楊雄勝.內(nèi)部控制理論研究新視野[J].會(huì)計(jì)研究，2005（7）：49-54.

[13] Beaver W H. The information content of annual earnings announcements[J]. Journal of accounting research，1968（6）：67-92.