迪博内部控制指数的信息含量研究

戴经斌+沈星元

【摘 要】 在充分阐述企业公告信息含量检验思路的基础上，以深圳交易所A股主板市场的343家公司为样本，采用事件研究法分析了2012年度的迪博内控指数信息披露对市场的影响。结果发现该信息的披露同时导致了公告期内股票交易量和交易价格的显著变化，这表明迪博内控指数报告对我国股市具有信息含量。

【关键词】 内部控制指数； 信息含量； 市场反应； 事件研究法

中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）31-0038-06

一、引言

内部控制是由企业董事会、监事会、经理层和全体员工实施的，旨在合理保证企业经营管理合法合规、资产安全、财务报告及相关信息真实完整、提高经营效率和效果、促进企业实现发展战略的过程。内部控制完善情况是企业利益相关者决策的重要依据。为了对我国企业内部控制的存在性、合理性和有效性进行综合评价，国内学者提出了许多内部控制评价指数设计方案，但目前实务界投入使用的指数主要有两类：厦门大学陈汉文等开发的指数和东北财经大学开发的迪博指数。陈汉文等人的内控指数的设计，是借鉴美国的做法，以内部控制要素为基础构建内部控制指数。它关注的重点在于企业是否实现了内部控制体系，指数变量的选取来源于企业出具的内部控制自我评价报告和会计师事务所出具的内部控制审计报告。这种指数实质上是内部控制披露指数，它不能有效反映企业内部控制实施的合理性和有效性。2011年以前，迪博指数也是以内部控制要素为基础构建的，但2011年以后，它是以实现内部控制目标为基础构建起来的。它关注于企业实现内控体系的合理性与有效性，指数变量的选取来源于企业的战略、经营、报告、合规及资产安全各个方面，全面反映企业内控体系实施的效果。该指数的设计一方面从监管部门、投资者和上市公司等角度对中国上市公司内部控制指数的功能进行了合理定位；另一方面遵循了权变性、系统性与科学性三大理念。

因此，从理论上讲，迪博内控指数是我国目前较优秀的反映内控情况的指数。现有文献对内控指数进行了多方面的研究，包括：影响内控指数大小的因素研究、内控指数有效性研究、内控指数对会计信息质量的影响、内控指数设计研究等，但对内控指数信息含量的研究很少，并且，现有研究要么没有以迪博内控指数为对象，要么没有区分2011年以前和2011年以后的迪博内控指数。

由于2011年以后的迪博指数的设计思想更科学，能更好地反映企业内控的有效性，所以，本研究只以2011年以后设计出和使用的新迪博指数为研究对象。采用事件研究法对迪博指数的信息含量进行研究，以确定该指数的披露是否对股票投资者带来增量信息。

二、公告信息含量检验的基本思路

1968年，威廉·H.比弗（William H. Beaver）在《年度收益报告的信息含量》一文中，对信息和信息含量作了界定。他认为如果企业的收益报告能够导致投资者对于企业未来收益（或股价）概率分布的估计发生了变化，而且这种变化大到足以引起决策者行为的变化，则认为收益报告具有信息含量。根据这个定义，如果收益报告具有信息含量，那么在报告的公告期，股票的交易量和股价两者中至少要有一个的取值显著地大于它在参照期中的水平。需要注意的是，比弗的检验思路存在一个预先假定：将影响某只股票股价或交易量的因素分成市场因素和随机因素，而个股的信息披露属于随机因素。同时，比弗还假定在公告期与参照期，同一只股票受到的除公告信息以外的其他随机因素的影响程度是相同的。

因此，在借鉴比弗思想的基础上，本文将分别从股价和交易量变化两方面阐述检验迪博内控指数信息含量的基本思路。

（一）迪博内控指数披露对股价变动是否有信息含量的检验思路

1.确定参照期内，随机因素对个股股价的影响程度

根据一元股价估价模型，假定股票i在第t期内的收益率Rit受到市场因素RM t和随机因素μit的影响。如公式所示：Rit=ai+biRM t+μit。

本文采用μ■■指标衡量参照期中的第t周内i股收益率受到随机因素的影响程度（为什么不采用μit，是因为它的平均值可能为0，从而使后面的相对变异率Ujt无意义。），并采用S■■代表参照期中μ■■的平均值，反映i股收益率在参照期中平均每周受到随机因素的影响程度，公式为S■■=■μ■■/T。

2.确定公告期，随机因素对个股股价的影响程度

与确定参照期中随机因素对个股股价影响程度的衡量指标类似，本文用μ■■衡量公告期内随机因素在第t周对i股收益率的影响，其中μjt的计算公式为：μjt=Rjt-（ai+biRM t），式中的系数ai和bi是运用该股在非公告期的每周个股收益率数据和市场收益率数据，通过一元线性回归得到的。RM t为公告期内，第t周市场收益率数据。

3.确定公告期内，内控指数信息对各股票股价的影响

内控指数信息可能在披露之前就已经通过其他渠道泄露，从而引起了市场提前反应。也可能由于信息在市场传播中存在“摩擦”，市场对信息的充分反应可能会延迟到信息公布后的一段时间。为了揭示内控指数对股价影响程度如何随时间推移而变化，我们需要取一个时间窗口，它包括从公告披露前的某个时点到公告披露后的某个时点。而且，要求这一时间窗口中尽量没有其他公告发生。

在公告窗口中，采用相对变异率Ujt来衡量内控指数信息在第t周对股票j的股价的影响程度。其计算公式为：Ujt=μ■■/S■■，式中μ■■表示j股在公告期的第t周内随机因素（包括了内控指数信息）对股价的影响程度；S■■表示j股在非公告期中平均每周内随机因素（不包括内控指数信息）对股价的影响程度。

4.确定公告期内，内控指数信息每周对所有公司股票收益率的平均影响程度

用Ujt的平均值Ut来衡量内控指数信息在第t周内对所有样本公司的股票收益率的平均影响。具体公式为：Ut=■Ujt/n。

5.检验对象的提出

由于采用Ut来衡量内控指数信息在公告期的第t周内对所有样本公司的股票收益率的平均影响，借鉴比弗的基本思想“如果在报告的发布期，股票的交易量或股价显著大于参照期的交易量和价格，则认为此报告具有信息含量”，提出如下检验对象：

如果实证表明Ut显著地大于1，则认为公告期内的第t周中内控指数信息披露对股价变化有显著影响。

（二）迪博内控指数披露对交易量变动是否有信息含量的检验思路

与内控指数对股价影响程度衡量指标的确定思路一样，也可以采用相对指标来衡量内控指数披露对股票交易量的影响程度。但是为了提高本研究结论的信度和效度，笔者采用绝对指标来衡量内控指数披露对股票交易量的影响程度。具体思路如下：

1.确定参照期内，非市场因素对个股交易量的影响程度

比弗假定股票i在第t期内的换手率Vit受到市场因素VM t和随机因素eit的影响。如公式所示：Vit=ai+biVM t+eit。

本文用ei=■衡量参照期内平均每周i股票的股票换手率受到随机误差因素的影响程度。

2.确定公告期，随机因素对个股交易量的影响程度

同样，假设在公告期和参照期中，同一只股票的换手率和市场换手率及随机因素的回归关系相同。所以，采用ejt衡量公告期内随机因素在第t周对i股交易量的影响程度。其公式为：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

式中的系数ai和bi是运用该股在非公告期的每周个股换手率数据和市场换手率数据，通过一元线性回归分析后得到的。VM t为公告期内第周t市场换手率数据。

3.确定公告期，内控指数信息在第t周对i股换手率的影响程度

由于已经采用ei=■来衡量参照期内随机因素平均每周对i股换手率的影响，而它的值很可能为0，所以不能再用相对比率ejt/ei来衡量内控指数信息在第t周内对i股换手率的影响，而只能用两者之差ejt-ei来衡量。

4.确定公告期，内控指数信息在各周内对所有股票换手率的平均影响

笔者决定用ej t-ei指标来衡量公告期内控指数信息在第t周对j股换手率的影响程度。因此，应采用第t周内所有股票的ejt-ei的平均值Et来衡量内控指数信息在该周内对所有样本公司的股票换手率的平均影响。具体公式为：Et=■（ej t-ei）/n=et-■。

其中■为ei的平均值，反映了对照期中随机因素对所有样本股票的交易量的周平均影响额；et反映了公告期随机因素在第t周对所有样本股票的交易量的平均影响。

5.检验对象的提出

由于采用Et，来衡量内控指数信息在公告期的第t周内对所有样本股票换手率的平均影响，借鉴比弗的基本思路“如果在报告的发布期，股票的交易量或股价显著大于参照期的交易量和价格，则认为此报告具有信息含量”，提出如下检验对象：

如果实证表明Et显著地大于0，则认为公告期内的第t周股价受到内控指数信息披露的显著影响。

三、研究过程

（一）样本的选取与数据来源

迪博公司于2013年12月6日发布了我国A股上市公司2012年度的内部控制指数。本研究将内控指数发布前后共9周的时间窗口作为指数的公告期，另外将与公告期相临的、并在公告期以前的9周作为对照期。具体来讲，2013年8月26日到2013年10月31日为对照期，11月2日到12月31日为指数公告期。以深圳交易所主板市场的上市公司为研究对象，并且剔除ST、PT、SST、*ST等处于非正常上市状态的公司、剔除金融、保险行业，并将在公告期和对照期中连续5个正常交易日没有交易的公司也剔除，最后总共有343家。

之所以只考察2012年度的内控指数的信息含量，是因为：一方面，尽管迪博公司从2008年起就陆续发布上市公司的内控指数，但每年涉及的公司家数不同，而且2010年及以前的迪博内控指数的设计思路和内在指标结构都与2010年以后的迪博内控指数不同，两者没有可比性。所以不能将2008年到2013年公布的所有指数混在一起进行考察。另一方面，由于2011年度的各企业内控指数的公告日是2012年9月26日，离2011年度的年报公告日太近，内控指数的公告期或它的对照期会受到2011年度年报公告信息的干扰，所以本研究不将2011年度的企业内控指数信息披露作为研究对象。另外，之所以只考察深圳交易所的主板市场，是因为深圳市场和上海市场的股指不同，如果两个交易所的股票一起构成样本，将无法确定相应的市场股指数据。之所以不将深圳的非主板股票也作为样本，是因为主板公司与非主板公司在规模大小、所处生命周期阶段以及公司面临的风险大小上存在很大差异，股民对不同板块的投资风格迥异，各子市场对信息的反应特性也存在很大不同。

关于公告期和对照期的长度如何确定，本文认为并非越长越好，最理想的做法是：使个股在公告期尽量只发生要检验的内控指数公告，而且一只股票在公告期受到的除内控指数公告以外的其他随机因素的影响程度，应尽量与它在参照期中受到随机因素的影响程度相近。

另外，本文所有变量的数据来源于锐思金融研究数据库（RESSET），主要用其股票综合数据库、换手率数据库和指数数据库。

（二）所用变量的定义

在确定了样本和数据来源之后，基于各个企业每周的相关数据（共18周），计算各企业的下列变量：

Vit=i股在第t周的流通股换手率/i股第t周的交易天数，即i股在第t周的日平均流通股换手率。

VM t=深圳A股指数在第t周的交易量/（深圳A指所有股票在第t周发行在外的流通股数量×第t周的交易天数），即第t周股指的日平均流通股换手率

Rit=ln[（Pit+Dit）/P'i，t-1]反映i股在第t周的价格变化。P为周末收盘价，D为本周每股现金股利额，P'i，t-1为因为资本变化（如股票分割或股票股利）而经过调整的第t-1周周末的收盘价。

RM t=ln[SPt/SPt-1]反映深圳A股指数在第t周的股指变化，SP反映股指在周末的收般数。

（三）以国农科技为例，简要介绍交易量分析过程

1.通过RESSET金融研究数据库，搜集参照期各周的股指日均换手率和个股的日均换手率数据，如表1所示。

2.运用一元线性回归分析，估计出以下模型中的系数ai、bi：Vit=ai+biVM t+eit得出ai=-5.8049，bi=4.7886。计算出个股在对照期的各周随机误差项eit，并将其数据列入表1中。

3.计算出i股在对照期的各周随机误差项eit的平均值ei。经计算，国农科技的ei值为0。

4.计算出对照期所有样本股票的ei的平均值■，它反映随机因素每周对所有股票的交易量的平均影响额。经计算它等于0.0361。

5.利用以上估计出的系数ai、bi，再结合公告期的股指每周日均换手率和个股的每周日均换手率数据，按以下方法估算出个股i在公告期的第t周的日均换手率的残差值ejt大小，并列入表2：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

6.计算出所有样本股票在第t周的平均残差值Et，如表3所示。

7.绘制et的变动分析图（如图1），并统计检验Et是否显著不等于0。

图1表明，在内控指数信息公告周内（第0周），交易量有很大的增长，事实上，第0周的交易量的平均残差值e0比非公告期的日均换手率的均值■多出41.49%。

然后，运用SPSS Statistics V17.0软件对内控指数在公告周对各股票的交易量影响程度指标ejt-ei的平均值E0是否显著不等于0进行检验。结果如表4所示，发现E0在5%的显著水平不等于0，表明内控指数的信息披露对公布日所在周（第0周）的股票交易量变动具有信息含量。

（四）以国农科技为例，简要介绍交易价格分析过程中各变量数据的计算

1.通过RESSET金融研究数据库，搜集对照期各周的股指变化指标RM t和个股的股价变化指标Rit的数据。

2.运用一元线性回归分析，估计出以下模型中的系数ai、bi：Rit=ai+biRM t+μit得出ai=-0.0226，bi=1.5493。并计算出个股在对照期的各周随机误差项μit，并将其数据列入表5中。

3.计算出i股票在整个对照期内股价变化指标的残差平方的平均值S■■，对于国农科技来讲，它等于0.00231。

4.利用以上估计出的系数ai、bi，再结合公告期的股指每周变化指数和个股的每周变化指标数据，按以下方法估算出个股i在公告期的第t周的股价变化指标的残差值μjt大小，并列入表6：μjt=Rjt-（ai+biRM t）。

5.计算内控指数公布给个股在第周造成的股价变化程度：Ujt=μ■■/s■■。

6.计算出内控指数公布所有样本股票在第t周造成的股价变化程度的平均值：Ut=■Ujt/n，并将其结果列入表3中。

7.绘制Ut的变动分析图（如图2），并统计检验第0周的Ut是否显著不等于1。

从图2可以看出，第0周的价格变化幅度比非公告期的平均变化幅度要大得多（多79.39%），而且，根据样本中各股票在第0周的股价残差相对变化率Uj0的数据，运用SPSS Statistics V17.0软件对数列（U1，0，U2，0，…，Un，0）的均值U0是否等于1进行Z统计检验，分析结果见表4。不难发现U0在5%的显著水平上不等于1，表明内控指数的信息披露对公布日所在周的股价变动具有信息含量。

四、研究结论与讨论

（一）研究结论

通过以上分析发现：迪博内部控制指数的信息披露使公布日所在周的交易价格和交易量的变化明显大于参照期变化，说明该指数对市场具有明显的信息含量。另外，由于本研究对内控指数信息含量的检验，分别从内控指数披露对交易量和交易价格的影响两个角度进行，并且在两个角度上又采用了不同的指标来衡量内控指数信息在公告周对市场作用的大小（即：采用e0与■之差来衡量内控指数信息在公告周对市场交易量的作用大小；采用U0来衡量内控指数信息在公告周对市场交易价格的作用大小）因此，得到的结论具有更强的稳健性！

（二）讨论

正如比弗所说，如何选择恰当的公告期长度和恰当的参照期是内控指数信息含量检验中的难点。最理想的做法是：使个股在公告期尽量只发生要检验的内控指数公告，而且一只股票在公告期受到的除内控指数公告以外的其他随机因素的影响程度，应尽量与它在参照期中受到随机因素的影响程度相近。

但是，由于我国股市还不够规范，经常会有一些临时公告，这给公告期与参照期的选择带来较大困难，从而可能影响研究结论的准确性。

另一方面，由于数据的限制，本研究只采用了一年的数据对内控指数的信息含量进行检验，在一定程度上可能会影响结论的稳健性，同时也无法反映内控指数的信息含量是否会随着该指数投入使用时间的增长为更多的投资者所知晓，而提高。

【参考文献】

[1] 财政部.企业内部控制基本规范[M].立信会计出版社，2008.

[2] 南京大学会计与财务研究院课题组.论中国企业内部控制评价制度的现实模式[J].会计研究，2010（6）：51-61.

[3] 陈汉文.中国上市公司内部控制指数（2009）： 制定，分析与评价[N].上海证券报，2010-06-11.

[4] 钟良玉.基于迪博指数的内部控制有效性与董事会效力的关系研究[D].广东商学院硕士学位论文，2013.

[5] 陈汉文，张宜霞.企业内部控制的有效性及其评价方法[J]. 审计研究，2008（3）：48-54.

[6] 王宏，蒋占华，胡为民，赵丽生.中国上市公司内部控制指数研究[M].人民出版社，2011：85-86.

[7] 池国华.中国上市公司内部控制指数的功能定位与系统构建[J].管理世界，2011（6）：172-173.

[8] 丁敏月.上市公司内部控制指数影响因素研究[D].吉林大学硕士学位论文，2012.

[9] 张先治，戴文涛.中国企业内部控制评价系统研究[J].审计研究，2011（1）：69-78.

[10] 董望，陈汉文.内部控制、应计质量与盈余反应——基于中国2009年A股上市公司的经验证据[J].审计研究，2011（4）：68-78.

[11] 林钟高，王书珍.内部控制与企业价值的相关性：实证分析[J].财贸研究，2007（2）：129-134.

[12] 杨雄胜.内部控制理论研究新视野[J].会计研究，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股指数在第t周的股指变化，SP反映股指在周末的收般数。

（三）以国农科技为例，简要介绍交易量分析过程

1.通过RESSET金融研究数据库，搜集参照期各周的股指日均换手率和个股的日均换手率数据，如表1所示。

2.运用一元线性回归分析，估计出以下模型中的系数ai、bi：Vit=ai+biVM t+eit得出ai=-5.8049，bi=4.7886。计算出个股在对照期的各周随机误差项eit，并将其数据列入表1中。

3.计算出i股在对照期的各周随机误差项eit的平均值ei。经计算，国农科技的ei值为0。

4.计算出对照期所有样本股票的ei的平均值■，它反映随机因素每周对所有股票的交易量的平均影响额。经计算它等于0.0361。

5.利用以上估计出的系数ai、bi，再结合公告期的股指每周日均换手率和个股的每周日均换手率数据，按以下方法估算出个股i在公告期的第t周的日均换手率的残差值ejt大小，并列入表2：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

6.计算出所有样本股票在第t周的平均残差值Et，如表3所示。

7.绘制et的变动分析图（如图1），并统计检验Et是否显著不等于0。

图1表明，在内控指数信息公告周内（第0周），交易量有很大的增长，事实上，第0周的交易量的平均残差值e0比非公告期的日均换手率的均值■多出41.49%。

然后，运用SPSS Statistics V17.0软件对内控指数在公告周对各股票的交易量影响程度指标ejt-ei的平均值E0是否显著不等于0进行检验。结果如表4所示，发现E0在5%的显著水平不等于0，表明内控指数的信息披露对公布日所在周（第0周）的股票交易量变动具有信息含量。

（四）以国农科技为例，简要介绍交易价格分析过程中各变量数据的计算

1.通过RESSET金融研究数据库，搜集对照期各周的股指变化指标RM t和个股的股价变化指标Rit的数据。

2.运用一元线性回归分析，估计出以下模型中的系数ai、bi：Rit=ai+biRM t+μit得出ai=-0.0226，bi=1.5493。并计算出个股在对照期的各周随机误差项μit，并将其数据列入表5中。

3.计算出i股票在整个对照期内股价变化指标的残差平方的平均值S■■，对于国农科技来讲，它等于0.00231。

4.利用以上估计出的系数ai、bi，再结合公告期的股指每周变化指数和个股的每周变化指标数据，按以下方法估算出个股i在公告期的第t周的股价变化指标的残差值μjt大小，并列入表6：μjt=Rjt-（ai+biRM t）。

5.计算内控指数公布给个股在第周造成的股价变化程度：Ujt=μ■■/s■■。

6.计算出内控指数公布所有样本股票在第t周造成的股价变化程度的平均值：Ut=■Ujt/n，并将其结果列入表3中。

7.绘制Ut的变动分析图（如图2），并统计检验第0周的Ut是否显著不等于1。

从图2可以看出，第0周的价格变化幅度比非公告期的平均变化幅度要大得多（多79.39%），而且，根据样本中各股票在第0周的股价残差相对变化率Uj0的数据，运用SPSS Statistics V17.0软件对数列（U1，0，U2，0，…，Un，0）的均值U0是否等于1进行Z统计检验，分析结果见表4。不难发现U0在5%的显著水平上不等于1，表明内控指数的信息披露对公布日所在周的股价变动具有信息含量。

四、研究结论与讨论

（一）研究结论

通过以上分析发现：迪博内部控制指数的信息披露使公布日所在周的交易价格和交易量的变化明显大于参照期变化，说明该指数对市场具有明显的信息含量。另外，由于本研究对内控指数信息含量的检验，分别从内控指数披露对交易量和交易价格的影响两个角度进行，并且在两个角度上又采用了不同的指标来衡量内控指数信息在公告周对市场作用的大小（即：采用e0与■之差来衡量内控指数信息在公告周对市场交易量的作用大小；采用U0来衡量内控指数信息在公告周对市场交易价格的作用大小）因此，得到的结论具有更强的稳健性！

（二）讨论

正如比弗所说，如何选择恰当的公告期长度和恰当的参照期是内控指数信息含量检验中的难点。最理想的做法是：使个股在公告期尽量只发生要检验的内控指数公告，而且一只股票在公告期受到的除内控指数公告以外的其他随机因素的影响程度，应尽量与它在参照期中受到随机因素的影响程度相近。

但是，由于我国股市还不够规范，经常会有一些临时公告，这给公告期与参照期的选择带来较大困难，从而可能影响研究结论的准确性。

另一方面，由于数据的限制，本研究只采用了一年的数据对内控指数的信息含量进行检验，在一定程度上可能会影响结论的稳健性，同时也无法反映内控指数的信息含量是否会随着该指数投入使用时间的增长为更多的投资者所知晓，而提高。

【参考文献】

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[4] 钟良玉.基于迪博指数的内部控制有效性与董事会效力的关系研究[D].广东商学院硕士学位论文，2013.

[5] 陈汉文，张宜霞.企业内部控制的有效性及其评价方法[J]. 审计研究，2008（3）：48-54.

[6] 王宏，蒋占华，胡为民，赵丽生.中国上市公司内部控制指数研究[M].人民出版社，2011：85-86.

[7] 池国华.中国上市公司内部控制指数的功能定位与系统构建[J].管理世界，2011（6）：172-173.

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[10] 董望，陈汉文.内部控制、应计质量与盈余反应——基于中国2009年A股上市公司的经验证据[J].审计研究，2011（4）：68-78.

[11] 林钟高，王书珍.内部控制与企业价值的相关性：实证分析[J].财贸研究，2007（2）：129-134.

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[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股指数在第t周的股指变化，SP反映股指在周末的收般数。

（三）以国农科技为例，简要介绍交易量分析过程

1.通过RESSET金融研究数据库，搜集参照期各周的股指日均换手率和个股的日均换手率数据，如表1所示。

2.运用一元线性回归分析，估计出以下模型中的系数ai、bi：Vit=ai+biVM t+eit得出ai=-5.8049，bi=4.7886。计算出个股在对照期的各周随机误差项eit，并将其数据列入表1中。

3.计算出i股在对照期的各周随机误差项eit的平均值ei。经计算，国农科技的ei值为0。

4.计算出对照期所有样本股票的ei的平均值■，它反映随机因素每周对所有股票的交易量的平均影响额。经计算它等于0.0361。

5.利用以上估计出的系数ai、bi，再结合公告期的股指每周日均换手率和个股的每周日均换手率数据，按以下方法估算出个股i在公告期的第t周的日均换手率的残差值ejt大小，并列入表2：ejt=Vjt-（ai+biVM t）。

6.计算出所有样本股票在第t周的平均残差值Et，如表3所示。

7.绘制et的变动分析图（如图1），并统计检验Et是否显著不等于0。

图1表明，在内控指数信息公告周内（第0周），交易量有很大的增长，事实上，第0周的交易量的平均残差值e0比非公告期的日均换手率的均值■多出41.49%。

然后，运用SPSS Statistics V17.0软件对内控指数在公告周对各股票的交易量影响程度指标ejt-ei的平均值E0是否显著不等于0进行检验。结果如表4所示，发现E0在5%的显著水平不等于0，表明内控指数的信息披露对公布日所在周（第0周）的股票交易量变动具有信息含量。

（四）以国农科技为例，简要介绍交易价格分析过程中各变量数据的计算

1.通过RESSET金融研究数据库，搜集对照期各周的股指变化指标RM t和个股的股价变化指标Rit的数据。

2.运用一元线性回归分析，估计出以下模型中的系数ai、bi：Rit=ai+biRM t+μit得出ai=-0.0226，bi=1.5493。并计算出个股在对照期的各周随机误差项μit，并将其数据列入表5中。

3.计算出i股票在整个对照期内股价变化指标的残差平方的平均值S■■，对于国农科技来讲，它等于0.00231。

4.利用以上估计出的系数ai、bi，再结合公告期的股指每周变化指数和个股的每周变化指标数据，按以下方法估算出个股i在公告期的第t周的股价变化指标的残差值μjt大小，并列入表6：μjt=Rjt-（ai+biRM t）。

5.计算内控指数公布给个股在第周造成的股价变化程度：Ujt=μ■■/s■■。

6.计算出内控指数公布所有样本股票在第t周造成的股价变化程度的平均值：Ut=■Ujt/n，并将其结果列入表3中。

7.绘制Ut的变动分析图（如图2），并统计检验第0周的Ut是否显著不等于1。

从图2可以看出，第0周的价格变化幅度比非公告期的平均变化幅度要大得多（多79.39%），而且，根据样本中各股票在第0周的股价残差相对变化率Uj0的数据，运用SPSS Statistics V17.0软件对数列（U1，0，U2，0，…，Un，0）的均值U0是否等于1进行Z统计检验，分析结果见表4。不难发现U0在5%的显著水平上不等于1，表明内控指数的信息披露对公布日所在周的股价变动具有信息含量。

四、研究结论与讨论

（一）研究结论

通过以上分析发现：迪博内部控制指数的信息披露使公布日所在周的交易价格和交易量的变化明显大于参照期变化，说明该指数对市场具有明显的信息含量。另外，由于本研究对内控指数信息含量的检验，分别从内控指数披露对交易量和交易价格的影响两个角度进行，并且在两个角度上又采用了不同的指标来衡量内控指数信息在公告周对市场作用的大小（即：采用e0与■之差来衡量内控指数信息在公告周对市场交易量的作用大小；采用U0来衡量内控指数信息在公告周对市场交易价格的作用大小）因此，得到的结论具有更强的稳健性！

（二）讨论

正如比弗所说，如何选择恰当的公告期长度和恰当的参照期是内控指数信息含量检验中的难点。最理想的做法是：使个股在公告期尽量只发生要检验的内控指数公告，而且一只股票在公告期受到的除内控指数公告以外的其他随机因素的影响程度，应尽量与它在参照期中受到随机因素的影响程度相近。

但是，由于我国股市还不够规范，经常会有一些临时公告，这给公告期与参照期的选择带来较大困难，从而可能影响研究结论的准确性。

另一方面，由于数据的限制，本研究只采用了一年的数据对内控指数的信息含量进行检验，在一定程度上可能会影响结论的稳健性，同时也无法反映内控指数的信息含量是否会随着该指数投入使用时间的增长为更多的投资者所知晓，而提高。

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