戴經斌+沈星元

【摘 要】 在充分闡述企業(yè)公告信息含量檢驗思路的基礎上，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年度的迪博內控指數(shù)信息披露對市場的影響。結果發(fā)現(xiàn)該信息的披露同時導致了公告期內股票交易量和交易價格的顯著變化，這表明迪博內控指數(shù)報告對我國股市具有信息含量。

【關鍵詞】 內部控制指數(shù)； 信息含量； 市場反應； 事件研究法

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）31-0038-06

一、引言

內部控制是由企業(yè)董事會、監(jiān)事會、經理層和全體員工實施的，旨在合理保證企業(yè)經營管理合法合規(guī)、資產安全、財務報告及相關信息真實完整、提高經營效率和效果、促進企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略的過程。內部控制完善情況是企業(yè)利益相關者決策的重要依據(jù)。為了對我國企業(yè)內部控制的存在性、合理性和有效性進行綜合評價，國內學者提出了許多內部控制評價指數(shù)設計方案，但目前實務界投入使用的指數(shù)主要有兩類：廈門大學陳漢文等開發(fā)的指數(shù)和東北財經大學開發(fā)的迪博指數(shù)。陳漢文等人的內控指數(shù)的設計，是借鑒美國的做法，以內部控制要素為基礎構建內部控制指數(shù)。它關注的重點在于企業(yè)是否實現(xiàn)了內部控制體系，指數(shù)變量的選取來源于企業(yè)出具的內部控制自我評價報告和會計師事務所出具的內部控制審計報告。這種指數(shù)實質上是內部控制披露指數(shù)，它不能有效反映企業(yè)內部控制實施的合理性和有效性。2011年以前，迪博指數(shù)也是以內部控制要素為基礎構建的，但2011年以后，它是以實現(xiàn)內部控制目標為基礎構建起來的。它關注于企業(yè)實現(xiàn)內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、經營、報告、合規(guī)及資產安全各個方面，全面反映企業(yè)內控體系實施的效果。該指數(shù)的設計一方面從監(jiān)管部門、投資者和上市公司等角度對中國上市公司內部控制指數(shù)的功能進行了合理定位；另一方面遵循了權變性、系統(tǒng)性與科學性三大理念。

因此，從理論上講，迪博內控指數(shù)是我國目前較優(yōu)秀的反映內控情況的指數(shù)。現(xiàn)有文獻對內控指數(shù)進行了多方面的研究，包括：影響內控指數(shù)大小的因素研究、內控指數(shù)有效性研究、內控指數(shù)對會計信息質量的影響、內控指數(shù)設計研究等，但對內控指數(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年以后的迪博內控指數(shù)。

由于2011年以后的迪博指數(shù)的設計思想更科學，能更好地反映企業(yè)內控的有效性，所以，本研究只以2011年以后設計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、公告信息含量檢驗的基本思路

1968年，威廉·H.比弗（William H. Beaver）在《年度收益報告的信息含量》一文中，對信息和信息含量作了界定。他認為如果企業(yè)的收益報告能夠導致投資者對于企業(yè)未來收益（或股價）概率分布的估計發(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，則認為收益報告具有信息含量。根據(jù)這個定義，如果收益報告具有信息含量，那么在報告的公告期，股票的交易量和股價兩者中至少要有一個的取值顯著地大于它在參照期中的水平。需要注意的是，比弗的檢驗思路存在一個預先假定：將影響某只股票股價或交易量的因素分成市場因素和隨機因素，而個股的信息披露屬于隨機因素。同時，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因素的影響程度是相同的。

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

（一）迪博內控指數(shù)披露對股價變動是否有信息含量的檢驗思路

1.確定參照期內，隨機因素對個股股價的影響程度

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

本文采用μ■■指標衡量參照期中的第t周內i股收益率受到隨機因素的影響程度（為什么不采用μit，是因為它的平均值可能為0，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因素的影響程度，公式為S■■=■μ■■/T。

2.確定公告期，隨機因素對個股股價的影響程度

與確定參照期中隨機因素對個股股價影響程度的衡量指標類似，本文用μ■■衡量公告期內隨機因素在第t周對i股收益率的影響，其中μjt的計算公式為：μjt=Rjt-（ai+biRM t），式中的系數(shù)ai和bi是運用該股在非公告期的每周個股收益率數(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，第t周市場收益率數(shù)據(jù)。

3.確定公告期內，內控指數(shù)信息對各股票股價的影響

內控指數(shù)信息可能在披露之前就已經通過其他渠道泄露，從而引起了市場提前反應。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可能會延遲到信息公布后的一段時間。為了揭示內控指數(shù)對股價影響程度如何隨時間推移而變化，我們需要取一個時間窗口，它包括從公告披露前的某個時點到公告披露后的某個時點。而且，要求這一時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來衡量內控指數(shù)信息在第t周對股票j的股價的影響程度。其計算公式為：Ujt=μ■■/S■■，式中μ■■表示j股在公告期的第t周內隨機因素（包括了內控指數(shù)信息）對股價的影響程度；S■■表示j股在非公告期中平均每周內隨機因素（不包括內控指數(shù)信息）對股價的影響程度。

4.確定公告期內，內控指數(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來衡量內控指數(shù)信息在第t周內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.檢驗對象的提出

由于采用Ut來衡量內控指數(shù)信息在公告期的第t周內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“如果在報告的發(fā)布期，股票的交易量或股價顯著大于參照期的交易量和價格，則認為此報告具有信息含量”，提出如下檢驗對象：

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

（二）迪博內控指數(shù)披露對交易量變動是否有信息含量的檢驗思路

與內控指數(shù)對股價影響程度衡量指標的確定思路一樣，也可以采用相對指標來衡量內控指數(shù)披露對股票交易量的影響程度。但是為了提高本研究結論的信度和效度，筆者采用絕對指標來衡量內控指數(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，非市場因素對個股交易量的影響程度

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

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

2.確定公告期，隨機因素對個股交易量的影響程度

同樣，假設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因素的回歸關系相同。所以，采用ejt衡量公告期內隨機因素在第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是運用該股在非公告期的每周個股換手率數(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為公告期內第周t市場換手率數(shù)據(jù)。

3.確定公告期，內控指數(shù)信息在第t周對i股換手率的影響程度

由于已經采用ei=■來衡量參照期內隨機因素平均每周對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來衡量內控指數(shù)信息在第t周內對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，內控指數(shù)信息在各周內對所有股票換手率的平均影響

筆者決定用ej t-ei指標來衡量公告期內控指數(shù)信息在第t周對j股換手率的影響程度。因此，應采用第t周內所有股票的ejt-ei的平均值Et來衡量內控指數(shù)信息在該周內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.檢驗對象的提出

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

如果實證表明Et顯著地大于0，則認為公告期內的第t周股價受到內控指數(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年度的內部控制指數(shù)。本研究將內控指數(shù)發(fā)布前后共9周的時間窗口作為指數(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、保險行業(yè)，并將在公告期和對照期中連續(xù)5個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年度的內控指數(shù)的信息含量，是因為：一方面，盡管迪博公司從2008年起就陸續(xù)發(fā)布上市公司的內控指數(shù)，但每年涉及的公司家數(shù)不同，而且2010年及以前的迪博內控指數(shù)的設計思路和內在指標結構都與2010年以后的迪博內控指數(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)混在一起進行考察。另一方面，由于2011年度的各企業(yè)內控指數(shù)的公告日是2012年9月26日，離2011年度的年報公告日太近，內控指數(shù)的公告期或它的對照期會受到2011年度年報公告信息的干擾，所以本研究不將2011年度的企業(yè)內控指數(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，是因為深圳市場和上海市場的股指不同，如果兩個交易所的股票一起構成樣本，將無法確定相應的市場股指數(shù)據(jù)。之所以不將深圳的非主板股票也作為樣本，是因為主板公司與非主板公司在規(guī)模大小、所處生命周期階段以及公司面臨的風險大小上存在很大差異，股民對不同板塊的投資風格迥異，各子市場對信息的反應特性也存在很大不同。

關于公告期和對照期的長度如何確定，本文認為并非越長越好，最理想的做法是：使個股在公告期盡量只發(fā)生要檢驗的內控指數(shù)公告，而且一只股票在公告期受到的除內控指數(shù)公告以外的其他隨機因素的影響程度，應盡量與它在參照期中受到隨機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，基于各個企業(yè)每周的相關數(shù)據(jù)（共18周），計算各企業(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周的價格變化。P為周末收盤價，D為本周每股現(xiàn)金股利額，P'i，t-1為因為資本變化（如股票分割或股票股利）而經過調整的第t-1周周末的收盤價。

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股的日均換手率數(shù)據(jù)，如表1所示。

2.運用一元線性回歸分析，估計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。計算出個股在對照期的各周隨機誤差項eit，并將其數(shù)據(jù)列入表1中。

3.計算出i股在對照期的各周隨機誤差項eit的平均值ei。經計算，國農科技的ei值為0。

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

5.利用以上估計出的系數(shù)ai、bi，再結合公告期的股指每周日均換手率和個股的每周日均換手率數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個股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的變動分析圖（如圖1），并統(tǒng)計檢驗Et是否顯著不等于0。

圖1表明，在內控指數(shù)信息公告周內（第0周），交易量有很大的增長，事實上，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，運用SPSS Statistics V17.0軟件對內控指數(shù)在公告周對各股票的交易量影響程度指標ejt-ei的平均值E0是否顯著不等于0進行檢驗。結果如表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）的股票交易量變動具有信息含量。

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

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RM t和個股的股價變化指標Rit的數(shù)據(jù)。

2.運用一元線性回歸分析，估計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。并計算出個股在對照期的各周隨機誤差項μit，并將其數(shù)據(jù)列入表5中。

3.計算出i股票在整個對照期內股價變化指標的殘差平方的平均值S■■，對于國農科技來講，它等于0.00231。

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

5.計算內控指數(shù)公布給個股在第周造成的股價變化程度：Ujt=μ■■/s■■。

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

7.繪制Ut的變動分析圖（如圖2），并統(tǒng)計檢驗第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周的股價殘差相對變化率Uj0的數(shù)據(jù)，運用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進行Z統(tǒng)計檢驗，分析結果見表4。不難發(fā)現(xiàn)U0在5%的顯著水平上不等于1，表明內控指數(shù)的信息披露對公布日所在周的股價變動具有信息含量。

四、研究結論與討論

（一）研究結論

通過以上分析發(fā)現(xiàn)：迪博內部控制指數(shù)的信息披露使公布日所在周的交易價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，由于本研究對內控指數(shù)信息含量的檢驗，分別從內控指數(shù)披露對交易量和交易價格的影響兩個角度進行，并且在兩個角度上又采用了不同的指標來衡量內控指數(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來衡量內控指數(shù)信息在公告周對市場交易價格的作用大?。┮虼?，得到的結論具有更強的穩(wěn)健性！

（二）討論

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

但是，由于我國股市還不夠規(guī)范，經常會有一些臨時公告，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論的準確性。

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)對內控指數(shù)的信息含量進行檢驗，在一定程度上可能會影響結論的穩(wěn)健性，同時也無法反映內控指數(shù)的信息含量是否會隨著該指數(shù)投入使用時間的增長為更多的投資者所知曉，而提高。

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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股的日均換手率數(shù)據(jù)，如表1所示。

2.運用一元線性回歸分析，估計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。計算出個股在對照期的各周隨機誤差項eit，并將其數(shù)據(jù)列入表1中。

3.計算出i股在對照期的各周隨機誤差項eit的平均值ei。經計算，國農科技的ei值為0。

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

5.利用以上估計出的系數(shù)ai、bi，再結合公告期的股指每周日均換手率和個股的每周日均換手率數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個股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的變動分析圖（如圖1），并統(tǒng)計檢驗Et是否顯著不等于0。

圖1表明，在內控指數(shù)信息公告周內（第0周），交易量有很大的增長，事實上，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，運用SPSS Statistics V17.0軟件對內控指數(shù)在公告周對各股票的交易量影響程度指標ejt-ei的平均值E0是否顯著不等于0進行檢驗。結果如表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）的股票交易量變動具有信息含量。

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

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RM t和個股的股價變化指標Rit的數(shù)據(jù)。

2.運用一元線性回歸分析，估計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。并計算出個股在對照期的各周隨機誤差項μit，并將其數(shù)據(jù)列入表5中。

3.計算出i股票在整個對照期內股價變化指標的殘差平方的平均值S■■，對于國農科技來講，它等于0.00231。

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

5.計算內控指數(shù)公布給個股在第周造成的股價變化程度：Ujt=μ■■/s■■。

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

7.繪制Ut的變動分析圖（如圖2），并統(tǒng)計檢驗第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周的股價殘差相對變化率Uj0的數(shù)據(jù)，運用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進行Z統(tǒng)計檢驗，分析結果見表4。不難發(fā)現(xiàn)U0在5%的顯著水平上不等于1，表明內控指數(shù)的信息披露對公布日所在周的股價變動具有信息含量。

四、研究結論與討論

（一）研究結論

通過以上分析發(fā)現(xiàn)：迪博內部控制指數(shù)的信息披露使公布日所在周的交易價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，由于本研究對內控指數(shù)信息含量的檢驗，分別從內控指數(shù)披露對交易量和交易價格的影響兩個角度進行，并且在兩個角度上又采用了不同的指標來衡量內控指數(shù)信息在公告周對市場作用的大?。矗翰捎胑0與■之差來衡量內控指數(shù)信息在公告周對市場交易量的作用大?。徊捎肬0來衡量內控指數(shù)信息在公告周對市場交易價格的作用大?。┮虼?，得到的結論具有更強的穩(wěn)健性！

（二）討論

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

但是，由于我國股市還不夠規(guī)范，經常會有一些臨時公告，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論的準確性。

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)對內控指數(shù)的信息含量進行檢驗，在一定程度上可能會影響結論的穩(wěn)健性，同時也無法反映內控指數(shù)的信息含量是否會隨著該指數(shù)投入使用時間的增長為更多的投資者所知曉，而提高。

【參考文獻】

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

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

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

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

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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股的日均換手率數(shù)據(jù)，如表1所示。

2.運用一元線性回歸分析，估計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。計算出個股在對照期的各周隨機誤差項eit，并將其數(shù)據(jù)列入表1中。

3.計算出i股在對照期的各周隨機誤差項eit的平均值ei。經計算，國農科技的ei值為0。

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

5.利用以上估計出的系數(shù)ai、bi，再結合公告期的股指每周日均換手率和個股的每周日均換手率數(shù)據(jù)，按以下方法估算出個股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的變動分析圖（如圖1），并統(tǒng)計檢驗Et是否顯著不等于0。

圖1表明，在內控指數(shù)信息公告周內（第0周），交易量有很大的增長，事實上，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，運用SPSS Statistics V17.0軟件對內控指數(shù)在公告周對各股票的交易量影響程度指標ejt-ei的平均值E0是否顯著不等于0進行檢驗。結果如表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）的股票交易量變動具有信息含量。

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

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RM t和個股的股價變化指標Rit的數(shù)據(jù)。

2.運用一元線性回歸分析，估計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。并計算出個股在對照期的各周隨機誤差項μit，并將其數(shù)據(jù)列入表5中。

3.計算出i股票在整個對照期內股價變化指標的殘差平方的平均值S■■，對于國農科技來講，它等于0.00231。

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

5.計算內控指數(shù)公布給個股在第周造成的股價變化程度：Ujt=μ■■/s■■。

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

7.繪制Ut的變動分析圖（如圖2），并統(tǒng)計檢驗第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周的股價殘差相對變化率Uj0的數(shù)據(jù)，運用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進行Z統(tǒng)計檢驗，分析結果見表4。不難發(fā)現(xiàn)U0在5%的顯著水平上不等于1，表明內控指數(shù)的信息披露對公布日所在周的股價變動具有信息含量。

四、研究結論與討論

（一）研究結論

通過以上分析發(fā)現(xiàn)：迪博內部控制指數(shù)的信息披露使公布日所在周的交易價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，由于本研究對內控指數(shù)信息含量的檢驗，分別從內控指數(shù)披露對交易量和交易價格的影響兩個角度進行，并且在兩個角度上又采用了不同的指標來衡量內控指數(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來衡量內控指數(shù)信息在公告周對市場交易價格的作用大?。┮虼?，得到的結論具有更強的穩(wěn)健性！

（二）討論

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

但是，由于我國股市還不夠規(guī)范，經常會有一些臨時公告，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論的準確性。

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)對內控指數(shù)的信息含量進行檢驗，在一定程度上可能會影響結論的穩(wěn)健性，同時也無法反映內控指數(shù)的信息含量是否會隨著該指數(shù)投入使用時間的增長為更多的投資者所知曉，而提高。

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