证券效率（精选7篇）
证券效率 篇1
摘要：关于证券分析价格预测的方法有很多种, 各自的理论思路、方法及预测的准确率各有不同。每个模型在特定的系统条件情形下预测效果不同。业界寄希望通过各种方法的一般性融合来达到提高预测准确率的方式来提高自身的利润率, 且在行动中已经付出很大的人力物力财力等代价。本文试图以概率论的知识来论证多种方法的简单综合应用并不能提高预测的准确率。借此机会来向该渠道进军人世提供建设性的建议, 以节约和降低他们的成本。另外这个问题不仅仅是经济中的证券预测问题, 更是哲学问题, 它可以启迪人们在统一系统情形下各种方法的综合并不有利于解决实际遇到的问题。
关键词：证券预测,效率分析,价格预测
一、引言
证券分析主要分为基本分析和技术分析两大类型, 每一类型中又有许多分析方法, 每种分析方法都有自身的分析效率, 即预测准确性。就预测类的模型主要是以统计理论为基础的价格波动预测, 或是是以神经网络、灰色理论、支持向量机等为基础的预测模型。比如:GARCH模型;SV模型;神经网络;灰色模型等, 在实际的证券分析工作中存在着试图用多种分析方法综合运用的提高分析效率的倾向, 但这样是否能够提高分析效率?本文试图通过概率论的基础知识对单个预测方法和简单的综合方法的预测结果的准确率进行比较, 从而论证企图运用简单综合的方法来提高预测模型的准确性是有待商榷的。
二、模型的基本定义及假设
首先严格定义“多种分析方法综合运用”。设有多种分析方法, 每种分析方法都可以单独使用, 独立得出分析结论。在使用某种分析方法独立得出分析结论后再使用其他分析方法独立得出分析结论, 这一分析过程称为“多种分析方法综合运用”。本文即论证多种方法综合运用的分析效率, 即公共结论正确率。如果各分析法不是单独使用, 不能由其中的任一方法得出分析结论, 则各分析不独立, 它们共同构成了一个分析方法或是一个分析系统, 便不再是多种分析方法。
首先假设A、B分别为两种可以单独使用, 独立得出分析结论的证券分析预测分法, 两种单独预测正确率分别为P、q、设:
{X=1}={A方法预测正确}
{X=0}={A方法预测错误}
{Y=1}={B方法预测正确}
{Y=0}={B方法预测错误}
{X′=1}={A方法预测错误}
{X′=0}={A方法预测正确}
{Y′=1}={B方法预测错误}
{Y′=0}={B方法预测正确}
X、Y、X′Y′均服从0—1分布, 分布列分别为:
三、模型的推导论证
X、Y的相关系数为ρ, 这是因为变量X′与X, Y′与Y描述的是同一事件, 只是取值颠倒, 相关关系是一致的, 相关系数也相同。
XY与X′Y′也服从0—1分布。
用两种方法得出共同结论为X=Y或X′=Y′。同时正确为X=Y=1或X′=Y′=0, 同时错误为X=Y=0或X′=Y′=1。XY与XY′服从0—1分布, 则P{X=Y=1}= (XY) , P{X′=Y′=1}=E (X′Y′) 。
解得:
同理:
用两种分析方法得出共同结论正确的事件, 为{X=Y=1|X=Y=1∪X′=Y′=1}, 可以记为{XY=1|XY=1∪X′Y′=1}, 其概率即分析结论的正确率, 也即分析效率设为η, 即:
由于XY=1与X′Y′=1互斥, 则:
令p≥q, 不失一般性。
当p+q>1时, 此时
η是ρ的递减函数, 当ρ=1时η最大, 此时X、Y完全正相关, p=q, 整理得η≤p=q。
当p+q≤1时, 若X、Y、X′、Y′不是完全负相关,
令上式分子为y, 再令, 即:
当2P-1>0, P>1/2时, 又E (XY) =x+pq≥0, x≥-pq, 则:
当2p-1<0, p<1/2时, 又E (XY) +E (X′Y′) =2x+1-p-q+2pq≤1, x≤1/2P+1/2q-pq, 则:
当2p-1=0, p=1/2时, 又q≤p=1/2, 则:
综上, p+q≤1时, 总有y≥0, 由于P-η分母为E (XY) +E (X′Y′) >0, 所以总有P-η≥0, 即η≤P。
当p+q=1时, 且X与Y, X′与Y′完全负相关, 没有公共结论, η不存在。
总之, 用两种分析方法综合运用, 要么得不出分析结论, 分析效率不存在, 要么存在分析效率则分析效率必定不大于两种分析方法中分析效率中最高的一种。当分析方法扩展到两种分析方法以上时结论不变, 可将两种分析方法综合运用看作是一种分析方法, 再作上述推导, 如此类推。
四、结论及总结
采用多种分析方法综合运用不能提高分析效率, 综合分析的效率不大于其中分析效率最高的方法的分析效率。其中各种方法原理的相关性也是不必避讳的。现实中的证券公司实践也证明多种方法综合的方法并没有提高证券的预测效率, 反而低于诸多预测方法中效率最高的一种。以上我们已经从概率论的角度加以证明, 其现实意义可以继续向各个行业中的预测方法综合进行拓展, 有利于我们克服先验的错觉, 甚至具有一定的普遍的哲学意义, 应用价值比较普遍。
参考文献
[1]丁立涛, 林全盛, 张念思.主成分分析法在证券公司评级中的应用, 统计与决策, 2012期号:第13期.
[2]鲍旭.多因素宏观经济趋势分析方法及其在证券分析中的运用.环渤海经济瞭望, 2012期号:第11期.
[3]赵卫花, 汤兵勇.金融控股公司SWOT分析, 中国证券期货2012期号:第10期.
[4]刘强.基于主成分分析的上市证券公司竞争力研究.经济研究导刊, 2011期号:第28期.
证券效率 篇2
【摘要】金融是现代经济发展的中心，而证券市场就可以成为反应国民经济变化的晴雨表。随着我国市场经济的不断发展和金融市场的开放程度不断提高，一些外国证券公司对我国的证券公司的发展产生了重要的影响与挑战。为了能够促进我国证券行业的不断发展，就要对业市场结构变化和效率提高对绩效的影响进行分析，从而能够确定未来证券公司的发展方向。本文就是从产业组织学的角度，对市场结构和企业效率对绩效的影响进行分析。
【关键词】证券业 市场结构 建议
证券市场是我国企业实现融资的重要渠道，可以使我国的金融市场进一步活跃，并促使经济水平不断提高活。为了能够进一步促进证券市场的发展，整顿证券市场中的混乱现象，并促进证券市场的流动性，就要加强对证券市场的综合治理。
一、研究理论分析框架
在本次研究中应用的是《产业组织》一书中对产业组织理论等相关观点。在该书中通过实证研究的方式来对企业的市场结构、市场行为和市场绩效间存在的关系进行推到，认为在三者存在如下关系，集中度的高低对企业的市场行为方式造成严重的影响，企业的市场行为方式又对企业的市场绩效产生了一定的影响。在该理论中将产业组织的理论与实践结合起来，并对产业组织体系的不断发展产生了重要的影响[1]。
本文是通过历史演化的角度来对中国的证券行业的发展演化的角度来对其进行分析，并通过2001年至2012年的相关数据进行分析，从而能够更加客观、全面的反映出中国证券业竞争的真实状况，从而能够更好的对证券业的发展方向进行探究[2]。
二、研究方法和数据处理
（一）研究方法
对2001年～2012年证券公司各项业绩指标的相关信息进行收集与综合计算评估，对证券业的集中度、证券业规模、证券业绩效等相关数据进行回归分析。
（二）数据处理
1.对市场集中度进行处理。在经济中经常通过市场集中度来对市场结构进行评价的指标之一，所谓市场集中度处理就是将市场中的其中最大的几个企业之间的计算指标作为整个市场中和行业中的份额比例，因此市场集中度是形成的一个数字比例。证券公司的主要业务通常包括股票基金经纪业务、承销业务、自营业务和资产管理业务。但是因为在收集数据时还存在一定的困难，将绝对集中系数作为计算证券业的行业集中度计算数据。
2.对市场规模数据进行处理。在本文章选取的市场规模数据进行数量，选取当年的证券业总资产作为其衡量其规模水平的衡量指标，从而对市场的规模数据进行分析。
3.对证券业绩效用净资产利润率进行处理。采取当年证券业利润总额与净资产之间的比例，来对证券业绩效用净资产利润率进行分析与处理。
（三）其他研究方法
为了能够对市场集中度、证券业规模、证券业绩效等数据进行准确的分析，还需要结合证券公司的自营、委托理财等业务的相关数据对其进行分析。
三、我国证券业集中度、规模与绩效状况
证券业集中度。通过对2001年～2012年证券公司各项业绩指标的相关信息进行收集与综合，并进行评估，其证券业承销业务市场结构的集中度比较高。在我国的传统经济发展中，证券业实行严格的行业准入制度，从而可以使承销业务逐渐形成互相竞争的经济发展格局。
其经纪业务市场结构处在比较明显的竞争状态。导致该现象的原因就是因为证券行业与传统的银行业、保险业的发展相比，其准入壁垒较低，这就使得参与经纪业务的证券公司数量明显增高。同时，其经济结构的变化比较隐蔽，但是在近年来有逐渐集中的趋势。
同时，通过该信息资料，可以看出其营业收入结构在准中寡占产业和低集中产业之间。其营业收入结构呈现出不断变化与起伏的状态，一些中小型的证券公司与一些大型的证券公司在某些年份之间的收入相比发展更快。
四、结论与建议
通过上文中对我国证券业市场集中度以及相关的实证分析得出以下结论，可以归纳出如下主要结论及相关建议：
首先，就我国目前的证券公司承销业务的集中度实际情况来看，其市场结构属于准中寡占产业结构，集中度相对较高；其经纪业务市场结构表现为低集中结构，且在市场发展的过程中呈现出明显的竞争状态。二者进行比较，承销业务起市场表现出比较明显的垄断状态。在近几年证券业得到了迅速的发展，在市场中其集中度也会不断增长，这样机会使一些资金力量比较雄厚的企业获得更大的发展，但是一些相对处于弱势的企业就很难获得发展，并很有可能在市场竞争中消失，产业之间的竞争逐渐向垄断方向发展，对市场的多样化发展产生不利的影响[3]。
其次，我国目前的证券公司其获得盈利的能力还不够稳定，其利润存在较大的波动。证券商的业绩在很大程度上都要依赖于股市行情的变化，其获得经济收益的主要形式也受到股市行情的影响。以股市行情较好的2000年来看，证券行业净资产收益率可以高达20.89%，但是在2001年股市出现严重的下跌情况，其资产收益率缩水到7.04%。这种毫无规律的市场模式对证券业的发展有很重要的影响，还需要对其业务进行不断的创新与开发。只有将经纪业务收入控制在低域其主营业务的收入50%。这样就会使证券公司逐渐形成良好的市场抗风险能力，这也可以有效的促进各个行业的稳定性，促进经济不断发展。
最后，通过对上述资料进行总结，在市场经济发展中，证券商的盈利能力和市场结构以及行业规模之间不存在明显的关系。但是证券商的盈利能力与证券市场的总体收益率之间的相关性较强。如果在市场中的整体情况处于逐渐趋好的情况下，则其平均收益为正，其利润就会呈现出增加的趋势。
五、结束语
通过产业组织的相关理论知识与实证，对我国证券业市场结构和效率对绩效的影响进行深入的分析，并对我国的证券业的发展进行大胆的推测。同时，也能对可能提高证券业绩效得到有效提升的途径进行探索，从而能够更加清晰的确定未来证券公司的发展方向，并不断对其进行完善。
参考文献
[1]王聪，宋慧英.中国证券公司市场结构与绩效的实证分析[J].经济经纬，2012，01：157-160.
[2]孙凤霞.我国证券业市场结构与效率对绩效的影响研究[D].中国海洋大学，2012.
证券效率 篇3
关键词：有效市场,技术分析,逆向安排检验,RAT,证券市场
作为主流金融学的理论基础, 有效市场假说受到了理论研究者和投资者的共同关注, 成为近几十年金融学研究的一个热点。有效市场假说由Fama (1965) [1]首次提出, 根据信息的性质将与证券有关的信息分为三类:历史信息、公开信息和内部信息, 并论证了不同信息对价格的不同影响程度, 进而定义了三种不同程度的市场效率:弱势市场、半强势市场和强势市场三种。
弱势有效市场的假设是, 当前市场的股票价格已经充分完全地反映出所有历史信息, 而这些历史信息对证券的价格没有任何影响, 投资分析中的技术分析方法将不再有效。
自从我国股票市场建立以来, 对我国股票市场有效性的讨论和检验从未间断过。由于我国证券市场历史较短, 市场欠规范, 学者选取的时间段和检验方法各异, 得出的实证结果也不一样。主要有以下三种观点:一种观点认为, 我国证券市场还没有达到弱势有效, 为无效市场, 包括俞乔[2]、张亦春等[3];另一种种观点认为, 我国证券市场效率达到了弱势有效, 包括陈小悦等[4]等;第三种观点认为, 还不能够足够确定我国证券市场是否达到弱势有效。
早期关于市场有效性研究, 是建立在随机游走和鞅模型基础上。此后技术分析的方法被引入关于市场有效性的研究, 如果存在某种技术分析方法, 以此方法可以对证券收益率进行预测的话, 则该证券市场应该被视为无效。
1 RAT方法介绍
1.1 RAT计算方法
RAT (Reverse Arrangement Test, 逆向安排检验) 是统计学上用于检验某一时间序列数据是否具有趋势性的指标。它通过对数列中任意连续的n个数进行大小比较, 将比较结果进行综合, 来判断这一列数列的趋势性。RAT的概念和计算方法由M.G.Kendall 于1938年首次提出。
RAT指标的参数n, 是指数列的数字个数, 在本文实证中n可以代表交易日的天数。按照特定的方法对一数列进行打分, 实际分数与最大可能分数的商即是所求指标。具体如下
通过计算方法可以看出, 它的取值范围在-1到1之间。只有当序列单调递增时, RAT值为1, 当序列单调递减时, RAT值为-1。当它大于0时, 数列倾向于上升趋势;当它小于0时, 数列倾向于有下降趋势;当它等于0时, 可以认为数列没有趋势性。RAT的绝对值越大, 数列的趋势性越显著, 随机概率越小。
1.2 RAT临界值
通过计算出来的RAT值来判断数列的趋势性, 需要经过一个假设检验的过程。事实上, 如果数列是随机变量的独立的观测值, RAT的均值必定为0。当根据RAT=p来判断数列具有向上的趋势时, 实际上有两种可能:1) 数列确实具有向上的趋势, 2) 数列不具有向上的趋势。
通过以下方法来确定RAT指标临界值的选取。随机生成m列数据序列, 每列的长度都为n, 他们本身是没有趋势性的 (生成的数都相互独立, 服从标准正态分布) 。对于每一列数据, 计算出它们的RAT值。当m无穷大时, 我们可以通过统计所有的RAT值, 得出包含n个元素的随机数列的RAT值的分布情况。然后, 对于任何大小的RAT值, 都可以通过分布知道目标数列有多大的概率是随机数列, 有多大的概率具有趋势性。
在本文中, 只对10阶和50阶的随机数列计算RAT的分布和临界值, 因此这里只对10阶和50阶的数列进行随机数模拟, 每次模拟生成108个随机数, 结果如表1所示。
1.3 RAT与MA的比较
MA (Moving Average, 移动平均线) 是用统计处理的方法, 将一定时间区间内的股票价格加以平均, 然后将计算好的均值连接成一条线用以观察股价趋势。根据计算方法的不同, 移动平均线主要分为三种类型:简单移动平均线、线性加权移动平均线和指数平滑移动平均线。本文采用的是应用最广泛的简单移动平均线, 其计算公式为:
在上式中, SMA代表简单移动平均数, Ct为每天的收盘价, n表示阶数, 即移动平均的天数。
两个指标都是作为趋势类的技术指标, 它们的意义都是用来指示价格的趋势性, 目的都是用来判断是否形成某种价格趋势。它们的理论基础是相同的:价格趋势一旦形成, 就不会轻易改变。除了指示趋势性之外, 两个指标都可以用来发出买入和卖出信号, 可以作为投资交易时机的确定依据。
2 实证检验
2.1 研究设计
实证的投资方法是:初始日持有现金1 000 000元, 依照三种投资策略进行投资, 在满足一定条件的时候以收盘价买入或卖出市场组合, 在期末 (此时可以持有现金, 也可以是持有市场组合) 考察依照不同的投资策略得到的累积收益率和日均收益率。这三种策略分别是RAT策略、MA策略和买入-持有策略。
为了使RAT交易策略发生效力, 即能够有若干次发出买入-卖出指令, 又不至于太频繁, 实证将采取以下临界值选择方法:首先将RAT交易策略的临界值的设定为表1得出的95%置信限的上下临界值, 即:如果50天的RAT值大于或等于0.19, 或者10天的RAT值大于或等于0.47, 则买入市场组合;如果50天的RAT值小于或等于-0.19, 或者10天的RAT值小于或等于-0.51, 则卖出市场组合。如果与MA策略相比交易次数过少, 策略的趋势判断效果不明显, 说明指标没有发挥适当的作用, 此时将交易策略的临界值调节为模拟得出的99%置信限的上下临界值;如果依然不能发挥作用, 再调节至99.9%置信限的临界值。直到使用RAT策略和MA策略的交易次数和持有时间具有可比性为止 (相同数量级) 。当然, 除了要满足策略的临界值设定外, 买入市场组合的前提是当前持有现金, 卖出市场组合的前提是当前持有市场组合。本文中只出现采用最终选定了临界值的RAT策略模拟投资后的统计值, 略去中间实验过程的数据。
本文实证对移动平均线交易策略的设定为:如果10日均线向上穿过50日均线0.01时, 买入市场组合;如果10日均线向下穿过50日均线0.01时, 卖出市场组合。
2.2 日均收益率的显著性检验
在以往对上证综指和深成指的收益率分布情况的研究当中, 学者们已经发现收益率并不服从标准的正态分布。因此, 在检验三种策略投资结果是否具有显著差别时, 由于市场本身收益率分布的不规则性, 本文采用符号秩和检验法替代传统的T检验法。
具体到本文, 主要是检验日收益率均值差别的显著性, 即d1、d2及d3的显著性:
d1=RAT策略日收益率-基准策略日收益率;
d2=MA策略日收益率-基准策略日收益率;
d3=RAT策略日收益率-MA策略日收益率;
2.3 数据选取与检验步骤
由于我国的证券市场是新兴市场, 在成立初期规章制度不健全, 市场炒作现象严重, 股票价格失真。另外, 上海和深圳证券交易所从1996年12月16日开始实行公开信息制度和价格涨跌幅限制制度, 然后中国证券市场进入了快速发展的时期。因此本文选择的样本是上证综指、深成指和纳斯达克指数从1998年1月1日至2009年4月10日的历史数据。数据均来自大智慧软件, 数据处理通过SAS软件完成。
利用RAT交易策略、移动平均线交易策略和买入-持有策略对以上“3”个市场的有效性进行检验, 包括以下三个步骤。
从起始日期后推50日起开始计算每日的RAT (10) , RAT (50) , MA (10) , MA (50) 的值, 根据RAT策略和MA策略分别确定持有市场组合的时间区间和持有现金的时间区间, 即生成变量sigrat和sigma, 如果持有现金, 变量的值为0;如果持有市场组合, 变量的值为1。
将每次交易的手续费考虑在内, 计算依照每种策略进行投资, 计算出在每一天的累积资本和每日收益率, 对累积资本和日收益率进行基本统计, 对基本统计量进行简单分析。
运用符秩检验法分析各投资策略所得日收益率差异的显著性, 得出最终结果。
2.4 实证分析及结果
根据选取的数据, 使用下式计算出各个市场指数的对数日收益率:
Yt=ln (Pt/Pt-1) 。
得到的各个市场指数日收益率的情况如表2所示。通过对均值和中位数的观察可以看出, 他们都在10-4数量级上, 他们的差也是10-4数量级, 和10-2数量级的标准差相比可以认为均值近似等于中位数。而且在检验市场有效性的情况下, 对价格收益率服从正态分布持怀疑态度。在不确定样本分布的情况下, 选择符秩检验法对其均值差异进行显著性检验。
通过对偏度的观察可以看出, 除上证综指偏度小于零之外, 另外只有两个市场指数都向右偏。峰度无一例外都大于3, 表示相比于正态分布, 收益率具有尖峰厚尾的特征。上证综指和深成指在收益率的均值和中位数上都保持了正值, 方差也较小, 表示在这一段时间区间里, 这两个市场指数的正收益相对稳定。
表3是通过实证得到的几个市场指数收益率的结果汇总。无论是使用RAT策略还是MA策略对1998年以来大盘指数进行实证, 都无法得到显著的超额日收益。到2009年为止, 上证综指、深成指和纳斯达克指数的价格都已经完全反映了其历史价格当中被RAT策略和MA策略利用到的信息, 因此已经具有了一定的效率。
从RAT策略与MA策略的效果对比来看, 在三个市场中MA策略能得到较高的日均收益率;在纳斯达克市场中MA策略能得到较大的累积资本, 在其余两个市场中RAT策略能得到较大的累积资本。因此, RAT策略能得到较高的累积资本, MA策略能得到较高的日均收益率。使用RAT策略持有大盘的时间比使用MA策略持有大盘的时间长。
RAT策略与MA策略的使用环境效果对比。MA策略在累积收益率上唯一得到优势的是纳斯达克市场, MA策略适用于稍微成熟一些的市场。
3 结论及局限性
到目前为止, 上证A股市场, 深圳A股市场和纳斯达克市场均已经具有了一定的效率, 市场价格已经能够反映出最近50天历史价格中包含趋势的信息, 基本可以认为中国A股市场和纳斯达克市场均达到了弱势有效。还不能够根据这一实证结果绝对地推出, 主要是因为本文策略阶数的选取固定在了10阶和50阶, 不排除改变阶数后得到更加适合的投资策略和显著的超额收益的可能性。同时RAT策略和MA策略一样, 只包含过去50天历史价格的趋势信息考虑, 对价格的异常波动的原因, 价格随机波动的幅度等其他信息没有纳入考虑。
参考文献
[1] Fama.The behavior of stock-market prices.Journal of Business.1965;38 (1) :34—105
[2] 俞 乔.市场有效、周期异常与股价波动——对上海、深圳股票市场的实证分析.经济研究, 1994;9:43—50
[3] 张亦春, 周颖刚.中国股市弱式有效研究综述.当代财经, 2001;8:30—32
证券效率 篇4
中国证券监督管理委员会 (以下简称证监会) 及其在各地的分支机构是我国上市公司信息披露的主要监管主体, 近年来对上市公司信息披露的监管取得了一定的成绩。然而我国上市公司信息披露监管工作中尚有许多问题须待解决, 如证券监管者的激励机制的缺失, 工作业绩与收入的关联度不高;证券监管者监管不严, 不能及时发现问题, 如大东海股份公司在1993年至1997年期间虚列收入和投资收益, 而证券监管者直到2001年才对此违规事实进行调查;查处力度不是很高, 在银广夏事件中, 证券监管者对公司只作了两次例行的巡回检查, 没有主动对公司采取重点监管措施。我国上市公司虚假会计信息披露层出不穷, 干扰了证券市场进一步发展的步伐, 如何在我国上市公司信息披露现状如此严峻的背景下, 进一步提高会计信息披露监管的效率已成为当务之急。怎样提高证券市场监管的效率是一个世界性普遍存在的难题, 国内外理论界从来没有终止过研究。这些研究和分析主要是从两大方面来展开:一是宏观方面。主要研究如何完善证券监管制度体系。美国证监会主席阿瑟.利维特 (1999) 针对上市公司利润操纵行为, 认为完善会计架构、加强外部审计是解决问题的有效步骤;李昊 (2005) 、高建宁 (2006) 等借鉴国外经验研究完善我国的证券监管模式, 提出监管部门之间加强联系和合作, 降低监管成本, 从而提高监管效率。二是微观方面。主要研究如何完善公司的法人治理结构和对证券监管部门及人员的激励。Goodhart (1997) 提出一方面有必要对监管者提出更高的要求, 增强其责任心和监管能力, 另一方面需要设计适当的激励机制, 确保监管者的介入及时、有效, 这样能提高监管执行的效率和效果;刘胜非、解小平 (2006) 通过对监管者俘获与激励的分析, 提出要给予监管者最优的监管报酬激励合约、提高监管者的综合素质, 充分发挥监管者的监管效能, 使监管者主动发现和监督市场违法违规行为, 从而提高监管效率;綦好东 (2005) 认为, 我国现有的公司治理结构存在很大的缺陷, 必须进行完善, 这样监管部门的监管成本就能降低, 从而提高监管效率。因此, 监管重在执行, 仅依靠制度的完善, 如制定加重惩罚上市公司力度的规定, 只能在短期内抑制上市公司的违规披露, 而在长期中违规现象不会有根本改善。本文认为, 在充分考虑证券市场监管的组织结构、模式选择等因素的基础上, 只有形成对证券监管者激励相容的微观监管机制, 才能使证券市场监管体制改革得以顺利进行。
二、信息披露监管效率与证券监管者激励机制
(一) 信息披露监管效率界定
在证券监管领域, 我国学者对效率比较认同的定义是“目标的实现程度, 即所达到的实际效果”。张育军 (2003) 认为, 证券监管效率是指证券监管部门依据有关的法律、法规、规章以及规则, 对证券市场实施监督与管理后所达到的实际效果, 考察证券监管效率的基本要素有7个方面:证券市场的健康、稳定和持续发展情况;证券市场监管理念和目标偏离程度;监管法规的执行情况;对证券市场违法违规的打击力度;证券市场的运作秩序与规范程度;证券市场参与主体的守法和自律意识;证券市场发生重大危机和重大风险的情况。这一定义在学术界引用的频率比较高, 虽然没有明确区分“效率”和“效果”的定义, 但实际操作性比较强, 因为“效率”更注重行动, 难以捉摸, 必须以“效果”来衡量。信息披露监管是证券监管的一个重要组成部分, 所以本文对信息披露监管效率的定义和考察要素也借鉴这一思想。证监会及其分支机构对上市公司信息披露的监管, 就其表面而言是一种行政行为, 但深层看, 监管行为是一种间接的影响到证券市场资源配置的经济行为, 所以信息披露监管效率应包括两层含义:一是证监会及其分支机构通过内部控制制度的完善, 提高监管本身的效率;二是通过监管保护投资者的利益, 促进证券市场资源配置的效率。本文主要研究第一层次的效率。我国上市公司信息披露监管的直接目标是降低上市公司的违规披露, 提高其信息披露质量;终极目标是促进整个证券市场的资源配置, 实现其健康发展。由于第一层次的监管效率只涉及直接目标的实现程度, 而且信息披露监管的目标必须符合证券监管的目标, 所以考察要素可借鉴张育军思想中涉及到的与第一层次效率有关的因素, 将其确定为:监管者对上市公司违规披露的查处力度;上市公司违规披露的程度。前者为直接要素, 后者为间接要素, 两者是相联的。
(二) 信息披露监管效率理论基础
信息披露监管效率的提高需要相应的激励机制。 (1) 制度经济学的观点。制度经济学的研究表明, 好的制度, 通过对权力、义务、责任和程序的有效安排, 可能降低交易成本, 提高经济效率, 并给人们带来实际的收益。但好的制度本身又是一种稀缺资源, 是所有利益相关者参加博弈的产物, 并且随环境的变化而变化, 所以, 由于制度供给的有关约束条件的限制, 一项即有的制度不具有自动实施的功能, 需要借助第三方的强制执行机制, 以保证制度实现本身的目的。立法是基础, 执法是关键, 所以监管者执行效率将影响监管效率的高低。 (2) 委托代理理论的观点。X-效率理论研究组织内部人员的努力对组织效率的影响作用, 经济学中的激励理论主要研究在信息不对称条件下怎样提高人员的努力程度, 两者是一脉相承的。两者的前提都是委托代理关系的存在, 因此, 本文将委托代理理论作为从证券监管者激励机制视角分析监管效率的理论基础。委托代理理论认为, 只要委托代理关系存在, 就必然存在激励问题。委托代理理论核心是设计一种合理的激励机制, 给代理人提供各种激励和动力, 使代理人能够按照委托人的预期目标努力工作, 使委托人与代理人在相互博弈的过程中实现“双蠃”的格局。
(三) 证券监管者的激励机制
在上市公司信息披露的监管中, 接受公众委托的证监会及分支机构在某种程度上仅是作为形式上的最高权威者来体现, 主要是政策的制订者, 其权力的实施则往往通过内部的具体监管者来进行的, 他们之间存在委托代理关系, 证监会及其分支机构的管理当局是委托人, 证券监管者是代理人。证券监管者是理性“经济人”, 有自己的私心, 不可能完全维护政府监管目标, 只有建立激励相容的激励机制才能使证券监管者在实现自己个人目标的同时也主动维护政府的监管目标, 从而最大程度地查处违规披露的上市公司, 进而提高监管效率。而且具体从事监管的人员对其工作能力、综合素质、工作态度以及对证券市场的了解都要优于证监会及分支机构的管理当局, 由于信息的不对称, 监管者的监管行为总存在道德风险。另外, 由于我国证券市场监管过程中存在着严重的“权利与责任不对称, 收益与风险不对称”, 即证券监管者在上市公司信息披露监管决策中没有多少决策权, 但却要承担信息披露监管失败的责任;证券监管者的个人收益与其他业务人员没有多大的差别, 却要承担信息披露监管失败造成的投资者资产损失的巨额风险, 从而增加了证券监管者“偷懒”行为和“道德风险”行为, 即一方面证券监管者不愿主动监管, 另一方面证券监管者为了谋取自身利益, 利用手中的权利寻租, 接受被监管者的贿赂并与其串谋, 从而使证券违法行为得到偏袒和纵容, 最终导致证券市场的风险加大, 市场效率降低。所以, 在上市公司信息披露监管过程中, 证监会及其分支机构只有建立证券监管者激励机制, 才能促使证券监管者最大限度地发挥证券监管才能和积极性, 从而降低监管成本, 提高监管效率, 努力实现政府的监管目标。
三、上市公司信息披露监管效率分析
(一) 上市公司信息披露监管效率的现状
一个新兴证券市场的成长不可避免地会出现一些参与者的违规操作。只有迅速、高效地对市场中出现的违规行为查处, 才能保护投资者的合法权益, 促进证券市场功能的发挥。计小青 (2006) 实证分析了1993年至2005年证监会及其分支机构发现和处理违规公司造假行为所需的时间, 统计结果显示, 从总体上看, 上市公司进行虚假信息披露行为到被证监会发现的时间间隔最长为7.5年, 最短的则在一个月以内, 平均时间为35个月。证监会的监管非常滞后, 有的上市公司已经违规操作很多年之后才被证监会查处。曹磊 (2005) 对我国上市公司违规披露行为和监管当局对上市公司违规披露行为的查处进行了统计, 通过两者的比较来考察监管当局的监管力度后发现, 1993—2002年间事后查出有违规披露行为的上市公司基本超过了被监管当局查处的数量 (主要原因是证券监管当局的监管非常滞后, 有的上市公司已经违规操作很多年之后才被监管当局查处) 。特别值得注意的是1993年至1995年两年间, 监管当局没有查处一例违规披露上市公司, 从1999年开始, 事后发现有违规披露行为的上市公司从45家激增至100家, 增长幅度超过达到了122.2%, 而且此后四年一直保持了较高的水平, 直到2003年开始才逐年下降;在1998年之前, 很少查处违规披露上市公司, 从1998年开始, 证券监管当局开始注意保护投资者利益了, 加强了对上市公司的违规行为的查处。遗憾的是, 在监管当局加强监管的情况下, 仍然有一大批上市公司还是违规披露。让人欣慰的是, 在监管当局加强监管的情况下, 上市公司违规披露行为从2002年开始有逐年减少的趋势。
(二) 信息披露监管效率低下的原因分析
信息披露监管效率低下有如下原因: (1) 忽视了证券监管者这个关键因素。证券市场对于发展中国家和转轨经济国家来讲是一个新兴的而又亟待发展的市场, 正因如此, 市场存在的问题较多, 监管也是必然的。我国近几年对监管的改革很大, 陆续颁布了许多规范上市公司信息披露的规则、细则和惩罚上市公司违规披露的法律、法规, 这些监管制度为规范上市公司的信息披露行为起到了一定的积极作用, 但实际监管效果不尽人意。可以发现, 我国对于证券市的监管更多强调的是作为证券市场被监管者的行为规范, 而涉及怎样提高证券监管者监管动机及执行效率的制度几乎没有, 这反映了我国在提高监管效率改革中忽略了监管者这个关键因素。 (2) 证券监管者参与约束机制的缺失。一个科学有效的激励机制必须同时满足参与约束和激励相容约束, 缺少任何一方面都将影响激励机制运行的效果, 不能实现委托人和代理人双赢的目标。对我国证券监管者激励机制缺失的分析将也从这两个方面进行考察。从参与约束来看, 信息披露的监管执行效率的高低首先取决于监管者的素质, 监管者队伍的平均素质越高, 则效率越高。而能否把优秀的人才吸引到监管队伍中来与基本的进入机制和退出机制有关。我国证券监管者的收入水平相对较低, 高层次人才流失现象严重。据了解, 为在吸引人才方面具有竞争力, 香港证监会监管者的工资与证券业从业人员相比, 只低于证券公司、投资银行、律师、会计师等同类人员工资水平的10%~15%, 但另设住房、教育、旅费或其他津贴;英国把监管机构金融服务局FSA, 定性为“私营部门”, 按市场人才价值制订工资水平, 其收入高于金融业从业人员的平均收入, 基本处于本国金融业的中上水平;而中国证监会监管者的工资水平与证券公司工作人员相比, 收入相对较低, 约是证券公司工作人员的收入水平的1/10左右。我国证监会监管者队伍不稳定, 人才流失现象严重。一方面与被监管单位相比, 证监会的收入水平没有竞争力, 另一方面职务晋升的空间及概率小, 面对上述情况, 部分监管者选择离开了证监会系统, 造成人才流失。在人事雇佣方面, 证监会没有实行真正意义上的解聘制度。其直接后果就是, 对于证券监管者的不守诺行为, 证监会管理当局无法有效地通过终止雇佣合同来进行惩罚。 (3) 证券监管者的激励相容机制缺失。信息披露监管执行效率的高低其次取决于监管者工作的干劲和热情, 干劲和热情高, 则工作效率高。而监管者工作是否有干劲和热情取决于现有的制度是否满足激励相容。只有满足了激励相容, 监管者的工作才有干劲和热情;只有满足了激励相容, 制度才能实现预期的目标。我国现有的监管者激励机制无法满足激励相容。我国正处于社会主义初级阶段, 市场经济不够完善, 整体经济水平还比较落后, 人民生活水平还不高, 这就决定了物质利益的客观重要性。然而, 遗憾的是, 在建设社会主义市场经济的今天, 对证券监管者“经济人”特性的认识及“经济人”假设的运用, 还处于回避的甚至批判的态度中, 对证券监管者的激励仍以精神激励为主, 采用“态度-努力自觉型激励”, 即认为组织成员均有潜在地为组织和社会目标努力工作的愿望或可能性, 而非为个人目标努力;这种愿望是需要一个态度转变过程;这个过程的核心是以教育和精神鼓励方式影响成员, 使他们内化组织和社会的目标。这样直接导致监管者虚幻的利益得到的较多、实质的利益得到的较少, 实质的利益与虚幻的利益不对称, 进而导致监管者以变态的方式谋求物质利益, 激励失效, 如2004年证监会发行部王小石受贿一案;这样还直接导致监管者行为怠惰、消极、被动, 进取倾向弱化, 不主动提升专业和能力水平, 因为无论是高努力-高业绩-高个人成本者, 还是低努力-低业绩-低个人成本者, 都获得相近的经济收入和社会待遇。
四、证券监管者的激励机制与监管效率:博弈分析
(一) 未引入奖励制度的监管博弈分析
证券监管者的监管博弈分析是建立在如下假设基础上: (1) 个体行为理性。这里的个体是指博弈的参与者, 在本文中是指会计信息披露的提供者——上市公司和执行会计信息披露监管工作的证券监管者。在“个体行为理性”假设下上市公司和证券监管者都是利益最大化的追求者。 (2) 上市公司与证券监管者的博弈为非合作博弈。假设上市公司与证券监管者的博弈为非合作博弈, 即上市公司与证券监管者不能“串通”以谋取双方利益的最大化。 (3) 上市公司与证券监管者的博弈为静态博弈。即它们在做出各自的策略选择时并不知道对方的策略选择, 所以可视为同时做出策略选择, 双方通过博弈寻求达到纳什均衡。基于以上假设, 构造出上市公司会计信息披露监管的博弈支付矩阵如 (图1) 所示。其中:Cs表示证券监管者努力实施严监管的成本 (只要努力实施严监管就能查出会计舞弊) ;Cn表示监管者实施松监管的成本 (实施松监管几乎查不出会计舞弊) ;L表示上市公司进行违规披露被查出后的损失;I表示上市公司进行违规披露未被查出所得收益。通常情况下, Cs>Cn>0。通过划线法, 可以得出该博弈的纯策略纳什均衡解为 (违规披露, 松监管) , 均衡得益为 (I, -Cn) 。该模型揭示出目前我国上市公司会计信息披露违规现象蔓延的本质原因:缺乏有效的对证券监管者的激励机制, 证券监管者努力实施严监管没有相应的奖励, 反而多支付Cs-Cn的监管成本, 因而理性的证券监管者往往偷懒, 实施松监管。在证券监管者实施松监管的条件下, 上市公司就可以进行违规披露。
(二) 引入奖励制度的监管博弈分析
按照现代经济学的理论, 如果一种制度不能满足个体理性的选择, 就不能得到有效的贯彻。如果可以设计一种制度, 在满足个体理性的前提下达到集体理性, 帕累托改进才有可能实现 (张维迎, 1996) 。按照这个思路, 如果证监会系统中建立了对证券监管者的奖励制度, 规定证券监管者工作出色可从查出违规披露的处罚L中提取XL作为奖励, 基于上文假设, 构造出上市公司会计信息披露监管的博弈支付矩阵如 (图2) 所示。由 (图2) 可知, 双方的利益始终不会一致, 不存在一个双方都不愿单独改变自己策略的纯策略组合, 因此, 该博弈是一个混合策略博弈, 即在给定信息情况下, 上市公司与证券监管者以某种概率分布随机地选择不同的策略。假定上市公司的混合策略为P1= (Pf, 1-Pf) (即上市公司以Pf的概率实施违规披露行为, 以1-Pf的概率实施合规披露行为) , 证券监管者的混合策略为P2= (Ps, 1-Ps) (即证券监管者以Ps的概率实施严监管, 以1-Ps的概率实施松监管) , 并假定上市公司与证券监管者的期望收益分别为Ef和Es, 则有:Ef=Pf[-L×Ps+I× (1-Ps) ]+ (1-Pf) [0×Ps+0× (1-Pf) ]=IPf-IPfPs-LPfPs;Es=Ps[-Cs (1-Pf) + (XL-Cs) Pf]+ (1-Ps) [-Cn (1-Pf) -CnPf]=XLPfPs-CsPs+CnPs-Cn。要使上市公司会计信息披露监管的混合策略博弈达到纳什均衡, 令Ef与Es关于Pf、Ps的一阶偏倒数为0, 则有:Ef/Pf=I-IPs-LPs=0;Es/Ps=XLPf-Cs+Cn=0。解得上市公司违规披露及其监管混合策略博弈的纳什均衡解为:Ps*=I/ (I+L) ;Pf*= (Cs-Cn) /XL。以上纳什均衡解的经济意义如下: (1) 证券监管者以最优概率Ps*=I/ (I+L) 实施严监管, 并获得最大的期望收益。如果证券监管者以Ps>Ps*的概率实施严监管, 则上市公司的最优选择是实施合规披露行为;如果证券监管者以Ps
(三) 博弈均衡结果分析
根据以上监管的博弈模型分析可以发现, 证监会系统内未建立激励机制时博弈均衡是纯策略均衡 (违规披露, 松监管) , 是一个无效的结果;而建立激励机制后的博弈均衡是混合策略均衡 (Ps*=I/ (I+L) , Pf*= (Cs-Cn) /XL) , 虽然结果是不稳定的, 但至少可以说明上市公司违规披露的程度有所下降, 这是一个总体上有所改进的结果, 所以证券监管者的激励机制的建立与监管效率总体上是正相关关系。
(四) 混合策略均衡分析
为了进一步说明证券监管者激励机制的建立可以改进监管效率, 笔者对上述的混合策略均衡进行详细分析。根据Ps*=I/ (I+L) , 可用 (图3) 表示证券监管者以不同的概率选择严监管策略时对应的上市公司期望利益。由于当Ps>Ps*时, 上市公司的最优选择是实施合规披露行为, 所以, 要达到监管有效, 必须降低Ps*值。由于Ps*=I/ (I+L) , 而现实经济生活中, 上市公司违规披露未被查出所得收益 (I) 是个外生变量, 是由违规披露的严重性决定的, 通常是个常数, 因而监管者的最优监管概率 (Ps*) 主要取决于上市公司违规披露被查出的损失 (L) , 且Ps*与L成反比, 因而加大L, 将降低监管者的最优监管概率 (Ps*) , 从而使Ps>Ps*, 促使上市公司实施合规披露。在 (图3) 中, 如果制定制度, 使实施违规披露的上市公司的损失由L增至L1, 则上市公司在监管者同样混合策略下的期望收益变为负值。因此, 在短期内上市公司停止违规披露。但从长期来看, 在上市公司停止违规披露后, 监管者又会逐渐地放松监管, 降低监管力度, 实施严监管的概率由Ps*降至PS1, 上市公司会发现即使被抓到后的惩罚是严厉的, 但由于监管者更加放松监管, 恢复原来的违规披露概率被抓的危险系数不大, 于是, 上市公司选择违规披露策略的概率又提高到原来的水平, 达到新的均衡。另外, 根据博弈理论, 即使制度规定处罚很大, 但如果监管乏力, 对上市公司而言也是不可置信的威胁。因此, 单纯地制定加大上市公司违规披露的处罚的制度, 而不改变监管者的期望得益, 虽然在短期内使上市公司违规披露现象有所收敛, 但长期内却导致监管者降低监管力度, 对抑制会计舞弊现象无效。然而, 如果同时引入激励机制, 规定监管者尽心尽责, 严格查处各类违规披露, 能为其赢得“正面的、良好的形象”, 容易得到上级的信赖, 从而获得晋升机会, 并能获得一定的物质奖励。这样, 根据Pf*= (Cs-Cn) /XL, 混合策略中上市公司最优违规披露的概率 (Pf*) 主要取决于监管者实施严监管多支付的成本 (Cs-Cn) 和监管者查出违规披露所得奖励 (XL) , 与前者成正比, 与后者成反比, 所以提高奖励额, 将降低上市公司的最优违规披露概率, 从而使Pf>Pf*, 促使证券监管者实施严监管。另外, 增加奖励额又能弥补严格监管的努力成本, 实现激励相容, 这样就能减少监管者机会主义行为, 提高其监管的积极性, 使其长期处于工作敬业状态, 从而起到真正降低上市公司违规披露发生的概率。
因此, 严惩上市公司和加大对证券监管者的激励双管齐下, 定能达到短期、长期遏制违规披露的目的。所以, 适当加大对实施违规披露的上市公司的处罚L同时, 并建立激励相容的证券监管者激励机制, 充分调动其查处的积极性, 从而达到违规披露发生率持续下降的最终目的。
参考文献
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证券效率 篇5
所谓的证券市场效率, 通常是指证券市场合理配置资金的效率。美国经济学家威斯特和惕尼克根据证券市场的资金配置功能和市场交易营运能力, 将其划分为证券市场的“外在效率”和“内在效率”两类。“外在效率”指的是证券市场资金配置功能的高低, 其衡量标准是证券市场上相关信息能否及时、准确、完全地反映在证券价格上, 如果证券市场信息能够及时、完全、均匀地披露, 使投资者都能在同一时间获取相同数量、相同质量的信息, 强调信息的充分性和可得性, 从而证券价格能根据信息迅速地进行调整, 证券市场引导资金流向急需融资且资金使用效率最高的企业, 那么该证券市场在“外在效率”上就是有效的。“内在效率”指的是证券市场的交易营运效率, 反映的是证券市场具备高效的组织和服务功能, 能以最短的时间和最低的费用, 使买卖双方完成交易。如果交易所需的时间过长、费用过高, 则会影响到投资者根据信息调整投资组合, 完成交易的速度, 这将影响到市场的“外在效率”。
2. 证券市场效率的理论基础:有效市场假说
在证券市场发展的过程中, 证券市场效率的问题一直是一个重要的课题。其理论基础是美国芝加哥大学教授欧根法玛 (E.F.Fama) 提出的“有效市场假说”。该假说以理性预期为假设前提, “有效”是指证券的价格能够充分、及时、准确地反映市场相关信息, 投资者无法以掌握的信息调整投资策略获得长期超额收益。只要所有与证券相关的信息快速完全地反映在资产价格中, 那么证券市场就是有效的。实际上, 证券市场有效性问题指的就是信息对证券价格的影响问题, 涉及信息内容和速度两方面。
由于信息在证券价格的形成过程中有着至关重要的作用, 法码将信息分为反映市场历史交易资料的历史信息, 如以往股价、成交量、收益率等;在市场上公开披露的如公司财务信息和未来前景预测的公开信息;以及只有上市公司内部人员才能获取的内部信息这三类信息。不同信息对证券价格的影响不同, 法码将其定义为三种不同程度的市场效率, 分别为弱式市场效率 (Weak form) 、半强式市场效率 (Semi-Strong form) 和强式市场效率 (Strong form) 。在弱式市场效率, 现期的证券价格完全反映了历史信息, 包括历史股价、成交量、回报率和其他的市场信息。这些信息已被充分披露、分布且被投资者完全利用, 这些历史信息与现在、未来的证券价格无关, 投资者不可能使用这些信息获得超额收益。在半强式市场效率, 当证券价格对所有公开披露的信息及时、准确地作出调整, 由于信息一经公开, 便反应在证券价格上, 投资者亦无法通过公开的信息获取超额利润。强式市场效率属于最高层次的证券市场效率, 反映的是证券价格完全包含了所有公开的和未公开的公司内部信息, 包括只有上市公司董事会、经理层、财务会计才掌握的信息。在这种市场中, 内幕交易是不存在的, 因为所有信息都是以极低的成本同时披露给每一位投资者, 因而, 投资者也就不可能得到高于平均收益的利润, 在现实中证券市场效率难以达到这个层次。
3. 我国证券市场效率现实表现
我国证券市场建立于上世纪90年代初, 经过将近20年的改革与发展, 已初步建立了较为完整的市场体系, 在很大程度上缓解了企业发展所需资金的问题。2006年股权分置改革的完成, 扫清了市场发展的障碍, 对我国经济体制改革推进了重要的一步。但同时, 我们也应清醒地认识到, 由于市场各个方面监管的不完善、中介机构经营的不合规, 以及上市公司信息披露的问题, 严重制约着我国证券市场效率的提高。从证券市场外在效率来看, 上市公司信息披露的不合规、不完整、不真实、不及时, 导致市场投资者交易存在较大的风险;严重的信息不对称现象, 扰乱了市场秩序, 损害了中小投资者的切身利益。信息披露方面存在的问题, 使其难以合理准确地体现在证券价格上, 造成外在效率的低下。
4. 信息不对称影响证券市场的投资效率
证券市场效率的高低, 很大程度体现在证券价格上是否充分完全地反映了市场的各种相关信息, 包括宏观方面的经济、政治局势、社会文化、外交状况和微观方面上市公司本身的经营业绩、财务状况、预期发展前景等等。信息披露体制的不健全, 上市公司信息披露的不完善, 信息不对称现象, 使证券价格不能及时准确地反映市场信息。价格的扭曲影响了投资者的投资决策, 影响到资源配置功能, 导致证券市场效率低下。
造成信息不对称的原因是多方面的, 从其产生的原因来看, 上市公司与证券市场其他相关主体相比, 是信息的优势方。上市公司对其本身筹集到的资金的使用去向、公司的经营业绩、成长前景、以及面临的投资风险等方面信息的掌握程度, 是远远大于证券机构和市场投资者的, 后者对公司信息的了解只能通过公司的每季度、每半年、每年披露的财务报表。各个投资机构即使花费巨额成本也不可能获得上市公司真实的运营战略计划。由于信息占有的优势, 一些和上市公司交往密切的相关利益主体, 可能比一般投资者更早一步得知重要信息, 提前买入或卖出股票, 待消息正式公开时, 从证券价格异常波动中获取收益, 也就是所谓的“内幕交易”。
市场信息不对称表现在理性的投资者与噪声交易者 (非理性的投资者) 之间的博弈, 导致市场效率的低下。当证券市场相关信息发布时, 理性投资者基于信息的分析判断, 调整投资组合, 而噪声交易者基于对信息错误、非理性的判断进行操作, 会使证券的价格进一步偏离价值, 结果证券价格并非如理性判断那样发生预期逆转, 反使理性投资者亏损。占市场主导的噪声交易者操作所造成的风险施加在理性投资者身上, 后者的分析必然要考虑前者的操作行为才能获利, 这可能促使部分理性投资者变成噪声交易者。从整体上看, 这种不对称信息会引发市场运行机制的扭曲, 证券市场运行效率的低下。
5. 完善信息披露制度, 提升证券市场效率
信息披露是有关企业在申请证券发行、上市以及证券交易过程中, 依照证券相关法律、证券交易所、证券监管机构的要求, 通过一定的方式, 向社会公众公开反映公司经营状况和对证券价格有重大影响的信息。信息披露制度是一个完整的系统, 其核心是改变证券市场上信息不完全和信息不对称的现象。建立一个完善健全的信息披露制度, 有助于极大地提高证券市场效率。
5.1 规范上市公司信息披露制度
上市公司的信息披露需要遵循及时性和完整性的原则。信息披露主体要将与公司有关的重要信息, 包括重大事件的发生, 公司经营方针的变化, 新投资项目的引入等对股价有重大影响的信息及时地通告市场, 使投资者快速作出投资选择。就信息的完整性来说, 这几乎是世界上所有证券市场对信息的首要原则, 它要求披露的证券信息真实准确地反映事实, 并且在信息出现变动时, 有关负责人要及时予以更新。要及时性和完整性地保证证券市场公平、高效、有序地运行。
5.2 强化证券中介机构的责任
在证券市场, 上市公司是信息的优势方, 各类投资者, 尤其是大量中小投资者, 是信息的劣势方。证券中介机构, 承担着保证信息质量的重要任务。中国的证券中介机构, 如会计师事务所, 其违规的成本很低, 应严格规范证券中介机构制度, 对违背职业操守的会计师及事务所给予严厉的惩罚, 必要时取消其执业资格。建立注册会计师民事赔偿机制、中介执业审查机制等, 以足够高的代价和成本规范中介机构的职责, 使证券中介机构客观、公正、独立地对上市公司披露的信息进行监督, 保证信息的真实性、有效性。通过各方监督机构的努力, 实现透明化、规范化的信息披露, 消除信息不完全和信息不对称的现象。
5.3 强化信息披露中的监督机制
注重信息披露过程中的监督工作, 发挥证券监督委员会、证券交易所以及证券中介机构的作用, 全面监督上市公司信息披露的及时性、准确性、有效性和完整性。规范信息披露的时间、方式、内容的选择, 防止信息欺诈行为。信息披露的内容大多与财务有关, 财务会计标准成为信息的重要衡量指标。国际上将美国通用会计标准GAAP用于在本国上市的公司, 将国际会计标准IAS用于外国上市的公司。如今, 海外上市已经十分普遍, 越来越多的公司开始采用国际通用的会计标准。会计标准的规范和统一, 有利于监管标准的趋同, 从整体上可以提高监管效率和信息质量。
参考文献
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证券效率 篇6
关键词：经营业绩,内部控制效率,内部控制缺陷
一、引言
上市公司经营业绩问题一直是学术界关注的热点。企业的经营业绩就是企业在市场交换和竞争中实现的产品和服务的价值。这种价值越大, 企业的经营业绩越好;企业对战略经营业绩的追求, 也就是对这种价值可持续实现的追求 (张蕊, 2009) 。经营业绩的好坏, 受企业经营环境的制约。企业的经营环境包括内部环境和外部环境, 内部环境主要指企业的内部治理环境。现有实证研究结论表明, 股权集中度、控股股东性质、高管薪酬、成长机会、公司负债水平和公司规模等是影响经营业绩的主要因素 (刘志勇, 2004;赵景文等, 2005;陈信元等, 2007;薛求知等, 2007;姚正海, 2007;向锐等, 2008;杨全文等, 2009) 。内部控制是公司内部治理环境的重要组成部分, 有效的内部控制, 能够保证公司的正常运作和发展。杨雄胜 (2005) 认为, 没有系统而有效的内部控制, 公司治理将成为一纸空文, 而内部控制是实现公司治理的基础设施建设。内部控制是企业为了实现控制目标, 由董事会、监事会、经理层和全体员工实施的一系列地政策和程序, 是企业加强管理的有效工具和手段, 内部控制的最终目标是提高企业的经营管理水平和风险防范能力。2001年爆发的安然事件, 更是引发了美国乃至全球对内控机制的极大重视, 内部控制也由一项自发性的治理机制演化为一种政府监管强力推动的制度建设, 内部控制信息的强制性披露被法制化, 成为公司透明度建设的重要组成部分 (李享, 2009) 。内部控制是企业规则体系的有机组成部分 (李志斌, 2009) , 是一项重要的内部治理机制, 而经营业绩是公司内部治理效率的表现, 因此提高企业的经营业绩成为内部控制的重要目标。在上交所和深交所于2006年分别颁布《上市公司内部控制指引》, 以及2008年财政部等五部委联合颁布的《企业内部控制基本规范》中, 都将“提高公司经营的效率和效果”作为内部控制的目标之一, 即内部控制的经营性目标。经营目标关系到主体经营的有效性和效率, 包括相关的次级经营目标, 其目的在于在推动主体实现其终极目的的过程中提高经营的有效性和效率 (方红星, 2005) 。由此可见, 良好的内部控制环境, 是实现企业经营目标的基础, 能够为提高企业的经营业绩提供“软”支持。内部控制的良好运作, 意味着企业具有较高的内部控制效率。因此, 上市公司内部控制效率的高低, 是影响公司经营业绩的重要因素之一。由于内部控制数据的局限性, 关于内部控制效率对公司经营业绩的影响这一重要主题却鲜有研究。上交所和深交所要求从2007年度起在上市公司年度报告中需要全面披露内部控制的建立健全情况, 这为进行实证研究提供了数据支持。本文拟以2008年披露内部控制信息的上市公司为研究对象, 实证检验内部控制效率对公司经营业绩的影响。
二、研究设计
(一)研究假设 “效率”有两层含义：投入占产出的比例;将既定结果与预期目标进行比较而得出的预期目标实现程度。无论从哪层含义来看， “效率”是一个相对概念，“效率”的评价需要设定一个衡量标准，并通过与该标准进行对比得出。效率的衡量标准具有多元性，既可以在目标完成与 目标任务之间进行比对，也可以通过投入与产出加以衡量(任悦，2009)，显然，采用不同的衡量标准对“效率”进行评价，结果将会存在一定的差异。 根据“效率”的含义，将其引申到内部控制的领域，对“内部控制效率”的含义展开探讨。同样，内部控制效率的也具有两层含义：内部控制的控制成 本占内部控制所带来收益的比例;内部控制制定目标的实现程度。显然，对内部控制效率的衡量，需要设定一个评价标准，它取决于人们的判断。内 部控制效率是一个相对的、抽象的指标，不能通过实物可以观测与衡量。根据信号传递理论，信息披露是重要的信号显示机制。而作为最了解内部 控制效率高低的管理当局，会通过一些信号向外部传递其真实信息。在以企业为纽带的博弈各方中，内部控制自我评价和审计师对内部控制的鉴 证能够释放出企业内部控制有效的信息(杨有红、陈凌云，2009)。因此，笔者认为，上市公司在年度报告中披露的内部控制信息，在一定程度上能够 向外界传递出其内部控制质量的信号，借此可以评价该公司的内部控制状况及其效率。根据 2008 年度上市公司在年度报告中披露的内部控制信 息，选取内部控制信息披露程度、内部控制缺陷、内控监督部门定期提交监督报告和自愿披露内部控制鉴证报告四个变量，作为衡量内部控制效率 的替代变量。内部控制信息披露程度反映了内部控制的总体水平，高质量公司的管理层有动机将公司高品质的信号(如较好的业绩、较好的内控及 风险防范信息)及时传递给投资者(林斌等，2009)，高质量的内部控制信息披露能够显示出该公司具有良好的内部控制系统与较高的内部控制效 率。即内部控制效率越高的上市公司，越倾向于披露详细的内部控制信息，而内部控制效率低的公司不愿意过多地披露内部控制信息。由于上市公 司内部控制效率的高低，是影响经营业绩的重要因素之一。故而提出假设：
H1:经营业绩与内部控制信息披露程度正相关
在国外的实证研究中, 通常以内部控制缺陷来衡量其内部控制效率的指标之一 (Doyle等, 2007;H.Ashbaugh-Skaife, D.W.Collins, W.R.Kinney, R.Lafond, 2009) 。如果企业存在一个或多个重大缺陷, 内部控制应当被认定为无效。内部控制存在缺陷的公司, 内部控制效率往往比较低。因此, 可以预期:
H2:经营业绩与内部控制缺陷负相关
完善的内部控制需要得到有效地执行才能体现出其效率。上市公司的内部控制监督检查部门, 如果定期向董事会或审计委员会提交内控检查监督工作报告, 则可以认为该公司的内部控制制度得到了有效地执行。相对于那些没有定期提交内控监督报告的公司来说, 定期提交内控监督报告的公司, 内部控制效率相对较高。因此, 笔者认为, 内控监督部门是否定期提交监督报告, 是衡量内部控制效率的重要指标。故而, 本文提出假设3:
H3:经营业绩与内控监督部门定期提交监督报告正相关
(二)样本选取与数据来源 本文拟以 2008 年披露内部控制信息的上市公司为研究对象，并按照以下原则剔除样本：由于金融类公司与非金 融类公司差异较大，剔除金融保险类行业公司;剔除距年度报告日上市时间不到一年的公司;剔除样本数据中含有缺失数据的个体。共得到 1401 家上市公司样本，其中上交所 791 家，深交所 610 家。本文所涉及的公司财务数据主要来源于国泰安数据库(CSMAR)，并从巨潮资讯网(WWW. CNINFO.COM.CN)中获取部分补充资料，涉及内部控制信息的数据由笔者手工整理。本文利用 Excel和 SPSS16.0 软件完成计算和回归分析过程。
(三)变量定义和模型建立 根据研究假设设定变量，有关研究变量的经济含义、计算方法和预期符号见(表1)。(1)被解释变量。衡量公司业绩 的指标主要分为两类：市场业绩指标和会计业绩指标。从市场业绩指标来看，在国内外的研究中，多数学者采用Tobin’s Q系数来衡量公司经营业绩， 但是国内一些学者认为 Tobin’s Q 系数难以反映中国上市公司的价值，主要原因是我国股市尚未成熟，Tobin’s Q 与市场价值匹配程度不高，因此采 用Tobin’s Q系数来衡量来我国上市公司业绩并不合理。从会计业绩指标来看，已有的文献主要选用净资产收益率(ROE)和总资产收益率(ROA)来 衡量公司经营业绩。但赵景文等(2005)认为，ROE 最容易成为操纵的对象，而 ROA 和 CEOA 的操纵程度则相对较低。因此，本文参照赵景文等 (2005)的研究，选取ROA作为衡量公司经营业绩的指标，其中：ROA=(净利润+财务费用)/平均总资产。(2)解释变量。第一，内部控制信息披露程 度(ICID)。本文依据上交所和深交所发布的《上市公司内部控制指引》，结合财政部等五部委联合颁布的《企业内部控制基本规范》，以内部控制五要 素为线索，并选取具体的内部控制活动环节或措施，如关联交易控制、对外担保控制、投资管理控制、募集资金控制，会计系统控制、业务控制等 6 个 指标，加上内部环境、风险评估、信息与沟通、内部监督4个指标，总共设置10个指标。通过对上市公司 2008 年度报告中披露的内部控制信息进行 查询，对内部控制信息披露程度进行评分。每披露与某一个指标相关的制度或者行为，则赋予1分，披露完整10个指标则10分，显然，ICID 得分越 高，披露越详细。ICID反映了内部控制效率的总体水平。第二，内部控制缺陷(ICW)。内部控制存在缺陷的公司，其内部控制效率往往比较低。根据 年度报告中披露的内部控制信息，若公司披露内部控制存在缺陷，则ICW=1;否则，ICW=0。ICW从内部控制制度是否完善的角度，反映了内部控制 效率的高低。第三，内控监督部门定期提交监督报告(IOR)。根据上市公司在年度报告中披露的内部控制信息，若公司的内部控制监督部门，定期向 董事会或审计委员会提交内部控制监督报告，则IOR=1;否则，IOR=0。IOR从内部控制制度是否被执行的角度，反映了内部控制效率的高低。(3)控 制变量。根据已有研究文献，本文研究纳入以下控制变量：第一，股权制衡(BALANCE)。陈小悦等(2001)的研究表明，在非保护性行业，第一大股东 的持股比例与业绩正相关;陈信元等(2004)认为，股权制衡的公司能够发挥更好的监督作用，且公司业绩显著高于其他类型的公司。因此有理由认 为经营业绩与股权制衡正相关。第二，控股股东性质(FS)。徐晓东等(2003)指出，政府控股降低了公司业绩;曾庆生和陈信元(2006)研究发现，国家控 制的上市公司雇佣了更多的员工，劳动力成本更高。若公司的第一大股东为国有股东，则FS=1;否则，FS=0。本文预期经营业绩与控股股东性质负相 关。第三，高管薪酬(TOPPAY)。Jossccow等(1993)证明了经理人报酬和企业业绩之间存在正相关关系;薛求知等(2007)的研究表明，上市公司业绩 与经理人年度薪酬有显著正相关关系。可以预期，经营业绩与高管薪酬正相关。第四，成长机会(GROWTH)。Hyland(1999)指出，当公司业绩较差 时，为了获得新的利润增长点，更有动机实行多元化的发展战略。因此当公司的经营业绩较差时，会扩大投资规模，寻找新的利润增长点。本文选取总资产增长率来衡量成长机会，并预期经营业绩与成长机会正相关。第 五，公司负债水平(LEV)。LEV 表示公司的资产负债率，现有研究结果 均表明公司负债水平在一定程度上影响经营业绩。本文预期，公司经营 业绩与公司负债水平负相关。第六，资产规模(SIZE)。SIZE表述期末总 资产的自然对数，侯晓红(2008)的研究结果表明，经营业绩与资产规模 正相关。(4)模型建立。为了检验前述假设，采用多元回归进行验证，本 文建立如下回归模型：
三、实证结果分析
（一）描述性统计
样本描述性统计结果如(表 2)，其中内部控制信息披露程度(ICID)最小值为 0，最大值为 10，平均值为 6.945，这说明 内部控制信息披露程度不高，内部控制效率普遍较低;披露内部控制存 在缺陷(ICW)的公司为303家，占全样本的 21.63%，说明并不是个别公司存在内部控制缺陷, 这是一个普遍现象;定期向董事会或审计委员会提交内控监督报告的公司为625家, 占全样本的44.64%, 说明还有很大一部分公司的内控监督部门, 并没有定期向董事会或审计委员会提交内控监督报告, 没有有效地行使监督职能。从总体上来说, 上市公司内部控制制度还不健全, 内部控制系统的有效性普遍较低, 内部监督存在“缺位”现象。 (表3) 比较了ROA为正样本与ROA为负样本在解释变量和控制变量方面的差异, 反映了各变量之间的平均数、中位数及其是否具有显著的差异。单变量检测结果显示:两类公司除控制变量BALANCE和FS之外, 其余变量均表现出显著差异。 (表3) 初步表明内部控制信息披露程度越高, 经营业绩越好;内部控制存在缺陷的公司, 经营业绩比较差。当然, 严格的结论有待于下文统计检验的结果来证明。
“**”. Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).“*”. Correlation is significant at the 0.05 level(2-tailed).
注：“***”代表 1%水平上显著，“**”代表 5%水平上显著，“*”代表 10%水 平上显著(双尾检验);D-W 为杜宾 - 沃尔森检验
（二）相关性分析
(表4)说明各变量之间的相关系数。相关系数表明，在解释变量中，内部控制信息披露程度(ICID)在 1%的水平上与经 营业绩(ROA)显著正相关;在控制变量中，高管薪酬(TOPPAY)、成长机 会(GROWTH)、公司负债水平(LEV)、资产规模(SIZE)与经营业绩在 1%水平上显著相关。另外，表中自变量之间的相关系数最高为0.414，未 超过0.5，因此不会存在明显的多重共线性问题，不需要特别关注。
观测值1401 注：“***”代表 1%水平上显著，“**”代表 5%水平上显著，“*”代表 10%水 平上显著(双尾检验); D-W 为杜宾 - 沃尔森检验
（三）回归分析
(表 5)是多元回归分析结果。可以看出，ICID 的系数为正，与假设 1 一致;ICW 的系数为负，与假设 2 一致;IOR 的系数为负，与假设3 不一致。回归结果表明：在我国，上市公司内部控制效率的高低是影响经营业绩的重要因素。即经营业绩(ROA)与内部控制信息披 露程度(ICID)在 1%水平上显著正相关，假设 1 得到验证;经营业绩(ROA)与内部控制缺陷在 5%水平上显著负相关，假设 2 得到验证;经营业绩 (ROA)与内控部门部门定期提交监督报告之间，不具有统计显著性，假设 3 没有得到验证，原因可能是内控监督部门是否定期向董事会或审计委 员会提交监督报告，并没有引起上市公司的重视，或者更多的是流于形式，而把内控部门定期提交监督报告(IOR)作为内部控制效率的替代变量， 可能会导致回归结果出现一定的偏差。就控制变量而言，高管薪酬(TOPPAY)、成长机会(GROWTH)、资产规模(SIZE)与经营业绩之间，分别在 1% 水平上显著正相关;公司负债水平(LEV)与经营业绩之间，在 1%水平上显著负相关;而股权制衡(BALANCE)、控股股东性质(FS)与经营业绩之间 不存在显著相关性，即这两个变量在回归中并未对公司经营业绩产生显著影响。
（四）稳健性检验
Chenand Yuan(2004)研究发现，中国上市公司存在以非核心业务操纵利润的行为。为了消除盈余管理的影响，使研究结果更加严谨，将进一步选择总资产营业利润率(CROA)来衡量经营业绩，重新对模型进行多元回归分析，以检验前文分析结论的稳健性。回归结果基本保持 不变，与基本结论保持一致，即上市公司内部控制效率的高度是影响经营业绩的重要因素。同时，IOR的系数为正，与假设3相一致，但IOR与经营业 绩之间仍不具有统计显著性。另外，模型的解释度得到了显著提高，间接证明了我国上市公司目前仍存在着以非核心业务操纵利润的行为(见表6)。
四、结论与建议
证券效率 篇7
一、文献回顾与研究假设
(一) 文献回顾
伯利与米恩斯 (1932) 的两权分离命题已成为现代公司制的典型特征。因两权分离而产生的所有者和经营者信息不对称是现代公司的最大顽疾。所有者和经营者的利益存在固有冲突, 所有者的目标是股东收益最大化, 而经营者的目标则是追求本身效用的最大化。我国国有企业股权主要为国家所控制, 经营者是企业经营管理的中心环节, 是提高企业效益的必然手段。“全民所有即为全民不有”的特点难以对董事会进行有效监控, 与经理层交叉任职的董事会也难以成为尽职的国有资产代表, 董事会财务监督机制有所弱化。而国有企业的监事会制度则强化了财务监督, 是所有权对经营权有效制衡的制度安排。监事会以财务监督为核心, 督促财务活动符合国家有关政策、法规和企业经营规章制度的规定, 揭露财务活动中的弊端和违法行为, 威慑和制约不法行为, 保证财务活动的正常运行, 促进企业资源的合理配置和有效利用, 实现国有资产保值增值的目标, 使所有者的合法权益得到有效的监督、控制和保障。
(二) 研究假设
然而大部分学者都认为我国国有企业监事会治理效果有限 (刘征宇, 2002;李明辉, 2006;杜焱, 2006;余中福、乐颍艺、陈晓宇, 2007) , 具体原因由于监事会的独立性不足、专业性不强、权利得不到保障, 缺乏必要的法律和制度约束;思想认识不到位;权力责任不到位;组织机构不到位;运作方式不到位;人员素质不到位;以及中国传统文化的影响等。但不可否认的是, 监事会在保护国有资产方面还是取得了一定的成绩。经验研究方面, 大部分研究主要针对上市公司, 大部分学者都认为我国上市公司的监事会治理效果有限。Tam (1999) 调查了中国的公司治理情况, 但是仅仅局限于董事会, 并没有将监事会纳入其研究范围, 原因在于, 他认为监事会其实是一个有名无实的机构, 监事会没有起到相应的治理作用。Tian (2001) 认为, 根据对监事会的调查和统计, 中国的公司治理实质上是一个单一的格鲁撒克逊式的董事会结构而不是一个双层董事会结构, 在该结构下的监事会没有起到相应的作用。李爽、吴溪 (2003) 从产权结构特征、盈余管理迹象、外部审计特征及政策因素共四个方面来考察影响监事会态度的因素, 结果发现, 经验证据并未支持监事会在公司治理、尤其是在对外部审计的支持方面发挥了预期作用。然而, 也有文献认为中国上市公司的监事会治理能够发挥一定的作用。Dahya、Xiao (2003) 通过询问投资者对监事会有效性看法的方式, 研究了监事会的有用性, 证明监事会在公司治理方面起到了一定的作用。而薛祖云、黄彤 (2004) 研究发现, 监事会制度在监督公司财务方面发挥了一定作用, 监事会会议频率, 监事的数量和比例, 监事会规模等与公司会计信息质量呈显著相关。李维安、王世权 (2005) 通过设计中国上市公司监事会治理绩效的评价指标系统, 对上市公司监事会治理水平进行了实证研究发现, 监事会治理绩效、监事能力保证与监事会有效性与财务预警系统均呈现显著正相关, 说明监事会的有效监督有利于财务安全性的提高和改善。
二、研究设计
(一) 基本假设
如果说监事会是基于财务监督的制度安排而产生的内部监督机制, 那么注册会计师审计则是外部监督机制的有效组成。国有企业监事会是接受所有者国家的委托, 以财务监督为核心, 对管理层经营活动和所提供的财务报表进行监督, 确保所有者权益不受侵犯, 而注册会计师也是接受股东委托, 对经营者审计客户所提供的财务报表进行审计, 以合理保证管理层所提供财务报表的客观公允性。监事会监督是内部控制机制的组成部分, 主要对企业财务的事中控制, 而注册会计师审计则是外部监督机制, 是对企业财务活动的事后鉴证。二者主要监督目标是一致的, 差别在于时间的先后顺序不同, 从某种意义上可认为注册会计师审计也是对监事会监督效果的检验。外部审计收费是按照审计风险和审计成本确定的, 显然监事会效率的高低与审计风险、审计成本直接相关, 监事会效率越高, 审计费用则越低。虽然我国《公司法》对股份有限公司监事会规模有最低人数限制监事会不少于3人, 但现实中监事会规模却因公司而异。监事会拥有具备公司或财务经验的监事, 在阻止盈余管理、监督财务会计过程方面更加有效。审计风险相对较小, 收取的费用也会越低。H1:监事会规模与审计费用负相关。薛祖云、黄彤 (2004) 认为, 我国会计信息质量存在问题或财务状况恶化的上市公司, 其监事会往往被动召开多次会议调查情况、商量对策。因此, 较多的监事会议频率可能是公司会计信息质量较差地反映。H2:监事会会议次数与审计费用正相关。内部所有权作为一种重要的治理机制, 其有效性已得到学者们的普遍认同, 拥有本公司权益会在很大程度上激励监事去关注公司的价值。Mc Connell和Servaes (1990) 发现, 高管人员持股比例与公司价值正相关, 可以预期监事持股有利于激励其监督积极性, 进而改善会计信息质量。监事会持股数量越多, 对公司的价值就会越关注, 对公司财务监督更能有效率企业所提供财务信息也更加可信, 审计成本将会降低。H3:监事会持股数量与审计费用负相关。国有企业监事有两种, 一类是既不在公司领取薪酬, 又不在公司领取津贴的监事。不在公司领取任何回报, 决定了其缺少履行监督职责的积极性, 他们手中的权利便成为廉价投票权。一类是在公司领取薪酬的监事人员, 因其直接的经济利益关系, 使得他们可能会对企业实际经营状况更为关注, 监事会可以更好地发挥其制衡作用, 使企业内部控制机制更可靠, 审计所需实质性测试程序较少, 因而审计费用可能更低。H4:领取薪酬监事人数与审计费用负相关。新的监事会主席上任后, 希望与前任监事会主席有更多的表现, 会对公司有较强的约束, 在新的监事会主席领导下的监事会效率会更高, 能使企业财务信息更真实可靠。H5:监事会主席变更与审计费用负相关。
(二) 研究模型与变量设计
AF=b0+b1TA+b2PRO+b3LD+b4CH+b5AUDITOR+b6OP+b7MEET+b8JA+b9JSA+b10JS+b11CHANGE, 本研究以审计费用AF为因变量, 后4个变量是根据假设设计的自变量。为了模型的稳定性和准确性, 根据以前研究文献, 纳入了以下影响审计费用高低的因素作为控制变量。一是公司规模 (TA) 。一般而言, 客户的规模越大, 相应的业务量就较大, 建立的内部控制系统也比较复杂, 注册会计师进行控制测试和实质性测试所花费的时间和精力也会较多, 收取的费用相对也比较高 (伍利娜, 2003;张继勋、徐奕, 2005) 。因此可以预期公司规模与审计费用正相关。二是净利润。净利润 (PRO) 是评价上市公司盈利能力和上市公司风险因素的重要财务指标。当企业亏损严重, 尤其是缺乏持续经营能力, 企业内控已经失效, 注册会计师为了降低审计风险, 要加大审计抽样的样本和扩大实质性测试范围, 导致审计服务的价格相对较高。故Roe越低, 审计程序就越复杂, 从而出现审计失败的概率增大, 诉讼风险越大, 审计收费提高, 因此可以假定审计费用与净利润成反比。三是应收账款。张继勋、陈颖和吴璇 (2005) 发现应收账款占总资产的比率显著影响审计收费。四是存货。Simunic (1980) 认为应收账款和存货对审计收费有显著影响。存货与应收账款被认为是最易营私舞弊的地方, 刘斌等根据已有研究发现, 存货审计费用正相关。五是事务所规模。审计费用会随审计事务所品牌的不同而发生变化。从注册会计师方面来看, 高质量的审计需要较强的敬业精神、过硬的专业素质和良好的职业声誉, 其品牌往往是较高审计质量的象征, 因此审计收费相应也较高。上市公司作为资本市场的参与者, 与其他任何市场参与者一样, 都希望将自己的产品卖个好价格, 为此, 他们需要有好的形象和声誉以获取市场的信任。聘请“四大”这样的高品牌事务所, 上市公司能借助其品牌提升公司的形象, 同时也可向市场传递这种信息:本公司财报表经过高质量注册会计师的审计, 因此是可靠的。规模越大、发展前景越好的公司, 聘请“四大”以提升公司形象的动因就越强, 为此他们愿意支付更高的审计费。所以可以假设在中国上市公司审计市场由国际“四大”会计师事务所审计与年度财务审计费用正相关。六是审计意见相对于标准无保留审计意见, 非标准审计意见往往意味着企业的风险更大, 同时对投资者可能传递负面信号 (媒体的渲染往往使负面信号变本加厉) (Whitt red, 1980) , 上市公司管理当局会力图避免被出具非标准意见, 因此会加强与注册会计师的谈判, 在最终的非标准意见出具之前, 注册会计师与客户的各种意见分歧的协调与相互意见的沟通可能是一个长时间的过程。这样, 非标准意见的出具往往会导致审计时间的增加。Whitt red (1980) 的研究提供了这方面的证据, 发现该种情形在澳大利亚, 保留意见比无保留意见公布的时间普遍较晚、同样的现象, 在美国也得到验证 (Flliott, 1982) 。因此可以预期审计费用与非标准审计意见 (OP) 正相关。具体定义与设计见表1。
(三) 样本数据
本文选择的样本为2001~2006年期间的国有上市公司, 如表2所示。基础数据共5096公司一年, 全部数据来源于CCER。剔除开会次数与监事会主席数据缺失样本后, 剩下4896公司-年。具体样本分布如表2所示。可以看出, 随着股权分置改革的进行, 国有企业的数量有所减少。
三、实证结果与研究结论
(一) 描述统计与系数分析
样本描述性统计结果见表3, 由表3可以看出, 国有企业审计费用是存在较大差异的;监事会勤勉程度和监事会规模也有所不同, 有的国有上市公司监事会一年一次会议没有开, 有的则召开了14次会;甚至有些国有企业没有按照公司法规定设置监事会。表4则是变量之间系数相关性分析, 可以看出, 除了审计费用与总资产相关系数接近0.6以外, 其他变量虽然显著, 但是相关系数并不大, 所以大部分变量之间均不存在严重的多重共线性, 而审计费用与总资产是自变量与因变量的关系, 不会同时存在于等式的同一边, 不存在共线性问题。
***0.01在水平上显著, **在0.05的水平上显著, *在0.10显著
***0.01在水平上显著, **在0.05的水平上显著, *在0.10显著
(二) 多元回归分析与研究结论
回归结果见表5。审计费用 (AF) 与监事会持股数量 (JSA) 显著负相关, 证实了假设3, 与监事会领取薪酬人数显著正相关, 与假设4相反。而监事会规模 (JA) 监事会开会次数 (MEET) 以及监事会主席 (CHANGE) 是否变更与审计费用与假设1, 2, 5相符, 但是不显著。而其他控制变量则与以前研究一致。证明本研究结果是可靠的。
研究结果表明, 在我国国有企业中, 外部审计在确认其审计风险与成本时, 并不过多考虑监事会的工作特征因素, 关注较多的则是监事成员本身的角色定位。注册会计师认为当监事成员作为股东时, 监事会能有效发挥其监督制衡作用;作为管理者, 其制衡作用并没有得到认同和发挥。原因在于, 在我国国有企业大股东所有者缺位是不争的事实, 拥有小股份的管理者成为实际的公司控制人, 既不存在信息不对称的天然劣势, 也有着降低代理成本、提高公司治理效率的显性要求, 监事会拥有股份越多, 监事会越能发挥其监督作用, 内部控制效率自然就越高。而作为国有资本受托方的管理者, 获得高的薪资报酬则是其最优选择, 但高的薪资与企业经营效率直接相关。因此, 监事会领取薪酬的人越多, 监事会发挥制衡作用就越小, 内部控制效率就会越低, 粉饰报表的可能性就越高, 审计风险程度就会越高, 审计费用便相应越高。监事会制度对于提高国有企业公司治理效率, 完善国有企业内部控制机制, 降低监督成本本身是有一定效果的。在我国经济转轨和公司治理复杂性日益增强的情况下, 监事会作为法定的公司监督机构发挥仍然具有其不可替代的监督作用。监事会在监督过程中, 即使出现了一些不和谐的声音, 也并不是监事会制度本身的问题, 而是在治理过程中出了问题, 有必要进一步完善监事会在国有企业内部控制中的作用和地位。
参考文献
[1]Simunic, D.A..The Pricing of Audit Services:Theory andEv-idence.Journal of Accounting Research, 1980.
[2]Whittred.G.P.Audit Qualification and the Timeliness of Cor-porate Annual Reports, The Accounting Review, 1980.
[3]余中福、乐颍艺、陈晓宇:《上市公司治理结构问题及其规范研究》, 《财会通讯》 (学术版) 2007年第1期。
[4]韩瑾、柯大钢:《新视角看独立董事制度及与监事会制度的融合》, 《经济研究导刊》2007年第2期。
[5]薛祖云、黄彤:《董事会、监事会制度特征与会计信息质量———来自中国资本市场的经验分析》, 《财经理论与实践》2004年第4期。
[6]李维安、王世权:《中国上市公司董事会治理评价实证研究》, 《南开管理评论》2005年第6期。
[7]刘斌、叶建中、廖莹毅:《中国上市公司审计收费影响因素的实证研究———沪深市2001年报的经验证据》, 《审计研究》2003年第1期。
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