外部数据（精选九篇）
外部数据 篇1
关键词：串行通讯,校验,故障
1 概述
某测控系统与外部设备之间有通过串行数据总线进行控制和数据交互。外部设备输出工作方式、工作指令和参数等, 测控设备进行接收后进行解析执行。二者的通讯为定周期发送固定的长度的数据帧。传输时, 每阵数据有帧计数和校验和, 当接收方发现校验和不正确时, 进行故障上报提示通讯故障, 而且当前数据帧不予执行。校验和生成的方法是本帧数据进行相加后求补码。外部设备在与测控设备对接联试时经常出现指令不能响应, 参数设置不更新的情况, 疑似校验和发送或是接收处理不正确。为此, 本文首先对外部设备的输出数据帧进行了校验和验证, 之后分析了测控系统的校验和处理机制, 最终找出了是测控系统数据校验和处理方式的引起的, 并解决了此故障。
2 外部设备校验和处理验证
为剥离故障原因, 首先对外部数据发送的数据进行校验, 在VC++环境下进行处理, 采用线程方式进行完整帧的数据接收, 当接收到数据后立即进行校验, 代码如下:
BYTE temp=0;
for (int i=0;i<DATANUM;i++) //DATANUM是数据长度
{temp+=Receive Data[i];
}if (temp!=0)
{m_Receive Info.Data In Valide Counter++;}//校验和无效次数加1
进行校验, 发现除上电因为数据帧不完整导致的校验和有一次外, 在长达2小时内均没有校验和错误, 这说明外部设备的数据帧校验和没有问题, 故障一定出现在测控系统上。
3 测控系统校验和处理机制分析
测控系统处理校验和机制如下:
a) 由某通讯协议芯片进行数据接收8字节立即申请中断;
b) 在中断程序内, 进行数据读取;
c) 当完成完整帧数据接收后立即置位, 表明数据可以进行校验和处理;
d) 由定时中断程序进行整帧数据校验和处理。
其中定时中断程序的周期是接收中断周期的2倍, 也即不是每帧都进行校验和处理。经初步分析可知, 进行校验和处理的定时中断程序不是在接收到完整帧立即校验和处理的, 如果接收中断和定时中断按照如图1时序, 在T0时刻是接收中断结束, 定时中断刚好进入 (定时中断是接收中断周期2倍) , 那么前一帧数据已经完全被更新, 定时中断中所处理的数据应该是本帧数据, 校验和处理不应出现问题。
但实际中, 定时器计时和数据传输周期不可能没有误差, 如果出现接收中断正在进行, 而定时中断启动的情况如图2所示, 此时接收中断程序, 正在读取和更新数据, 而定时中断则对缓冲区数据进行完整帧的数据校验和处理。显然, 定时中断处理的数据可能是“脏数据”, 因为它含有旧数据和更新的数据, 那么校验和不会正确。
分析表明, 原校验和的处理只能在接收中断和定时中断时序严苛的情况正确, 如果不能满足时序, 那么必然出现参数接收不正确无法执行的情况。
4 故障解决方法
针对问题所在, 有三种方法可以解决此问题:
a) 时序校准。让接收中断和定时中断保证严苛的时序关系。仍在定时中断中进行数据校验, 但接收中断结束后, 将定时器置到即将溢出的值, 当接收中断结束后, 定时器计数值溢出进入中断进行校验和处理。此方法的好处是更改少, 可以满足校验和处理时数据是最新一帧, 但改动太大;
b) 设置活动、非活动缓冲区。在接收中断中, 不再是单一缓冲, 采用A、B两个缓冲区的方式进行数据更新。如果当前缓冲区为A则下一次接收中断则将数据更新到B缓冲区, 如此交替;同时每次更新后将缓冲区的指针赋值, 让定时中断读取非活动的缓冲区, 也可以对数据完整帧进行校验, 但是数据不是最新帧, 这对实时性要求不高的系统适用;
c) 在接收中断中处理校验和。在协议芯片接收到完整帧后立即判断是否为正确校验和, 定时中断中仅做参数的读取和处理。
显而易见, 方法A可以保证更新的数据是最新的, B不适合实时系统, C是最简单的解决办法, 但要对接收中断函数中几次进入则进行校验和处理设计好。因为时间紧, 不希望改动过大, 最终选用了方法C。通过更改程序和长时间校验, 校验和处理均没有出现问题, 参数和工作指令可以争取执行。
5 结束语
对某测控系统与外部设备通讯时出现的因为校验和处理不正确, 而导致参数和工作指令不能正确执行进行了分析, 并进行了故障剥离, 将问题定位在测控系统的校验和处理机制上, 经分析找到原因, 并提出了几种解决方法, 经验证, 更改后的测控系统可以稳定可靠的进行外部数据通信。
参考文献
[1]谭浩强.C语言程序设计[M].清华大学出版社, 1999.
外部数据 篇2
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外部数据 篇3
一、文献综述
美国经济学家Modigliani和Miller (1958) 突破了古典企业资本结构理论, 经过严格的数学推导, 提出和论证了MM理论:在完全金融市场条件下, 没有金融摩擦因素, 金融结构与实体经济无关, MM理论成立。显而易见, 无摩擦的金融市场与金融市场不完善的现实相背离。大部分的学者认为因金融市场缺陷而产生的金融摩擦会放大金融冲击, 产生外部融资与内部融资无法完美替代, 特别是经济衰退时期的外部融资溢价, 会造成所谓的“金融加速器”效应。
已有的证据表明融资约束对于公司层面就业波动 (Sharpe (1994) ) , 存货波动 (Kashyap, Lamont and Stein (1994) ) , 价格战略 (Chevalier and Scharfstein (1996) ) , 投资 (Oliner and Rudebusch (1996) ) , 销售和短期融资 (Bernanke, Gertler and Gilchrist (1996) ;Gertler and Gilchrist (1994) ) 存在影响, 如Williamson (1987) 和Bernanke and Gertler (1989) 就将重要借款人的净值和“外部融资溢价”之间的机制联系起来。因此, 在金融摩擦条件下, 借款人净值是顺周期的, 外部融资成本溢价也是顺周期, 每单位贷款的代理成本也呈现顺周期。
对于东亚金融危机的反思, 将由于宏观经济波动产生外部融资溢价与公司价值波动之间因果关系的研究而推向高潮, 特别是对于发展中国家, 金融市场存在摩擦广泛存在, 不少学者将目光投入到金融摩擦市场下脆弱的微观经济基础, 即金融危机的根源在于公司部门低业绩和高外部融资依赖。Corsetti、Pesenti and Roubini (1998) 认为道德风险是导致过度投资和过度外部借款的普遍原因, Claessens、Djankov and Lang (1998) 在分析了9个国家5550个公司样本的基础上, 发现在1994-1996年, 高投资和低盈利能力使得企业的高增长主要靠外部资金支持, 而自身盈利能力有限。
在高资产负债率和高外部融资依赖的情况下, 整体的微观基础是相对脆弱的。危机时期, 在金融加速器作用下, 货币贬值使得公司净值缩水, 外部融资溢价加重了公司在衰退时期的业绩下滑。Nigel Driffield、Sarmistha Pal (2001) 以1989-1997年间印尼、韩国、马来西亚和泰国四国的上市公司, 深入分析上市公司的融资模式, 发现了内部融资和外部融资与公司投资之间的关系, 认为自由现金流理论下的代理成本问题在韩国和马来西亚都存在, 马来西亚和印尼的负债融资也有相似的作用。Mendoza & Terrones (2008) 对信贷周期及经济周期对公司部门的研究, 对比分析了工业化国家和发展中国家企业样本, 认为资产负债率随着信贷膨胀增长, 在衰退期减少, 而且发展中国家的波动更大;从公司价值的角度来看, 信贷膨胀期拥有更多利润和价值, 信贷紧缩期, 价值及利润都缩减, 而且在发展中国家波动更为明显;对于外部融资依赖, 发展中国家在信贷膨胀期达到50%之多, 而在紧缩时期为-75%, 相对于发展中国家, 发达国家的外部融资依赖则明显平稳。
国外理论与实证检验都证明了在金融摩擦的条件下, 外部融资依赖加大了经济周期的波动, 我国学者孙广生 (2006) 以1986-2003年各行业为样本, 研究经济波动与行业波动之间的相关性、特征及推动因素, 提出了行业波动幅度大于宏观GDP波动的结论。吴建环、王韬 (2004) 对金融加速器理论的核心内容, 以及产生和发展进行了介绍。宋泓明、闫小娜和王云海 (2003) 从金融加速器的概念、理论的运用等几个方面, 综述了国外对于金融加速器的相关研究。赵振全、于震和刘淼 (2007) 运用门限向量自回归模型, 在宏观层面上对中国信贷市场与宏观经济波动的非线性关联展开实证研究, 认为中国存在显著的金融加速器效应。从这些研究看来, 我国对于宏观经济波动理论大部分停留在传统的经济波动模型, 没有考虑金融摩擦在经济波动中的重要因素, 只是近几年才综合考虑了金融结构和实体经济的相互作用, 并引入了金融加速器理论。但是, 国内对于金融加速器等研究, 大部分还停留在对于外国研究的介绍与借鉴上, 对于我国实际情况的实证检验相对缺乏;同时, 赵振全等的实证研究仅仅从宏观层面证明了金融加速器的存在, 中微观层面缺乏有力证据。基于此, 本文将以工业行业为样本, 寻求金融加速器在我国中微观层面的证据, 以及影响企业外部融资成本的净值效应和控制人的作用。
二、金融市场摩擦下的行业波动理论框架
在存在价格黏性、投资滞后、公司差异和金融市场缺陷等问题的前提下, 企业融资方式, 特别是内部资金和外部融资, 存在重大差异。融资方式存在差异的原因有两方面:一是外源融资成本通常高于内源融资成本, 而企业无担保外源融资的成本更大;二是外源融资升水是融资杠杆的增函数。外源融资溢价的产生主要基于以下三方面的原因:第一, 企业在进行外源融资的过程中, 存在搜寻成本、签订契约成本和交易成本等。因此, 外源融资成本较内源融资更高;第二, 由于道德风险和逆向选择, 外部人对企业的监督成本也成为了外源融资成本的一部分, 包括审计成本或验证成本;第三, 由于借贷双方的委托代理问题产生代理成本, 是外部融资溢价的直接原因, 也是贷款合同资金价格的一个决定因素, 主要体现在要求企业在贷款项目中保证一定比例自有资金, 以减少道德风险和逆向选择。在金融摩擦条件下, 外部融资溢价决定了外部资金和内部资金不能完美替代。所以, 当宏观经济出现负向冲击会降低企业收益, 增加成本, 减少净资产价值, 提高财务杠杆, 从而恶化企业资产负债表和融资条件, 导致外源融资的可获得性降低或融资升水的提高。如果企业外源融资依赖性强, 冲击将被这种传导机制放大数倍。当金融摩擦严重时, 金融周期波动对企业业绩的冲击尤为明显。因此, 本文提出基础假设:
假设H1:宏观经济与行业景气程度正相关;
假设H2:较高的外部融资依赖度将加强宏观经济对于行业的影响。
通过上述分析可以得出, 经历了衰退期的企业由于其盈利能力减弱, 往往融资乏力的结论。在没有金融摩擦的条件下并不会有影响, 因为只要有净现值为正的项目, 借款人就可以发放贷款了。在摩擦条件下, 信贷配给不可避免, 必然影响了企业当期的投资和企业的行为。也就是说, 由于面临融资约束, 企业不得不在经济衰退时期, 放弃NPV为正的投资项目。在关注金融加速器的同时, 关注金融加速器的内在实现机制。所以, 对于外部资金的依赖程度不同的两个企业, 如果一个企业相对于另一个企业, 其内部资金能较高程度的满足自己的投资需要。假设当出现衰退, 内部资金减少。如果想保持投资不变, 两个公司都需要增加外部融资。由于存在金融摩擦, 公司不可能无成本的补充内部资金不足, 将不得不通过借款和减少投资调和冲击。两种方式的选择对于不同公司, 选择存在差异。外部融资依赖较严重的企业由于其内部资金不足可能面临融资约束, 产出大幅减少。所以, 投资在外部融资依赖和产出下降之间作为了中介, 即衰退时期, 外部融资溢价导致投资减少, 投资减少造成产出大幅下降。鉴于此, 本文提出:
假设H3:较高的外部融资依赖, 影响了行业投资水平, 进而加强了宏观经济波动对行业波动的影响。
在外部融资关系中金融摩擦起到很重要的作用, 变化可能和外部环境有关, 而且和企业本身的特性有关。本文着重关心两个方面:一是企业的净值规模, 即可用于抵押的资产价值, 对于减少金融摩擦的影响, 即抵押型信贷配给是否存在;二是由于我国转型经济的特殊型, 企业的控制人性质不同, 其外部融资成本的优势差异巨大, 这也将影响企业在衰退时期的反应, 即信贷市场中的金融扭曲是否存在。作为第一个问题, 对于公司特征与外部融资者具有相似的道理, 与信息和外部环境相同, 拥有较多资产本身对于借款人来说就是得到了更多保护, 减弱了环境的金融摩擦。由于有形资产的不足, 缺乏可抵押的资产, 外部环境的金融摩擦完全暴露。
非完美市场对于投资的影响如图1所示。金融市场在古典模型中是完美的, 公司在给定市场下能获得的投资资金是由利率r决定的, 假定利率为r*, 那么和需求曲线的交点K*为最优资本量。但是, 如果信贷市场是不完美的, 那么供给曲线将由公司的初始净值W0决定。也就是说, 当信贷市场不完美时, 实际的资本量为K0, 将低于完美市场的最优资本量K*;同时, 在不完美的信贷市场中, 当企业拥有更高的初始净值时 (从W0提高到W1) , 企业将获得较高的资本量K1。调整后的模型具有更广的适用性:当公司在不完美的资本市场经营, 它们调整融资结构是有障碍的, 也同时阻碍了它们对于新项目的投资。
假设H4:对于大中型企业而言, 由于其自身净值的优势, 外部融资依赖的金融加速器效应不明显。
作为信贷市场中的金融扭曲问题, 大多数经济学者认为一旦金融抑制与行政性资本配置结合, 绝大多数发展中国家的实践表明, 由此将产生对资本配置效率有害的金融扭曲力量。当利率被人为压低时, 信贷市场中被刺激起超额的借款需求, 导致资本需求大于供给, 从而信贷配给自然产生。但是, 当政府干预资本配置时, 信贷配给不再能够仅以市场自身的规则进行。在这种情况下, 能够获得信贷资源的大多是享有特权的国有企业, 或者是与官方金融机构有特殊关系的企业, 其他借款人只能转而寻求正规金融体系之外的非组织市场和高利贷者进行融资。资本配置的风险和效率准则及其实施程序, 不再具有市场条件下的约束力, 这就是来自于市场因素之外的金融扭曲力量, 两者的共同作用会使得信贷市场的缺陷程度更为严重。由于我国转型经济的特殊性, 必须考虑到我国企业的特殊问题, 即企业控制人性质问题, 国有企业和国有控股企业与非国有企业之间的区别。正如Cull & Xu (2005) 利用我国上市公司研究发现, 对于有“政治关系”的企业, 存在差别贷款行为, 与政府有密切关系的企业更可能获得国有银行贷款, 导致资产负债率越高, 这说明我国政府对于国有企业及国有控股企业的隐形干预仍然广泛存在。在宏观经济衰退时期, 政府为了保证就业等多种目的, 会对国有企业和国有控股企业进行帮助, 即政府的“援助之手”。所以, 外部融资依赖越高的国有企业, 往往表明其拥有更多政府的帮助, 这类企业会因为经济的衰退而获得更多的外部融资;对于非国有企业来说, 可能面临的是更为严峻的融资环境——信贷配给。所以, 非国有企业的金融加速器效应更为明显。
假设5:对于国有企业而言, 较高的外部融资依赖表明其融资优势, 会减弱宏观经济波动对于企业的影响;
假设6:对于非国有企业而言, 较高的外部融资依赖加强宏观经济波动对于企业的影响。
三、 实证研究
(一) 样本选择
我国在1997年以前, 由于工业的统计范围按隶属关系划分为乡及乡以上独立核算工业企业和非独立核算生产单位, 村办工业, 城镇合作工业, 农村合作工业, 城镇个体工业, 农村个体工业六大部分。即1998年及以后年份, 工业统计调查范围按隶属关系划分改变为按企业规模划分, 分为全部国有及年成品销售收入在500万以上非国有工业企业和年产品销售收入在500万以下的非国有工业企业两个部分。所以, 为了保持研究样本数据的前后连贯性, 本文选择了《中国统计年鉴》中37个工业行业1998-2008年11年的时间跨度, 包括:煤炭开采和洗选业, 石油和天然气开采业, 黑色金属矿采选业, 有色金属矿采选业, 非金属矿采选业, 其他采矿业, 农副食品加工业, 食品制造业, 饮料制造业, 烟草制品业, 纺织业, 纺织服装、鞋、帽制造业, 皮革、毛皮、羽毛 (绒) 及其制品业, 木材加工及木竹藤棕草, 家具制造业, 造纸及纸制品业, 印刷业和记录媒介的复制, 文教体育用品制造业, 石油加工、炼焦及核燃料加工业, 化学原料及化学制品制造业, 医药制造业, 化学纤维制造业, 橡胶制品业, 塑料制品业, 非金属矿物制品业, 黑色金属冶炼及压延加工业, 有色金属冶炼及压延加工业, 金属制品业, 通用设备制造业, 专用设备制造业, 交通运输设备制造业, 电气机械及器材制造业, 通信设备、计算机及其他电子设备制造业, 仪器仪表文化办公用机械制造业, 工艺品及其他制造业, 废弃资源和废旧材料回收加工业, 电力、热力的生产和供应业, 燃气生产和供应业和水的生产和供应业。
(二) 研究变量及其界定
由于本文所选择的行业数量为37个, 为了保证各变量估计的大样本要求, 本文选择的变量相对较少, 主要关注关键变量之间的关系。
解释变量:上一期资产负债率 (LEVi, t-1) , GDP波动, 上一期资产负债率×GDP波动
被解释变量:总资产贡献率波动 (ROAi, t-ROAi, t-1/ROAi, t-1)
中介变量:投资
(三) 模型和研究方法
本文检验“外部融资依赖——投资——行业波动”这三者之间的关系, 即上一期的资产负债率影响到了本期的投资, 进而影响到该行业的本期总资产贡献率的变化。
1.检验资产负债率对于行业收益率的影响:
ROAi, t=η+αLEVi, t-1+βGDPt+δLEVi, t-1×GDPt+εi, t
2.在以上模型分析的基础上, 进一步检验资产负债率对于行业投资以及新增固定资产的影响。
INVi, t=ω+λLEVi, t-1+κGDPt+μLEVi, t-1×GDPt+εi, t
3.通过中介变量和自变量对于因变量的回归来判断中介效应的存在。
ROAi, t=θ+ρLEVi, t-1+σGDPt+υINVi, t+υLEVi, t-1×GDPi, t-1+εi, t
本文既关心不同时期宏观经济波动对于行业的影响, 又关心不同行业在其不同的资产负债率状况下, 宏观经济波动对于其影响的程度。所以, 整个研究既包括横截面又包括时间序列数据, 而且所选择的行业和时间观测数据个数相同。本文采用平衡面板数据进行回归分析, 一方面可以克服变量之间的多重共线性, 而且面板数据通常含有很多数据点, 会带来较大的自由度;另一方面, 满足截面变量和时间变量的结合, 能够有效地提高时间序列动态模型估计的准确性。
(四) 实证结果
1.描述性统计。
从表1可以看出在我国经济转好的态势下, 各行业资产回报率逐步提高, 而且投资水平不断增加, 与之相对应的新增固定资产也大幅提高。与此同时, 各行业平均资产负债率呈现逐步下降的趋势。这说明我国各行业在经济形式良好时, 加大了自有资金的积累。由此可见, 我国各行业的投资水平和新增固定资产呈现明显的顺周期性, 而资产负债率或者外部融资依赖呈现明显的逆周期性, 各行业的发展相对趋于完善和成熟。
2.实证分析。
(1) 投资的中介效应检验。
从表2可以看出, 行业的总资产贡献率和宏观经济波动之间是显著的正向关系, 即表明在经济形势良好时, 行业都将较快的发展;在经济衰退时期, 行业总体上受到负面冲击。行业的总资产贡献率和资产负债率之间呈现负相关关系, 这表明如果某行业上一期的资产负债率水平过高, 或者是过度依赖外部融资, 对本期行业的总资产贡献率会产生不利影响;同时, 交互变量 (上一期资产负债率×景气指数) 与行业的总资产贡献率之间为正向关系, 与Campello (2003) 的实证结果一致。这表明资产负债率, 即外部融资依赖加大了宏观经济波动对于行业波动的影响。也可以说, 当某行业资产负债率较高时, 如果经济在发展较快时期, 该行业的发展将较其他行业更快, 支持了行业利用金融发展加快了行业的发展。如果经济在下行时期, 往往伴随着金融的相对紧缩, 那么资产负债率较高的行业将面临相对于其他行业更严峻的挑战, 甚至由于得不到足够的外部资金不得不减少投资, 造成该行业较大规模的下滑。
括号内的值为t值, *表示10%以上的水平显著, **表示5%以上的水平显著, ***表示1%以上的水平显著。
模型2和模型3证明了投资额作为中介变量的存在, 如模型2的结果表明行业本期的投资与宏观经济波动之间是正向关系, 符合我国在经济周期的投资规律, 即随着经济形势的不断升温, 投资不断加大。同时可以看出, 行业本期投资和上一期的资产负债率之间呈现显著负相关, 这表明如果某行业上一期的资产负债率水平过高, 或者是外部融资依赖过度, 对于本期行业的投资额之间存在负向关系。由于交互变量与行业投资额之间为正向关系, 这表明行业的资产负债率加大了宏观经济对于行业投资额的影响。对于资产负债率高的行业, 该行业在经济上升期利用外部融资优势能较快发展;在经济衰退时期, 由于金融市场的不完美, 导致的内部资金和外部资金的不完全替换, 使得行业不得不减少投资, 即使面临NPV为正的项目, 也不得不放弃。
模型3可以看出, 当将本期的投资和上一期的资产负债率都放入方程时, 行业的工业增加率与宏观经济波动之间仍然为正向相关。上期资产负债率对工业增加率为负向关系, 本期的投资对工业增加率为正向关系, 而且都显著。整个模型3的调整后的R平方对相对与模型1和模型2有显著提高, 从模型1的0.034685和模型2的0.578561提高至0.926499。由前面三个模型可知, 上一期的资产负债率通过影响了本期的投资, 进而影响了本期该行业的工业增加率, 即当某行业上期资产负债率高, 外部融资依赖较强时, 本期的投资将会减少, 导致本期该行业的工业增加率减少。同时, 交互变量也证明了资产负债率的调节关系, 即在经济上升时期, 外部融资依赖增加了行业投资, 促进了行业的发展;当经济衰退时, 外部融资依赖将对行业造成较大的融资约束, 使得外部融资依赖高的行业不得不减少投资, 导致行业较大下滑。因此, 微观行业数据证明了金融加速器在我国工业行业中的存在, 而且投资额在其中起到了中介作用, 上一期较高的外部融资依赖影响了本期的投资额, 进而影响了本期该行业的总资产贡献率。
(2) 影响金融摩擦的因素检验。
根据企业隶属关系的不同, 本文将企业分为国有及国有控股企业和非国有企业 (三资, 民营企业) , 根据《中国统计年鉴》公布的数据, 分别对国有企业, 非国有企业, 大中型企业三类的分组分析对比, 以检验由于企业控制人性质, 资产规模对于宏观经济波动产生的效应。由于《中国统计年鉴》并没有公布不同隶属关系和大中型企业的投资活动, 这个部分的模型不涉及投资这一中介变量, 本文只检验了不同隶属关系的企业和大中型企业在宏观经济波动中的金融加速器效应。
从表3可以看出, 对于国有企业及国有控股企业, 总资产贡献率和宏观经济波动之间是显著的正向关系, 但是其显著程度降低到0.1水平, 也就是说相对于非国有企业, 国有企业受到宏观经济波动的程度相对较弱。对于国有企业来说, 上一期的资产负债率对于本期的总资产贡献率是正相关关系, 那么说明国有企业依赖外部融资拉动自身的发展和增长。交互变量——宏观景气与上一期资产负债率的乘积, 其符号为负, 而且显著, 说明对于国有企业来说, 其上一期资产负债率越高, 将减少行业面对宏观经济波动时所产生的波动。相对于国有企业, 非国有企业的总资产贡献率对于宏观经济波动明显得多, 而且较高的外部融资依赖将加剧宏观经济波动对于行业波动的影响。两个样本对比表明国有企业存在外部融资优势, 其外部融资成本较低, 政府利用其对于银行的隐形干预, 减少了宏观经济波动对于行业波动的影响, 而且外部融资依赖程度越高, 这说明该行业对于外部融资越有优势, 宏观经济波动对于行业波动的影响就会更小。由于其规模优势和竞争优势, 通过大中型企业的数据可以看出大中型企业受到宏观经济波动的影响相对较小。由于其资产规模较大, 其在金融经济周期中的金融加速器效应没有小企业那么明显, 所以其上一期资产负债率和交互变量都不显著。
括号内的值为t值, *表示10%以上的水平显著, **表示5%以上的水平显著, ***表示1%以上的水平显著。
四、结论与展望
本文实证结果和政策涵义可以归结如下:
第一, 金融经济周期理论在我国工业行业中存在。本文在中观层面证明较高的外部融资依赖的工业行业, 其投资更外部融资溢价的影响, 宏观经济的波动对于行业的波动更为明显, 即外部融资依赖——投资波动——行业波动, 这个路径影响行业受到宏观经济波动。
第二, 行业中由于控制人性质不同, 国有企业受到的融资约束更少, 而且受到宏观经济波动的影响更小。也就说, 政府利用其对于银行的优势, 对国有企业进行隐形干预, 特别是在经济下滑的时期, 会加大银行对于国有企业帮助, 使得国有企业获得更多的外部融资, 保证其发展, 这与“父爱主义”的假设一致。国有企业其控制人利用其优势, 使得外部融资成本低于非国有企业。
第三, 行业中企业的资产规模大小直接影响了金融摩擦的程度, 大中型企业利用其净值优势进行抵押, 可以有效的减少金融摩擦, 减少宏观经济周期对于企业的影响。这也从侧面证明了金融加速器机制在我国工业行业的存在, 而且对于中小企业其效应更为明显。
参考文献
[1]孙广生.经济波动与产业波动 (1986-2003) ——相关性、特征及推动因素的初步研究[J].中国社会科学, 2006 (3) .
[2]穆争社.论信贷配给对宏观经济波动的影响[J].金融研究, 2005 (1) .
[3]赵振全, 于震, 刘淼.金融加速器效应在中国存在吗?[J].经济研究, 2007 (6) .
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[5]Bernanke, B., Gertler, M., and S.Gilchrist.TheFinancial Accelerator and the Flight to Quality[J].Review of Economics and Statistics, 1996 (78) :1-15.
[6]Vijverberg, C.C.An Empirical Financial Ac-celerator Model:Small Firms, Investment andCredit Rationing[J].Journal of Macroeconom-ics, 2004 (26) :101-129.
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外部数据 篇4
输入一个选项[3个实数(3R)/方向(DIR)/位移(DISP)/距离(DIST)/句柄(H)/整数(I)/图层(LA)/长整数(LO)/位置(P)/实数(R)/比例(SC)/字符串(ST)/退出(X)]<退出x>:
输入其中一个选项，然后根据提示输入相应的参数数值，当所有选项都输入完成后回车即可完成外部数据的连接。
选项列表如下：
应用程序：一个最长255个字节的ASCII字符串 (组代码1000)
图层：图层名 (组代码1003)
句柄：一个对象句柄(组代码 1005)
3个实数：3 个实数(组代码 1010)
位置：一个三维空间位置 (组代码 1011)
位移：一个三维世界空间位移 (组代码 1012)
方向：一个三维世界空间方向 (组代码 1013)
实数：一个实数 (组代码 1040)
距离：一个距离 (组代码 1041)
比例：一个比例因子 (组代码 1042)
整数：一个16位整数 (组代码 1070)
外部数据 篇5
Internet上的swf文件, 可以作为一个独立的flash应用程序而存在, 也可以被嵌套在某个外部容器 (可以是某个网页或应用程序) 里而作为其中的一部分。那么, flash与其外部容器之间的通信就成为了必需。
Flash与容器之间的通信是双向的, 可从容器到flash通信, 也可以从flash向容器通信。通信的内容可以是发送参数 (传递值) , 也可是调用某个函数或方法。而通信的实现方法则因通信的方向不同而不同。这里主要介绍Flash从外部容器中获取数据的方法和途径, 主要有三种: (1) 通过HTML的param标签获取数据; (2) 通过Flash的loadVariables方法获取数据; (3) 通过外部API调用flash中的指定函数来获取数据。
1 通过HTML的param标签获取数据
语句格式为:
此时, 名为myflash的swf文件中的mynum变量就能接受到值num。
如果要在同一个HTML文件中传送多个变量给一个swf文件, 则书写格式为:
运行此HTML文件, 就可以在swf中直接显示或引用变量了。 (注意:实际使用时, “?”后直接跟“&变量名”, 才能将值传递过去) 。
上面是通过HTML里调用swf带参数的方法来实现向Flash中传递参数的, 但Flash与外部文件“联姻”的最典型方法是Flash直接读取是TXT文件和CGI, PHP, ASP文件来获取数据。前者可在客户机运行, 后者要服务器支持, 并且都需要利用到loadVariables方法。
2 利用loadVariables方法获取数据
2.1 从TXT文本文件中读取变量
首先建立一个TXT文件, 文件中的变量书写格式为:
其中“MC1”是变量名, “data”是变量值。
如果要在同一个TXT文件中设置多个变量则书写格式为:
建立好文本之后, 接着在Flash中写入Action Script脚本。
选择"Load Variables Into Location"在URL输入框内输入创建好的TXT文件路径及文件名。
Action Script脚本示例如下:
//将mydata文本文件中的数据载入到level 0层上的影片剪辑 (MC) 中
2.2 从CGI, PHP, ASP文件中读取变量
以ASP为例, 与从文本文件中读入数据一样, 只要ASP程序的执行结果也显示成“变量名=该变量的值&…”这种格式就可以了。
语句格式:
Response.Write“变量名=该变量的值&…”
和上面的调用从TXT文件中调用一样, 只不过把mydata.txt文件换成madata.asp文件就行了, 调用过程如下:
3 通过外部API调用flash中的指定函数来获取数据
外部API是一个由flash提供的和容器之间实现直接通信的应用程序编程接口, 又叫ExternalInterface类。通过外部API, 可实现双向的通信, 从容器到flash, 容器可以调用Flash中的指定函数;反过来, 从flash到容器, flash可以调用容器HTML页上的任何JavaScript函数。
容器可以调用Flash中的指定函数, 而非所有函数, 而指定的函数则可以由External Interface类的提供的方法addCallback指定, 该方法的函数原型如下:
addCallback方法的原型中, 参数method Name指示容器调用ActionScript函数时可使用的名称;参数instance指示this在该方法中被解析成的对象, 一般可以将参数i nstance设为“null”;参数method指示要从容器调用的ActionScript方法。
打开flash, 在ActionScript脚本栏添加以下代码:
以上代码先定义了一个函数callByJava, 作用是设置动态文本的值为参数str, 然后将该函数注册为可从容器调用, 调用的函数名为callFlash。这样, 容器就可以通过调用函数callFlash (sendText) 来设置flash中的动态文本的内容。
4 结语
对于以上三种Flash从外部容器获取数据的方法, 利用外部API调用flash中的指定函数来获取数据的方法更为灵活、更为通用, 因为它可以通过调用任何已注册为可从容器调用的函数来完成任何操作, 而通过HTML的param标签获取数据的方法却只能传递字符串类型的参数, 通过Flash的loadVariables方法获取数据的方法也只是可以调用由Flash Player提供的有限的函数方法而已。
参考文献
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[4]刘明伟, 任永攀, 黄兴.Flash与后台[M].北京:清华大学出版社, 2007.
外部数据 篇6
1什么是SOA
在进行进一步论述过程之前, 笔者想首先为大家对SOA的概念进行进行说明。SOA简单说就是主要服务与服务机构的一个组件, 通过这个组件可以把服务业不同层次之间具有的信息统一结合起来, 达到信息共享。这种组件并不属于服务机构, 也不属于消费者, 这是一种两方面都可以实现信息获得以及信息交流的平台。在进行构建过程中, 如果使用统一数据标准进行数据输入以及数据传递, 这种系统可以实现整个行业内部信息的传递。建立起来这种系统基本模型之后, 在服务业内, 这种系统就可以发挥巨大的作用, 可以实现数据构成与收集。
SOA从本质上说其实就是一种服务架构, 他通过各种接口传递与服务有关的数据信息, 并且可以通过定位接受者的接口, 单一进行数据传递与共享。这种服务并不会对基本模型造成干扰。如果这种模型构建成功, 将会非常有利于研究软件的工程师了解在企业中各种程序以及组件开发模式, 企业相关管理者也可以通过合理应用SOA服务系统对企业进行统一管理。并且在SOA系统上企业一切工作流程都可以显露无疑。如果企业经济事项发生重大改变, 企业管理者可以借助这个服务系统及时对企业各种经济事务进行有效调整。
因为SOA服务系统有许多传统服务方式不具备的优点, 所以这种系统在服务上具有松耦合的特性。因为由松耦合组成, 在进行服务具体过程中, 一般有别的组合不具备的两个优点:
(1) 这种组成相对于其他组合构架本身就具有非常灵活的特性。
(2) 同时也是非常重要的一点就是当这个组合的内部结构发生一些变化的时候, 这个组合可以继续存在, 而不是随着这种变化消失。与松耦合相对的是紧耦合, 这种结构在面对一些突发事件的时候, 因为这种结构内部每一个接口以及程序之间都联系的比较紧密, 所以, 当有一些变化或者有一些突发事件发生的时候, 这种结构的构成就可能不能继续存在, 或者因为这些简单更改造成整个服务系统的数据变化。
2这种构建模式的优点
前面我们已经简要了解了SOA数据服务系统, 如果利用SOA服务组件构建数据交换系统, 会有其他组成结构不具备的相关特点以及作用, 主要包括:
2.1业务方式更加灵活
一系列科学研究表明, 利用这种服务组件进行系统构建会使相关服务以及业务变化更加丰富与灵活, 因为一般企业内部各种业务都不是一成不变的, 它们时刻处于变化过程中, 利用这种服务组件进行数据交换平台的构建之后, 可以特别好的使用工作具体环境, 比如说企业合作方出现变化, 一些相关政策要进行改变, 以及由于一些突发状况, 这次业务整体目标需要有一个调整。这些改变在进行具体经济业务活动过程中都是特别常见的, 如果使用这种数据交换系统, 相关更改措施就可以很快传递到企业各个工作部门, 企业工作部门就可以根据具体情况进行进一步更改措施。如果使用这种系统, 就可以随时进行一些政策或者相关决策更改, 使用方式非常灵活。
2.2改变了传统方式的局限
虽然这型技术只是简单的把紧耦合更换成为松耦合, 但是, 这个小小举措, 却是服务信息平台一个重大进步。传统方式虽然也是针对整个服务系统提供相关服务, 但是它却不是面对每一个服务对象。现在的新数据系统虽然也是使用针对整体的服务模型, 但是, 工作却是面对整个服务对象, 并且不是以传统语言为工作基础, 这种数据交换平台采用了新的交换语言XML。因为这种语言具有普遍性, 可以在整个行业内部实现数据交流沟通。这种系统已经更转为更加灵活地数据服务系统, 传统数据交流方式已经不能和这种系统进行比较。
2.3具体组成部分
这种结构有许多组成部分进行集合, 主要分为应用具体部分, 为提供服务进行平台管理的相应模块以及针对服务器以及操作系统上安装的各种监察控制设备。这三个平台构成了整个系统的基本框架。三者在进行具体工作中缺一不可, 相互结合共同实现整个平台正常运行。在进行操作过程中, 监控系统发挥的作用主要是针对数据平台发生有些差错的时候, 及时对平台进行数据修理, 因为如果服务平台出现比较严重问题, 进一步进行数据收集统计工作非常困难。
3结束语
通过本篇文章关于服务模块系统以及数据交流平台的简要分析, 我们简要了解了这种系统相关服务概念。这种服务系统和普通服务系统相比, 具有很多过去传统系统没有的优点。在文章中, 我们简要介绍了这种服务系统基本组成以及各个组成模块的相关功能。因为这种服务系统在进行具体应用过程中具有很多传统系统没有的优点, 越来越多服务业内部的人员开始逐渐使用这种系统进行数据交换。
参考文献
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外部数据 篇7
据中国人民银行近期发布的金融数据显示,2015年我国人民币贷款增加11.72万亿元。就目前我国企业债券市场不发达的情况来看,银行信贷仍然是企业融资的主要渠道。但2015年我国银行业不良贷款指标双升,截至12月末不良贷款余额约为1.27万亿元,不良贷款率已达1.67%,逼近“红线”2%。面对这样的信贷市场环境,银行如果不能有效地对信贷风险进行管控,将会给银行业的安全运行带来不利的影响。而造成信贷风险的一个重要原因就是借贷双方的信息不对称。因此,银行为了缓解这种信息不对称,降低信贷风险,保证信贷资产的安全,在信贷决策时就会向借款人提出有效的债务契约条款。
提供抵押品是借贷双方签订债务契约时常出现的条款之一,银行向企业发放贷款时,通常会要求借款人提供抵押,尤其对一些特别的企业还明确规定只批准抵押贷款。这一方面是因为抵押品作为一种信号传导机制,能够缓解借贷双方的信息不对称,帮助银行更好地甄别企业的质量,从而做出信贷决策。另一方面,银行通过抵押品来有效的督促借款人及时还款,降低违约风险以保障银行信贷资产的安全,维护银行自身的利益(刘堃、段瑞、巴曙松,2008)。但许多企业,尤其是中小企业,由于资金实力弱、规模小等自身因素无法提供足值的抵押品而被银行拒之门外从而导致了融资难问题。而且在债务契约中,抵押品对债权人的保护作用是有局限的,抵押贷款依然存在风险而且抵押成本较高。而作为独立的第三方鉴证体系的外部审计是通过审计人员对企业所发生的一系列经济活动进行全面系统的检查、监督,帮助债权人、投资者等甄别企业财务报告的可信性,进而披露出企业真实的财务状况,同样能够缓解银行和借款人之间的信息不对称,在一定程度上对债权人起到了保护作用(李海燕、厉夫宁,2008),降低了信贷风险。那么,在信贷决策中发挥作用的外部审计能否成为一种有效的债务契约工具对抵押品产生替代作用呢?相关学者在这方面的研究较少,且研究领域大多局限于一国的经济市场。然而,在不同制度背景,国家的外部审计对抵押的替代作用是否有差异呢?本文创新性地使用了中德两国的数据,对这些问题进行了探讨。
本文基于中德两国政治制度、法律环境的不同,对两国外部审计所发挥的作用进行分析,并利用世界银行对中德两国企业调查问卷的数据,检验了外部审计是否会影响信贷交易对抵押的需求。研究结果发现:处于发达市场的德国,严格规范的外部审计能够降低信贷交易对抵押的需求;而处在新兴市场的中国,有待完善的外部审计不能降低信贷交易对抵押的需求。
二、理论分析与研究假设
(一)抵押与信贷决策
目前,已有不少学者研究证明了在信贷市场中抵押品会影响信贷决策。一些理论研究指出,抵押品是一种信号传导工具。刘堃等(2008)认为,抵押品能够降低借贷双方信息不对称,帮助银行更有效地进行信贷配给,同时也指出抵押品能够降低信用风险发生的可能性以及贷款本息损失的程度。尹志超等(2011)利用某国有银行2002-2009年的企业贷款数据发现,不同信用等级的企业提供的抵押反映了不同的信息不对称类型,高信用等级的企业,抵押品能够降低事前信息不对称而导致的逆向选择;而低信用等级的企业,抵押品能够降低事后信息不对称而导致的道德风险,降低违约风险。一些学者从抵押对贷款成本产生影响的角度进行研究,Hanley和Girma(2006)通过英国银行贷款数据发现贷款时抵押品的提供会降低利息的支付。Cerqueiro et al.(2014)对银行贷款信息进行分析,发现高质量的抵押物更容易获得较低的利率。还有一些学者研究了抵押物对贷款数量的影响,如Chen和Wang(2007)的研究发现抵押资产价值与贷款量显著正相关。李燕桥等(2014)分析了信息不对称下抵押物对商业银行消费贷款经营行为的影响,发现提供抵押物能够增加借款额度,降低违约风险。
(二)外部审计与信贷决策
外部审计是由独立于企业的审计机构对企业所发生的经济活动进行的一个重要而系统的检查,能够传达出企业的财务状况,帮助银行更好的了解企业。那么外部审计会对信贷决策产生怎样的影响,引起了学者的广泛关注。一些学者研究了外部审计对银行贷款利率的影响,如胡奕明和唐松莲(2007)的研究表明审计对银行贷款利率具有一定的作用。魏志华(2012)研究发现,审计意见能够揭示公司的财务信息,当上市公司被出具了非标准审计意见时贷款成本就会增加。也有部分学者对外部审计如何影响贷款期限进行了探讨,雒敏和麦海燕(2011)利用2005-2008年非金融类上市公司数据分析了审计意见、审计质量对债务期限的影响,发现审计意见与债务期限正相关,而审计质量与债务期限负相关,且审计意见的信息含量大于审计质量,更加受到银行等债权人的关注。刘成立(2012)发现,审计意见类型对长期债务期限有显著影响,即当公司被出具标准无保留审计意见时更容易获得长期借款。还有部分学者从银行贷款数量方面来研究外部审计对信贷的影响,如邓健平(2011)认为当企业被出具了非标准审计意见时,短期借款会显著减少。刘洋(2015)分析了审计意见对银行贷款决策的影响,发现与非标准审计意见相比,被出具标准无保留意见的企业下年更容易获得银行贷款。
以上学者都只是分别研究了抵押和外部审计对信贷决策的影响,然而很少有学者研究在信贷决策时外部审计和抵押之间是否存在替代关系。现有学者指出抵押贷款存在风险:由于借款人提供了抵押品,银行会放宽对其信用和还款能力的审查,认为有了抵押品信贷资产就有了保障,这无形中扩大了信用风险;同样对抵押品估值不准、抵押品产权不清、不能顺利变现、处置难等,也不能保证银行信贷资产的安全。那么是否存在一种有效监督机制可以提高甚至替代抵押品的使用效率。Chen et al.(2013)研究表明,在信贷决策时会计稳健性可以替代抵押品,会计稳健性越高,信贷对抵押的要求就越低。王艳艳等(2014)认为,非国有企业在向银行贷款时可以通过提高财务报表的稳健性来降低信贷对抵押品的要求。作为会计信息质量特征之一的会计稳健性能够反映企业的财务状况,缓解银企之间的信息不对称,对抵押产生替代作用,影响信贷决策。那么作为独立的第三方鉴证体系的外部审计是对企业会计信息质量进行监督、检查,能更真实可靠地传达出企业财务信息的质量,缓解借贷双方的信息不对称,影响银行的信贷决策,它能否同会计稳健性一样作为一种有效的监督机制对抵押产生替代作用呢?王芳等(2015)研究指出,在中国债券市场,具有正面效应的抵押担保与高质量的审计存在替代关系。另外,制度背景对此有何影响?本文利用中德两国数据并对两国外部审计进行对比,研究两国信贷市场中外部审计与抵押是否存在替代关系。
经济发达的德国,法律体系比较健全,审计制度严谨规范,使得审计独立性较强。一方面表现在审计机构的独立,没有领导与被领导的关系,只为法律服务,不受政治影响;另一方面表现在审计人员的独立性,其工作不受领导和政府的干预,能够保证审计工作公正有效的进行。另外德国审计准则规范严谨,会严格控制审计的质量,这主要表现在:审计人员要具备较高的职业素养和专业知识水平,这为高质量的审计打下了基础;审计过程中的每个阶段都有明确的法规,这为高质量的审计提供了依据;审计人员要按照计划阶段制定的高质量的审计方案开展工作且责任明确,最后出具的审计报告要向社会公开,接受公众的监督,加大了审计工作的透明度,这为高质量的审计提供了保障。因此,这在一定程度上可以说明德国的外部审计质量高,所披露的企业财务信息真实可靠,能够得到银行信贷人员的信赖。在信贷过程中,如果企业存在外部审计,银行可能会降低为了缓解信息不对称而要求的抵押。通过以上分析,本文提出如下假设:
假设1:处于发达市场经济中的德国,严格规范的外部审计能够降低信贷交易对抵押的需求
而我国属于经济发展中国家,审计市场总体上缺乏对高质量审计的需求,这是由于我国法律机制和市场机制不健全,政府监管不到位。雷光勇等(2009)研究表明,政治关联会影响外部审计治理功能的发挥。在政府干预较多、法治化水平较低的环境下,有政治关联的公司会选择低质量审计师,否则会选择高质量审计师来传达企业高质量的信号。王良成和韩洪灵(2009)认为,规模大的会计师事务所具有“相机抉择”的行为,其审计质量并不是一贯的高。这些学者的研究表明,中国的审计体系有待进一步完善,外部审计质量不高。而且有些审计人员的学历低,专业知识水平达不到要求,对具有专业性和复杂性行的财务报告不能做出正确的判断。另外审计人员的独立性差,受到领导的干预,从而不能真实地披露企业的财务信息,甚至有可能掩盖企业的违法事件和违规行为。因此,在信贷决策时,银行为了缓解信息不对称,保证信贷资产的安全,即使企业存在外部审计,依然会要求借款人提供抵押。通过以上分析,本文提出如下假设:
假设2:处于新兴市场中的中国,有待完善的外部审计不能降低信贷交易对抵押的需求
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文以世界银行2005年和2012年对中德两国企业调查问卷结果中所披露的相关信息进行分析。样本选取方法如下:受访者若对公司是否存在外部审计以及贷款是否需要提供抵押这两个问题做出了明确回答:有或没有外部审计,需要或不需要提供抵押,则为一个有效的研究样本。剔除数据缺失的样本,本文最终得到中国企业的有效样本为451家,德国企业的有效样本为734家。为了避免极端值的影响,本文对所有大于99%分位数,小于1%分位数的连续变量进行了winsorization缩尾处理。本文的数据来源于世界银行数据库。
(二)模型构建
本文使用以下模型来检验提出的假设:
(三)变量定义
(1)被解释变量。贷款是否需要提供抵押物这个虚拟变量为被解释变量,如果公司受访者在调查中回答贷款需要提供抵押物则设为1,否则为0。
(2)解释变量。外部审计为虚拟变量,若企业存在外部审计则为1,否则为0。根据本文提出的假设,如果外部审计能够降低信贷交易对抵押的需求,则系数β1应显著为负;如果外部审计不能降低信贷交易对抵押的需求,则系数β1不显著或显著为正。
(3)主要控制变量。借鉴相关文献(尹志超、甘犁,2011;李燕桥、臧旭恒,2014)的做法,本文选取了销售利润率(PROFIT)、经营年限(HISTORY)、股权性质(SOE)、违约情况(DEFA)等影响信贷对抵押需求的因素作为控制变量。本文各主要变量定义见表1。
四、实证分析
(一)描述性统计
从表2可以看出,在不同制度背景下,德国企业样本中贷款需要提供抵押的均值为90.3%,企业存在外部审计的均值为55.8%,抵押与外部审计两者均值差距较大。这表明在德国,企业向银行贷款时不需要全部提供抵押和外部审计,两者之间可能存在一定的替代关系。中国企业样本中贷款需要提供抵押的均值为82.8%,企业存在外部审计的均值为73%,两者差距较小。这表明在中国,企业向银行贷款时既需要提供抵押,也需要有注册会计师的外部审计,两者之间不存在替代关系。
(二)相关性分析
表3是各主要变量的person相关系数检验。从表中可以看出,自变量之间的相关系数较低。同时可以看出,德国企业贷款需要提供抵押与外部审计在1%水平下显著负相关;而中国企业贷款需要提供抵押与外部审计的相关系数不显著。这初步证明了本文提出的假设1和假设2。
注:***表示在1%水平显著,**表示在5%水平显著
(三)回归分析
表4是运用Probit回归模型进行检验的结果。从表4可以看出:在德国企业样本中,AUDIT的系数在1%水平下显著负相关,这表明外部审计降低了贷款对抵押的需求,支持了本文的假设1,即德国外部审计可以降低信贷交易对抵押的需求。而在中国企业样本中,AUDIT的系数在10%水平下显著正相关,这说明外部审计在贷款时与抵押是一种补充关系,而不是一种替代关系,因此不能降低贷款对抵押的需求,支持了本文的假设2,即中国外部审计不能降低信贷交易对抵押的需求。在控制变量中,德国样本组,抵押与销售利润率显著正相关,可能是由于企业的销售利润高,盈利能力强,提供抵押的可能性大,就可以通过抵押来传递公司的高质量。而在中国样本组,抵押与销售利润率显著负相关,说明销售利润率高,公司盈利能力强,贷款违约的可能性小,银行对其要求抵押的可能性就小。中国样本组的抵押与最终控股人显著负相关,说明与非国有企业控股相比,国有企业控股公司贷款需要抵押的可能性小,这与相关学者的研究结论一致。但在德国样本组这一相关性不显著。
注:***表示在1%水平下显著,**表示在5%水平下显著,*表示在10%水平下显著。
五、结论与建议
外部数据 篇8
国外对于农村合作经济组织及农村合作金融的研究有相当一段时间,在理论与实践上都聚集了一定的基础。Helmberger[1]提到合作社资金不足问题,认为资金短缺是农民专业合作社面临的关键制约因素。Knoeber和Baumer[2]从内部融资视角认为合作社成员缺乏对合作社投资动力的原因主要是搭便车问题和视野问题。Cook和Iliopoulos[3]认为投资组合问题也导致合作社成员缺乏投资动力,而且一大部分权益资金被认为是非永久性的,对外部融资的获得造成一定的难度。对于解决合作社融资困难的方法,Seibel[4]发现农村金融市场非正规金融在发展规模上受到了限制,提出了非正规金融正规化的观点;Tsai[5]基于中国与印度两国农村金融组织对比分析,认为规模较小的合作组织与非正规金融需求存在较高关系。
我国合作社经历了几个阶段的发展和变化,现在法律所定义的“农民专业合作社”的概念是从2007年《合作社法》实施。大多数学者认为我国合作社存在是以内部权益融资为主的特征,如余丽燕等[6]对福建省的研究中,权益融资比例为73%;杨喻鹏等[7]对辽宁省的研究中,发起人出资占50%以上的合作社多达46.7%;程京京等[8]在对河北省合作社内部和外部正规融资渠道进行了实证研究,发现所有调查的合作社都以内源融资作为主要资金来源,并且88.9%的合作社认为内源融资无法满足资金需求。张雪莲和冯开文[9]认为造成合作社融资困难的原因有:农民自身积累不足,无法支持合作社的内部融资;农业风险较大,难以得到信贷组织的资金支持;民间资本的融资成本太高,无法作为农业活动的资金来源;我国信贷环境较差等;合作社不盈利原则和限制非农社员比例的原则等不利于吸收社会资本。
在解决合作社融资困境的方法方面,有很多学者开展过合作社及农户融资能力及创新融资渠道研究,如专业合作社内部资金互助[10]、专业合作联社[11]、政府贷款贴息+信用机构担保[12],在拓宽融资渠道、降低融资成本、控制融资风险、提高融资信用水平等方面有不少值得参考的经验。胡卓红[13]提出完善合作社相关金融法律法规体系、建设合作社内部资金互助社体系、加强对合作社的金融服务、加大对合作社的财政支持力度、加大力度培养合作社金融人才是改善合作社融资情况的重要途径;倪细云和王礼力[14]设计了一套测量合作社融资能力的指标体系,对改善合作社融资能力的研究提供了参考;董翀[15]对提供赊账和供应链融资的可行性及其影响因素进行了分析,认为具有有效性。
综上,国内外相关学者对农民专业合作社融资问题进行比较丰富的研究,阐述了融资困难及原因,并提出解决合作社融资困境的方法。但是现有研究更多是把合作社资金困难的原因及融资能力作整体研究,或者更多针对合作社的内部融资渠道进行探讨,对外部融资渠道分析较少。本文认为可以外部融资渠道分为正规渠道和非正规渠道两方面,并基于福建省合作社的调查数据,对其影响因素研究进行分析,以期为农民专业合作社融资能力的提升提供相应思考,为我国农业现代化建设提供相关借鉴作用。
1 研究方法
1.1 变量测量
在农民专业合作社融资的角度上,融资渠道一般可分为内部融资渠道与外部融资渠道,外部融资渠道有正规金融体系与非正规金融体系两种不同的来源。正规金融体系包含了银行与信用社等经国家登记注册、接受国家监管的金融机构;而非正规金融体系则包含了亲友借贷、各种“会”(如标会)与民间贷款公司等游离于国家监管之外的民间金融主体(图1)。因为正规与非正规金融体系在放贷主体、服务对象、贷款效率、贷款用途、放贷者承担的经营成本、借款者承担的带宽成本等多个方面存在着不同,所以本文对来自正规金融体系和来自非正规金融体系的融资分别进行影响因素的分析,并根据这两个方面设计相关影响变量。
在合作社外部融资渠道变量指标设计上,包括合作社特征、负责人特征、管理制度、融资历史、金融环境与因变量五个部分(表1)。
1)合作社特征。用成立时间、主要股东数、固定资产、盈利能力、荣誉级别等指标来考察合作社的个体特征。因为合作社也是特殊的企业,所以参照了小企业融资的指标,设计了成立时间、固定资产、盈利能力这三个指标,并加入了具有合作社特色的主要股东数和荣誉级别两个指标。成立时间指标的设置参考了企业金融成长周期理论,能够长期续存的企业,一般具有较好的业绩和较强的实力;固定资产、盈利能力指标的设置参考了一般企业融资的影响因素。因我国农民异质性较强,存在综合实力较强的大户和综合实力较弱的小户,大户对合作社的贡献明显强于小户,但是也有别于负责人,而主要股东数指标的主要考察对象就是大股东对合作社融资的贡献;而荣誉级别是我国合作社建设中重要的一环,示范社的体现,用来考察一般合作社与示范合作社在融资渠道表现上的差异。
2)负责人特征。负责人是合作社主要管理者,类似于企业领导人,对合作社的经营、发展以及融资都有重要的影响。因此,选取了年龄、文化程度、社会地位、收入水平来考察负责人的个体特征。
3)管理制度。合作社的内部管理制度决定了合作社的性质,于是也会对合作社的融资偏好产生影响,本文主要使用大股东额外表决权和是否盈余分配来考察。大股东额外表决权的设立与合作社“一人一票”的精神有所矛盾,但是其对大股东的投资意愿有促进作用,法律中也规定了20%的允许范围。盈余分配是合作社的基本制度,但目前合作社建设中还存在不规范,并没有完全普及。
4)融资历史。目前合作社在外部融资渠道上的可得性还并不是很高,因此这个指标考察是否存在融得到资的更加融得到资和融不到资的更加融不到资的现象,为正规融资渠道和非正规融资渠道各设置了一个指标。
5)金融环境。合作社的外部融资渠道受当地的金融环境影响,故根据正规金融和非正规金融体系的特征,设置了地区GDP、正规金融机构是否有针对合作社的金融产品、当地是否有正规贷款公司、非正规渠道融资利率四个指标。
1.2 模型选择
在借鉴前人实证方法以及根据本研究数据类型,确定利用二元logistic回归分析,识别农民专业合作外部正规融资能力和外部非正规融资能力的关键影响因素;利用有序logistic回归分析法,对农民专业合作外部融资能力的关键影响因素进行分析。
令因变量Y服从二项分布,其二项分类的取值为0或1,Y=1的总体概率为π(Y=1),则m个自变量分别为X1,X2,…,Xm,所对应的二元logistic回归模型为:
有序Logistic回归的模型表达式为:
式中:i指示亚群(即自变量向量的行数);用j指示应变量Y的分类;用k指示自变量;αj为常数项;βk为回归参数;δi为尺度参数(默认值是l)。πij(Y≤j)=πi1+πi2+…+πij是应变量Y小于得到的累加概率,ηij[πij(Y≤j)]是关于累加概率值πij(Y≤j)的连接函数。
1.3 数据来源
为了让研究更加科学,本研究从福建省内选择了五个具有代表性的地区,即三明沙县、泉州晋江、泉州安溪、漳州南靖、南平建瓯的农民专业合作社进行调研(表2)。其中,沙县地处闽中山区,是国家农村金融改革的试点区,同时也是全国十佳金融生态示范县,在解决农村金融问题上走在全国前列,作为研究农村金融问题及合作社融资的地区非常合适,在本研究中属于农村金融环境较好的代表地区。晋江属于经济发展较为发达的沿海城市,县、区级地方财政收入排在全福建的第一,因本研究涉及了融资问题,需要有一个经济较为发达的地区作为参照,即在本研究中属于经济较为发达的代表地区。安溪有福建最有特色的农业产业——茶产业,安溪的茶产业在我国产茶区中较为有名,因此特别地列为样本的选择地。南靖是闽台农业合作示范县、高优农业示范区,在本研究中,属于农业发展水平较高的代表地区。建瓯是全国重点林业县(市)、经济林产业示范县,具有较好的农业条件,并且其所属的南平市的总体合作社发展水平较高,合作社数量全省第二,社员数全省第一,在本研究中,属于合作社发展较好的代表地区。
本研究通过对合作社进行访谈,以及委托农业厅工作人员发放问卷来获取调研资料和数据。其中,实地调查主要针对研究地域内运行较好的示范合作社;以及委托农业厅相关工作人员,在农业厅举行的农业相关活动中对合作社负责人发放问卷。问卷调查集中于2012年6月-2013年9月期间进行,共发放问卷190份,共回收调查问卷190份,通过完整性检查后,剩余168份完整的有效问卷,问卷有效回收率为88.4%。
2 结果与分析
2.1 外部正规融资渠道影响因素分析
使用二元logistic回归对合作社外部正规融资渠道进行分析,经过显著性明显较差的变量多次剔除与再次回归,最后回归数据体现Hosmer和Lemeshow拟合优度检验中P=0.371,大于0.1,模型的拟合优度较好,预测准确率为81.4%,达到较高水平,说明模型有意义。
根据回归结果,对外部正规融资渠道影响最为显著的因素是合作社盈利能力、负责人收入水平、正规融资历史以及非正规融资历史(表3)。盈利能力的回归系数为0.394,显著性为0.009,说明合作社的盈利能力对外部正规融资渠道有显著的正面影响。金融机构在审核贷款资格时,合作社的盈利能力较好,说明合作社的运作处于健康状态,就较容易从金融机构获得贷款。收入水平的回归系数为0.449,显著性为0.045,说明负责人的收入水平对外部正规融资渠道有较大的正面影响。合作社的贷款融资,有很大部分是以负责人或者大股东的名义获得的。正规融资历史的回归系数为1.932,显著性为0.004,说明合作社的正规融资历史对外部正规融资渠道有显著的正面影响。合作社具有通过审核的历史,体现达到符合贷款条件的需求,再次进行融资时,对申请手续比较熟悉,审核成本更低,信用也比较高,也更容易得到金融机构的贷款审批。非正规融资历史的回归系数为1.075,显著性为0.02,说明合作社的非正规融资历史对外部正规融资渠道有一定正面影响。非正规融资渠道的信用、人脉等因素影响到借贷人是否有能力按时还款,有特殊身份或者较为有权力的农户能比普通农户获得更多的正规金融机构贷款[16],有村级干部领导、企业管理者负责人等社会关系比较充裕的人更加容易获得贷款,也更容易找到担保人[17]。
注:“*”、“**”及“***”表示统计检验分别在10%、5%及1%显著性水平下显著。
此外,荣誉级别回归系数为-0.284,显著性为0.123,不具备显著性。这个研究结果与戎承法等[18]和史宝成等[19]的研究存在区别。其原因主要有:合作社的荣誉级别,本身对金融机构来说并没有价值——合作社荣誉级别对金融机构所要求的盈利能力、信用等指标也不具备直接的代表意义。而我国政府有鼓励金融机构对合作社放宽条件,对荣誉级别高的合作社优先发放贷款,并且通过各种创新的抵押方式为合作社解决抵押担保的问题,在上述学者的研究中,或许是因为其研究的地区里,该要求的落实情况更好。那这就侧面体现出,福建区域内这个要求落实得还不够到位。同时,固定资产、合作社的成立时间、地区GDP、负责人年龄等变量在逐步回归阶段便被剔除,这意味着这些变量与外部正规融资没有显著影响。利用固定资产抵押作为担保向银行等金融机构获得贷款应是它们的重要融资方式,但在实际情况中,能够从银行等正规金融机构获得贷款的合作社并不多,合作社的主要资金来源中,以发起/负责人的资金注入为主要来源的占总样本的100%,而能够以银行贷款为主要资金来源的合作社只占37.9%,合作社不向银行贷款的原因,无法提供担保(44.3%)是首要的。合作社无法利用固定资产为抵押担保进行融资,并不是因为合作社没有固定资产,而是因为合作社的固定资产对正规金融机构来说不具备变现能力,不是有效的抵押物,如果政府没有给予充分的支持,则金融机构不愿意给合作社提供贷款;因此,合作社的固定资产水平对合作社融资能力的影响不显著。负责人年龄在逐步回归阶段便被剔除,这意味着负责人年龄对合作社外部正规融资渠道没有显著影响。年龄并不作为金融机构审核贷款条件的重要指标,即年龄对贷款的可得性的影响并不显著。地区GDP对合作社外部正规融资渠道并没有显著影响,笔者认为,或许这存在变量选取的不恰当,地区GDP对地区金融发展水平的代表性不够强,导致了变量的不显著,这个有待进一步研究进行深化。
2.2 外部非正规融资渠道影响因素分析
使用二元logistic回归对合作社外部非正规融资渠道进行分析,经过显著性明显较差的变量多次剔除与再次回归,最后回归数据体现Hosmer和Lemeshow拟合优度检验中P=0.897,远大于0.1,说明模型的拟合优度较好,预测准确率为86.3%达到较高水平,说明模型有意义。
根据回归结果,对外部非正规融资渠道影响最为显著因素是负责人年龄、文化程度、合作社非正规融资历史、地区GDP、非正规融资利率(表4)。年龄的回归系数为0.575,显著性为0.070,说明年龄对外部非正规融资渠道有一定正面影响。随着负责人年龄增加并不足以导致贷款需求的显著下降,这是由于合作社非正规融资渠道的主要融资对象是亲友,所以非正规融资对合作社负责人的人脉带来要求,年龄较高负责人的人脉越广,从中越可能找到可以提供非正规渠道融资的对象。文化程度的回归系数为0.694,显著性为0.054,说明文化程度对外部非正规融资渠道有一定正面影响。文化程度较高的负责人,相比文化程度较低的负责人,其交际圈里有更大的几率包含社会地位较高的人,换句话说就是可进行民间融资的对象范围更广,进行非正规渠道融资的机会更多。合作社非正规融资历史的回归系数为3.702,显著性为0.000,说明非正规融资历史对非正规融资渠道有极为显著的正面影响。有过非正规融资的农户有更大几率再次获得非正规融资,而没有获得过非正规融资的农户,很难获得融资,这与正规融资历史有相似的特征,受信用和人脉的影响较大。
注:“*”、“**”及“***”表示统计检验分别在10%、5%及1%显著性水平下显著。
同时,地区GDP的回归系数为0.573,显著性为0.001,说明地区GDP对非正规融资渠道有显著的正面影响。在地区经济较好的地区,居民的收入水平较高,总体个人积累水平也较高,意味着可以提供给非正规融资渠道的资金也越多,合作社获得非正规融资的可能性越大。非正规融资利率的回归系数为-0.369,显著性为0.065,说明非正规融资利率对非正规融资渠道有一定负面影响。非正规渠道本身就存在融资成本较高的特点,而农业活动本身的利润并不高,随着融资成本的提高,农户选择非正规融资历史的意愿也随之下降。合作社的盈利能力和负责人的收入水平在逐步回归阶段就被剔除,说明合作社的盈利能力和负责人的收入水平对非正规融资渠道没有显著影响。这符合非正规融资渠道以亲友借款为主的特点,亲友之间的借款相对于贷款是否可以回收,更加注意的是借款双方的关系亲疏。是否有正规贷款公司在逐步回归阶段就被剔除,说明是否有正规贷款公司对非正规融资渠道没有显著影响。笔者认为是福建的贷款公司发展还不够规范,可能存在过高成本等原因,无法作为合作社的融资来源。
3 结论与对策
3.1 结论
对外部正规融资渠道影响最为显著的因素是合作社盈利能力和负责人收入水平,并且有过融资历史(不论正规或者非正规)的合作社更加容易获得正规渠道的融资。固定资产和荣誉级别虽然在不少学者的研究中也是显著的影响因素,但在福建省的样本中不呈显著。研究表明,这两个变量在缺乏政府的切实扶持时,并不会对合作社融资能力产生显著影响。
对外部非正规融资渠道影响最为显著因素是负责人年龄、文化程度、合作社非正规融资历史、地区GDP、非正规融资利率,并且有过非正规融资历史的合作社更加容易获得非正规渠道的融资。研究表明,合作社非正规渠道的融资与地方经济水平、非正规金融活跃程度,以及合作社负责人的社会地位、威望都有显著影响。
3.2 对策
1)负责人应积极提高自身素质和实力。负责人社会地位对合作社外部融资渠道是有促进作用的,即负责人的社会地位越高,正规与非正规金融机构对负责人就越信任,对合作社的平均投资额越大。因为负责人的社会地位越高,对信誉就越重视;此外,社会地位越高,表示承认他的人越多,侧面表示了他的个人能力;因此,加入其发起的合作社,受益更有保障,所以金融机构也更加愿意加入并对其投资。并且,负责人的人脉在很大程度上影响着资金的可得性以及融资利率;人脉也是社会地位的一种体现。
2)合作社应加强建设,提高盈利能力。合作社的盈利能力提高,对外部融资渠道有显著影响,金融机构在对合作社发放贷款时,其盈利能力是较为重要的指标。因此,合作社应加强自身经营能力的建设,提高实力,扩大生产规模,增强盈利能力,以争取正规金融机构的认可,在于正规金融的往来中积累信用。
3)多方面措施提高合作社成员的收入水平。相关部门应该继续贯彻国家政策与精神,继续加大各类补贴支持力度,不断加大农民专业合作社农业技术推广、文化与管理能力教育培训,不断提升农民专业合作社文化程度,促进农民专业合作社专业技术与管理水平的提升,塑造农民专业合作社及主要负责人的典型示范与影响性,建设农民专业合作社发展的良性循环系统,建设农业现代化,确实有效提高合作社成员的收入水平。同时,要加大农民专业合作社自有资金水平,促进其向互联网化、信息化、规模化、专业化方向发展。
4)推动合作社公益性担保基金建设。从外部正规融资渠道来说,合作社获取贷款的最大障碍是缺乏担保。合作社的本质决定了其自身可用作担保的资产较为有限,其缺乏担保的问题很难自行解决,或者解决的成本较大,因此解决这个问题需要政府的介入或者牵头,建设公益性担保基金。比如中央政府提供一部分资金,地方政府提供一部分,合作社筹集一部分,组成贷款担保基金;为参股的合作社建立信用档案,将合作社最高可获取的担保额度与其参股额度和信用程度等挂钩;把土地使用权、房产、未来收成等作为抵押担保形式,对示范社标准的合作社优先发放,对参股的合作社提供比一般的贷款担保公司更为优惠的贷款担保资金,不断促进合作社的规范与快速发展。
摘要：我国农民专业合作社普遍面临着资金短缺的问题,现有主要资金来源是内部融资渠道,外部融资发挥的作用较少。基于福建省农民专业合作社实地调研数据,采用回归统计分析的方法,分析了合作社外部融资渠道正规融资体系和非正规融资体系两个方面变量,探讨合作社外部融资渠道的影响因素。结果表明,合作社外部正规融资渠道影响最为显著的因素是合作社盈利能力以及负责人收入水平,有过融资历史的合作社更加容易获得正规渠道的融资;外部非正规融资渠道影响最为显著因素是负责人年龄、文化程度、合作社非正规融资历史、地区GDP、非正规融资利率,有过非正规融资历史的合作社更加容易获得非正规渠道的融资。最后从提高合作社负责人自身素质与实力,合作社提高盈利能力,合作社成员的收入水平和合作社公益性担保基金建设等方面促进农民专业合作社外部融资渠道建设,以此促进农业现代化建设。
外部数据 篇9
证监会上市部、财政部会计司和证监会会计部在联合发布的《我国上市公司2013年实施企业内部控制规范体系情况分析报告》中建议,研究探索中小板和创业板上市公司实施内控规范体系,将内部控制规范体系的实施范围进一步扩大,督促上市公司加强内控建设,并不断提高上市公司的内部控制信息披露水平,加大对内部控制违规信息披露方面的惩处力度,对企业内部控制规范的执行情况进行有效的监督和检查,促进相关法规政策等的有效施行。由此看出,我国内部控制建设在不断完善,范围不断扩大,不仅主板上市公司的内部控制建设受到关注,中小板和创业板企业的内部控制建设也在积极探索中,逐渐形成以包括会计师事务所在内的相关咨询、服务等中介机构为辅助支撑,证监会、财政部等监管部门为主导的内部控制监督体系。并且通过制定并完善相关的内部控制政策来加强会计师事务所对上市公司的审计和监控,同时改善上市公司内部控制制度建设与执行情况。
本文的研究建立在对审计定价研究已经比较成熟,同时中国上市公司的内部控制正在不断完善、内部控制有效性水平有了实质性提高的现实背景下。运用实证研究方法,分析内部控制有效性与审计定价间的相关关系,并且考虑到我国的市场制度背景与成熟的欧美市场差异十分显著,不同的制度背景下,我国的研究结论和外国的研究结论有可能也不尽相同。North和Thomas(1993)认为不同的外部治理环境将产生不同的市场交易成本,从而引导企业的不同行为。相对来说,我国资本市场的法律保护程度还较低,造成与其相适应的治理环境也会与成熟的欧美国家显著不同,并且由于资源分配不均等问题,我国各地间的市场化程度差异也比较大,上市公司的外部治理环境必然存在显著差异,因此本文还从不同地区的治理环境角度出发,考虑其对内部控制质量产生的影响。这样有利于结合我国国情,从制度层面出发,研究我国上市公司的内部控制问题,以及解释不同的治理环境下,内部控制质量对审计定价是否产生不同程度的影响,以期获得具有一定理论意义和实践价值的研究结论,并提出政策建议。
二、文献综述
(一)内部控制质量与审计定价
国外学者对内部控制质量与审计定价关系的研究较多,其中Daigle等发现信息技术方面的审计师对于控制风险的评估会在一定程度上影响审计需要的时间和审计定价。Ra⁃ma、Hogan和Wilkins(2001)研究发现当审计师认为公司存在较高内部控制风险时会增加更多的审计程序来防范风险,并且该风险可能会带来诉讼风险,因此要增加一定的风险溢价。Hoitash(2009)等认为在相关性程度的比较上,与自愿性披露内部控制缺陷相比,强制性披露内部控制缺陷与审计定价的相关性更大。
国内学者对于这个问题的研究结论基本一致。曹建新和陈志宇(2009)认为,基于不同程度的审计质量,内部控制质量对审计定价的影响程度不同,也就是说,在审计质量较高时两者之间的相关性比较弱,而在审计质量较低时,如果内部控制质量得到提高,审计定价会显著降低。张旺峰等(2011)在构建内部控制质量评价体系的基础上进行研究发现,内部控制质量与审计定价之间呈负相关关系,但是在统计意义上并不显著。方红星等(2009)指出在解决信息不对称的问题上,公司披露内部控制缺陷可以起到一定的作用,同时在缓解代理冲突、降低代理成本和优化资本市场配置效率上,自愿披露内部控制缺陷可以起到一定的积极影响。林斌和饶静(2010)分析指出,内部控制质量与披露内部控制鉴证报告呈正相关关系,即内部控制质量越高的公司,越倾向于披露内部控制鉴证报告,以期向大众传递公司具有良好且真实价值的消息。
(二)内部控制与治理环境
在国内外的相关理论研究中,从外部治理环境角度来考察内部控制差异的研究文献和相关理论则较少。国外的研究中,Nabar(2007)研究发现公司内部控制和投资者保护程度、法律执行水平呈正相关关系。Agarwal(2007)则进一步指出,处于不同经济周期中的公司,其内部控制程度与内容存在着显著差异。
在国内研究中,陈晓(2001)分析发现,各地方政府通过税收优惠和财政补贴手段,使各地区公司的会计信息质量和内部控制效率存在显著的地区差异。沈洪涛(2007)发现,在不同的外部治理环境下,公司社会责任信息披露的程度显著不同。夏立军(2005)研究指出,必须从根本上改善公司的外部治理环境,才能解决我国公司内部控制中出现的问题。陈国英(2010)研究指出,外部治理环境对强化公司内部控制具有十分重要的意义。黎明梅(2009)指出,企业内部控制环境因素由内部环境和外部环境两要素构成,并且外部环境是外因的基础所在。祖瑞琳(2007)研究发现,通过完善法制建设以及政府的行政监督,才能不断地完善内部控制建设。
通过前人的研究不难发现,在外部治理环境方面的研究,主要关注自身意义、构成因素、对各项财务指标的影响以及地区差异等方面;对公司内部控制的研究,也只是局限于发展动态、与公司治理的关系以及内部控制维度构成等角度进行研究分析。对内部控制和审计定价方面的研究较少,相应地,立足于外部治理环境的差异,考察公司内部控制情况的相关研究则更为欠缺,存在一定的盲区和空白。因此,本文对填补我国外部治理环境和内部控制的研究空白具有一定的实际意义。
三、研究设计及模型构建
(一)研究设计
在审计风险模型中,AICPA(SAS NO.47)将审计风险分解为固有风险、控制风险和检查风险。固有风险和控制风险都是由企业自身决定的,控制风险的水平判断主要依赖于企业自身的内部控制,包括企业内部控制相关政策的制定、执行与监督等。有效的内部控制可以在一定程度上减少和抑制管理层和员工的舞弊行为,降低报表中的错报数量,所以在开展审计工作时,注册会计师要进行一些事前调查工作,评估其风险水平,再决定后续的审计工作。因此,对于内部控制质量比较高的企业,审计所需要的时间成本就会降低,审计定价自然有一定程度的降低。
另外,根据保险理论,当被审计单位因自身原因经营失败或陷入破产困境时,注册会计师名誉会受到严重损害,并且有可能要承担连带赔偿责任,支付巨额的经济赔偿。所以为了避免该种诉讼风险,在正式进行审计前,注册会计师会对被审计单位进行调查,评估企业可能存在的风险,为后续的重要性水平设定提供依据。注册会计师需要对构成重大错报风险要素之一,且占比较大的内部控制风险进行着重考虑。内部控制风险越高,注册会计师需要承担的审计风险也越大,将来产生诉讼风险的概率就越高,因此注册会计师需要收取一定的风险溢价来进行弥补(Houston et al.,2005)。据此,本文提出第一个假设:
假设1:企业的内部控制质量与审计定价负相关。
对于外部治理环境,由于“法律软约束”等问题的存在,即不同地区间政府干预、各种关系的存在,使得相关法律法规的执行程度各有差异,法律有时无法保障外部投资者的利益,故这些地区的公司出现审计风险的现象比较普遍。North和Thomas(1993)研究发现,外部治理环境是一系列基本的政治、社会和法律基础规则,是为促进经济交易与政治交易而形成的激励机制,外部治理环境的不同将引起不同的市场交易成本,从而引导企业行为。夏立军(2005)研究指出,必须从根本上改善公司的外部治理环境,才能解决我国公司内部控制中出现的问题。陈国英(2010)研究指出,外部治理环境对强化公司内部控制具有十分重要的意义。所以本文认为,良好的外部环境,会使得注册会计师更容易判断企业内部控制质量的好坏,使其对审计定价产生一定的影响。据此,本文提出第二个假设:
假设2:外部治理环境会促进企业内部控制质量与审计定价的负向关系。
(二)数据来源
本文的数据主要来自于CSMAR数据库,以及手工录入巨潮网中的相关数据,同时本文还剔除了样本中的金融保险类公司、数据缺失和1%的极值公司样本。最终使用2011 ~2013年创业板公司数据作为研究样本。
(三)变量定义
1.被解释变量。
本文选用审计年报中的审计费用作为被解释变量,用审计费用的自然对数(Ln AFEE)表示。
2. 解释变量。
(1)内部控制质量(ICI)。本文拟借鉴目标导向下内部控制评价体系的构建(张兆国,2011),以内部控制目标(战略目标、经营目标、资产安全性目标、合规性目标、报告目标)的实现程度为基础,采用主成分分析法,构建衡量内部控制质量的综合指数(见下页表1)。本文认为,内部控制质量指的是内部控制能够合理保证实现特定目标的程度。加拿大特许会计师协会成立的控制基准委员会(COCO)将内部控制的有效性定义为:一个公司的内部控制是否有效,要看其是否能为实现组织的目标提供合理保证。这种以目标为导向的评价方法存在很多优点,与各种复杂的控制环节要素相比较,企业内部控制目标的实现程度相对来说更易于评价考核,其评价考核的标准和依据也更加客观、可靠,并且资料易于获得,增加了可操作性(张旺峰等,2011)。
鉴于内部控制评价体系表中的变量较多,部分指标间有可能出现多重共线性问题,因此,本文采用主成分分析法,提取出七个代表性公因子,这七个公因子累计的方差达到77.23%,说明由此构建的内部控制质量评价体系对内部控制的解释能达到77.23%。然后将计算出的每个因子指标得分乘以其对应的所解释的方差比例,以此计算出衡量各公司内部控制质量的综合得分(ICI)。
(2)外部治理环境(MARKET)。樊纲(2011)针对政府与市场间的关系、非国有经济发展、要素市场发育程度、市场中介发育程度、产品市场的发育程度以及法律制度环境这五个方面,进行了大量的调查和数据统计,运用主成分分析法,编制出2007 ~ 2009年市场相对进程指标。
本文参考杨德明(2010)的做法,采用2009年的地区相对市场进化指数作为衡量外部治理环境的变量。虽然本文使用的样本为2011 ~ 2013年创业板的数据,但近年来各个地区之间的相对市场化进程差异不大,使用2009年地区相对市场化进程指数作为衡量外部治理环境的变量,不会对研究的客观性、真实性和可靠性产生影响。
3. 控制变量。
(1)公司规模(Ln ASSETS)。Simunic(1980)通过实证研究得出,从影响程度考虑,对审计费用影响最深的是公司的业务复杂程度以及公司的规模。此后张继勋(2005)等一些学者通过对影响审计费用的因素等进行实证研究,也验证了这一结论。所以,本文选取公司规模作为控制变量。
(2)审计复杂度(RECINV)。在审计过程中,由于存货与应收账款的复杂性,风险隐患较高,是固有风险中的重要考察点,通常被注册会计师认为是需要重点审查,且审计难度较大的科目。
(3)上一年度的审计意见(OPIN)。对于上一年出现问题的企业,为了规避自身的风险,以及保证审计意见的真实性、可靠性,注册会计师需要花费更多的时间收集审计证据进行核实。
(4)审计师变更(CHANGE)。李爽(2004)通过实证研究发现,在将审计师变更分为监管诱致型变更和自愿性变更后,监管诱致型变更容易使得下一任审计师对被审计单位的风险水平加深关注,由此造成了审计费用的风险溢价。因此本文将这一变量纳入模型。
(5)由“十大”审计(BIG10)。由于品牌效应等影响,前十大会计师事务所会拥有更多的客户资源,竞争力相对较强,因此,大规模的会计师事务所相对而言会收取更高的审计费用。
本文中的变量、符号表示及其定义如表2所示:
(四)模型构建
为了验证上述假设,即内部控制质量对审计收费的影响以及外部治理环境对内部控制治理与审计收费之间关系的影响,本文借鉴Simunic的审计费用模型,结合我国市场特点,设立如下模型:
模型一,分析固定风险、内部控制质量(控制风险)与审计定价的关系:
模型二,分析不同的公司治理环境中,内部控制经营目标的实现程度与审计定价的关系:
注:∗∗、∗分别表示在0.01和0.05水平(双侧)上显著相关,下同。
四、实证分析
(一)描述性统计
由表3 可知,审计费用的自然对数(Ln AFEE)平均值为12.961,最小值与最大值相差3.029,说明审计费用因为各种因素的影响存在一定的差异。内部控制质量综合得分(ICI)的平均值为-0.015,最小值(-0.559)与最大值(3.054)之间的差异为3.613,表明我国企业的内部控制质量在不同公司之间差距比较大且平均值偏低。上市公司审计复杂度(RECINV)的标准差为0.131,表明样本公司由于存货和应收账款引起的审计复杂程度存在一定差异。由“十大”进行审计(BIG10)的上市公司达到55.6%,达到了一半以上,说明大部分公司都倾向于聘用高质量的会计师事务所。上市公司总资产自然对数极小值为19.491,极大值为22.566,标准差为0.543,说明公司规模差异较大。发生审计师变更的公司占到37.2%,衡量外部治理环境的市场化程度(MARKET)的均值为9.568。
(二)相关性分析
表4 列示了模型中各个变量间相关系数检验的结果,变量间的相关系数普遍较低,其中最高为0.504,说明了各变量间不存在多重共线性。从表4还可知道,内部控制质量(ICI)、外部治理环境(MARKET)、公司规模(Ln ASSETS)和是否由“十大”审计(BIG10)均在1%的水平上与审计定价显著相关,这在一定程度上支持了假设1,审计复杂度(RECINV)和审计师变更(CHANGE)也在5%的水平上显著影响审计定价。
(三)回归分析
表5 列示了模型一在进行回归分析后的结果。模型的拟合度较好,调整后R2为0.213,说明该模型能够解释因变量的拟合度较好。模型结果表明企业的内部控制质量与会计师事务所的审计定价呈负相关关系,这与研究假设1相符,其相关系数为-0.17,并且这种相关性在1%的水平上显著。
从各控制变量的回归系数来看,和以往主板相关研究一致,公司规模(Ln ASSETS)、是否聘用“十大”会计师事务所(BIG10)和审计复杂度(RECINV)的相关系数分别为0.187、0.120 和0.247,并都在1%的水平上显著。说明对于创业板来讲,公司规模(Ln ASSETS)、审计业务的复杂性(RECINV)、是否由“十大”审计(BIG10)仍然是影响注册会计师收费的重要因素。当聘请十大会计事务所进行审计、公司的总资产规模越大、审计业务越复杂时,注册会计师会耗费更多审计成本,收取更高的审计费用。审计师变更(CHANGE)的相关系数为-0.039,分析其原因,可能是上市公司更倾向于选择与客户较为合作的会计师事务所,而在竞争相当激烈的审计市场中,一些会计师事务所为了争夺客户,会以相对低的价格争取客户。
下页表6为模型二的回归分析结果,整体拟合度相对模型一来说更好,调整后R2为0.253,表明该模型能够解释因变量(Ln AFEE)的拟合度较好,F值为35.081,并且在1%的水平上显著。
模型二相对于模型一增加了一个外部治理环境的自变量和治理环境与内部控制质量的交互项。自变量MARKET的相关系数为0.056,且在1%的水平上显著,说明不同的外部治理环境对审计定价会产生不同的影响,外部治理环境越好,市场化程度越高,审计定价则越高。MARKET与ICI的交互变量(MARKET×ICI)相关系数为0.037,在接近于5%的水平上显著,并且相对于模型一,解释变量ICI的系数显著提高,由原来的-0.17变为-0.558,验证了假设2,即外部治理环境会促进内部控制质量与审计定价的负向关系,说明了外部治理环境的改善对内部控制质量的提高有显著影响。
其他的控制变量,审计复杂度(RECINV)、公司规模(Ln ASSETS)和是否由“十大”进行审计(BIG10)和模型一结果一致,都在1%的水平上显著。上一年的审计意见(OPIN)相关系数为正,原因可能是相对于主板来说,创业板大多是新兴高科技以及家族式企业,它们要面对更加严苛的上市退市条件和更大的融资难度,因此,为了更好地融资或者利用政府相关的扶持政策,创业板企业对于审计意见的类型更为重视,但是该变量没有达到统计意义上的显著性。
五、结论及建议
通过本文的实证研究可以看出,对于我国创业板公司来说,审计收费最主要的影响因素还是传统的公司资产规模、审计复杂度等,这些因素是由企业审计风险中的固定风险所决定的。在这些方面,审计机构在今后的审计工作中仍然需要深入了解,严格把控。而对于审计风险中的控制风险,经过模型一验证,内部控制质量对审计定价有统计意义上的显著影响,即当被审计单位的内部控制质量比较高时,审计人员的审计风险和审计难度会比较小,审计收费就比较少;而当被审计单位内部控制存在缺陷时,审计人员需要在审计过程中获取更多的证据,花费更多的时间,承担更大的风险,因此审计定价水平也就比较高。所以,这提醒审计机构,在评估审计风险和制定收费标准时,除了传统因素的影响外,还要将被审计单位的内部控制质量纳入考量范围。
回归结果显示:上市公司内部控制质量不仅在主板引起会计师事务所的注意(张旺峰,2011),在创业板也已经引起会计师事务所的重视。但是审计收费的完善,仅靠政府、外部审计师的力量是不够的。从表4可知,不同上市公司间的内部控制质量差异还比较大,还需要上市公司对内部控制体系进行进一步的完善,提高其内部控制质量。
假设2得出的结论——外部环境可以促进内部控制质量与审计定价的负向关系进一步验证了必须从根本上改善公司的外部治理环境,这样才能解决我国公司内部控制中出现的问题。这意味着,要从根本上提高公司的内部控制质量,对于公司所处的外部治理环境要给予绝对的关注,为此,各级政府部门不仅应该制定相应的内部控制法规等,还要培育公平有效的市场环境,提升各方面的法制水平,促使本地区市场化进程加快,进而促进内部控制质量的提高。
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