年報問詢函的監管效果可持續嗎？
——基于盈余管理角度

劉瑛（副教授） 岳子桐（首都經濟貿易大學會計學院 北京 100070）

一、引言

“放松管制，加強監管”是目前我國監管改革的大方向，作為對上市公司信息披露方面承擔一線監管責任的我國滬深證券交易所，已于2013年開始進行信息披露“直通車”改革，由“事前審核”過渡到“事后監管”，監管方式包括行政處罰性監管和非行政處罰性監管，而問詢函則是非行政處罰性監管的重要手段，包括重組問詢函、定期報告函、關注函、公司部函等，不同類型的問詢函有不同的監管重點，發揮著不同的監管效果，已成為學術界和實務界探討的焦點。

盡管我國證券交易所公開問詢制度已實踐數年，但許多機制尚待完善，問詢作用也應進一步明確，需要大量的研究為實踐指導方向。已有文獻對年報問詢函對企業層面、審計層面、市場層面的影響進行了研究：企業層面上，李曉溪（2019）發現公司收到年報問詢函后業績預告積極性有所提高，預測精確度有所增加，預告文本信息質量有所改善，且當問詢越嚴重、回函越詳細時，上述效果越明顯；陳運森等（2019）發現公司收到問詢函監管后盈余管理行為得到了抑制，且針對前一年年報或當年季報/半年報的收函總數越多或同一財務報告被問詢的次數越多，當年的盈余管理程度降低幅度越大。審計層面上，陳運森（2019）發現上市公司在收到問詢函后被出具非標準審計意見的概率升高，且不同問詢函種類對審計質量的影響不同；彭雯等（2019）認為證券交易所監管問詢增加了審計師發表持續經營審計意見的可能性，審計師變更行為發生的概率增大，且收到問詢函次數越多的公司，其審計師的決策行為受到監管問詢的影響越大。市場層面上，李琳（2019）發現年報問詢函及其回復函披露后均出現了負面的股價反應，回復期發生內部人減持樣本的負面股價反應更大；郭飛（2018）研究發現年報問詢函披露的累計平均異常收益顯著為負，年報問詢函具有信息含量，年報問詢函收入問題集中度越高，負向市場反應越大，累計異常收益越小。也有部分文獻對年報問詢函的影響因素進行了探討，如余明桂等（2019）發現上市公司內部控制質量越好，收到的年報問詢函的字數、問題數量越少，即問詢的嚴重程度越小。上述文獻多立足當期，探討年報問詢函產生的效果。由于我國資本市場為非強勢有效市場，尚處于發展階段，歷史信息對市場效率有著極為重要的影響。“歷史”是相對的——歷史是由當期事件產生的，當期事件終將會成為歷史，即公司當期發生的事件、披露的信息終將變成市場中的歷史信息。立足時間維度，研究探尋當問詢成為公司的歷史事件時，是否還會對管理層、投資者產生影響，具有重要的實踐意義。

年度報告作為聯結上市公司和報告使用者最重要的信息載體，反映了公司的財務狀況、經營成果、現金流量等。年報中所披露的利潤相關指標的質量、可預測性、持續性和價值相關性更是報告使用者廣泛關注的焦點。如果公司存在一定的盈余管理行為，會加劇資本市場的信息不對稱性，降低市場定價效率，“泡沫累積”形成暴雷風險，并產生“劣幣驅逐良幣”的現象。而定期報告問詢函中年報問詢函關注的重點是公司披露的年報中存在的科目異常、會計政策運用、會計估計問題等，對盈余管理現象有著“靶向治療”的作用。2015—2019年，滬深證券交易所年報問詢函發函量分別為114、188、345、452、644件，可見年報問詢監管力度在逐年加強。特別是年報問詢函與其他類型函不同，受年報披露時間固有限制，證券交易所本年發出的年報問詢函是基于公司上一年年報所作出的糾察。因此，本文將2014—2018年所有A股上市公司作為研究樣本，將年報問詢函作為研究對象，將對公司盈余管理程度的影響作為年報問詢函的監管效果，檢驗監管是否有效，以及效果是否具有跨期性。研究結果表明：首先，年報問詢函會顯著抑制被詢公司上一年的盈余管理程度，該效果具有即時性，且同一年度收到的年報問詢函越多，抑制作用越明顯。其次，年報問詢函對公司收函當年的盈余質量帶來了質量增量，說明即使問詢函針對的不是公司本年報表的財務行為，也會對管理層的機會主義行為產生震懾，即對公司盈余管理具有單期跨期性抑制作用。為了使結果更加穩健以及緩解內生性問題，本文主回歸采用固定效應模型，以排除遺漏不隨時間變化變量帶來的影響，在穩健性檢驗中，采用PSM匹配樣本和多時點雙重差分模型解決實驗樣本選擇問題，此外還采取了替換盈余管理代理變量等方法，檢驗結果依舊成立。進一步地，隨著時間的推移，當收到年報問詢函成為一家公司的歷史事件后，還會對管理層的財務行為產生一段窗口期的影響，經證明，年報問詢函抑制公司盈余管理的窗口期為兩年，即公司收到年報問詢函的未來兩年時間，會持續抑制公司的盈余管理行為，且該效果逐年遞減。綜上，年報問詢函可以顯著抑制公司的盈余管理行為，且該效果會持續兩個會計年度。

本文的貢獻在于，在以當期視角探討各類問詢效果的研究基礎上，立足時間維度，研究普遍意義上年報問詢函對公司盈余管理抑制效果的持續性與持續期，延展了對非處罰性監管的研究，為監管實踐及監管效果的相關研究提供了依據。

二、理論分析與假設提出

本文從時間維度研究年報問詢函對盈余信息的監管效果，以作用機制作為切入點，從一般到特殊，將問詢函產生效果的即時性和跨期性分開討論。年報問詢函作為證券交易所的一種常規非處罰性監管手段，其作用機制為上市公司在年初按照相關規定將經審計后的上一年財務報告對外披露后，由證券交易所進行“事后監管”，核查該報告是否明確按照相關規定如實披露，包括科目異常值、持續經營能力、會計政策和會計估計運用是否合理等，一旦發現異常情況，便會向該公司出具問詢函，并要求該公司在規定期限內進行有效回復，并向市場披露雙方信函溝通的全過程。如果公司的回復內容合理解釋了問詢內容，則問詢結束；如果不能合理解釋，則應配合證券交易所對信息進行修訂和補充披露，否則，證券交易所會出具警示函并采取相關措施。

宏觀上，從作用機制中的核查重點來分析，陳碩等（2018）通過對2015—2017年滬深證券交易所發出的年報問詢函進行分析，其關注的重點是年報數據的真實性、行業和企業戰略、公司治理、重大事項和潛在風險與關聯交易公允性。年報數據真實性方面主要關注存貨、應收賬款、主營業務收入等方面，此類問詢函包括兩種情況：一是同一會計信息在年報披露中存在前后不一致；二是不同會計信息在年報披露中存在自相矛盾。我國上市公司盈余管理的主要手段包括收入和費用的確認、會計政策和會計估計的變更、關聯交易、資產減值準備、非經常性損益等方面（高飛，2011）。基于此，年報問詢函關注重點和盈余管理手段二者形成了一種“靶向治療”的關系。故一般地，從工作重點上看，年報問詢函會抑制公司上一年的盈余管理行為，對盈余信息具有修正作用。

由于各公司和年報問詢函的內容均具有一定的異質性，還需從微觀上進行考慮，從作用機制中的反饋過程來分析，若年報問詢函的內容非重點關注內容，雖然不能對盈余管理行為產生直接的抑制作用，但一方面，當證券交易所披露的問詢函被媒體、分析師等捕捉時，被詢公司會成為市場廣泛關注的對象，將給公司改善信息披露質量帶來巨大壓力，提高了管理層的實際機會主義成本，從而抑制盈余管理行為；另一方面，根據心理霍桑效應，管理層收到問詢函后，會認為自己的財務報告“被關注”，增加了其內心機會主義成本，因此即使問詢內容非盈余信息相關內容，管理層也會收斂自己的盈余管理行為，從而提高上一年財務報告的盈余信息質量。

綜上所述，證券交易所通過年報問詢、回函、修改、警示等過程，能夠提高公司上一年財務報告的盈余信息質量，從而降低當年該公司與投資者的信息不對稱性，即證券交易所年報問詢函對公司盈余管理行為的抑制作用具有即時性。因此本文提出假設1：

H1：證券交易所年報問詢函對公司上一年年報的盈余管理程度具有即時性的抑制作用。

隨著網絡信息化的迅速發展，自媒體已成為日常生活中傳遞各種信息的主角，每年上市公司年報公布前后，都會迅速引起大量的媒體解讀、券商點評等，年報監管問詢也逐漸成為市場的輿情熱點，為公眾觀察市場打開了新窗口，提供了新媒介（馬建勛等，2016）。證券交易所結合投資者關注的事項對上市公司年報進行事后審核，年報問詢函的內容可能會更加有效地觸及投資者的“痛點”。雖然年報問詢函的內容主要針對的是已經公開披露的年報信息，但對于投資者來說可能仍具有信息增量（郭飛等，2018）。根據信號傳遞理論，證券交易所披露某公司的相關問詢函后，會導致現有投資者懷疑該公司所披露的會計信息的可靠性，產生信任危機；對潛在投資者會產生錨定效應，即先入為主，認為該公司的會計信息不可靠，形成信任壁壘，最終造成股價波動，并且這種心理現象具有跨期性。即某公司年報在第T期被證券交易所問詢，投資者在第T+1期仍會對該公司有懷疑情緒，長期提高管理層的機會主義成本，影響公司的長遠發展。因此，年報被問詢后，管理層會傾向于在未來若干年的公司年報中披露相對真實的盈余信息，一是為了逐漸恢復外部投資者對其的信任，緩解信任危機，打破信任壁壘；二是為了降低未來的法律訴訟風險和信息風險；三是為了防止被當作重點監管對象，再次收到年報問詢函。如圖1所示。由于該效果會持續多久尚未獲得論證，出于謹慎起見，此處僅討論T+1期即單期跨期性。因此本文提出假設2：

圖1 跨期作用機制圖

H2：證券交易所年報問詢函對公司盈余管理的抑制作用具有單期跨期性。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2014—2018年我國A股上市公司相關數據作為樣本。其中年報問詢函數據主要來源于證券交易所公開披露的監管信息，其他數據主要來源于CSMAR數據庫。本文對樣本進行了如下處理：（1）考慮到ST、*ST和PT公司的財務指標具有特殊性，將其剔除。（2）由于金融保險行業與一般行業的經營業務存在普遍差異性，故將金融保險行業的公司剔除。（3）剔除數據缺失的樣本。為避免異常值影響，本文對所有連續變量進行了1%的縮尾處理。最終公司-年度觀測值為12 984個。

（二）變量定義

1.盈余管理程度變量。本文使用基于總應計利潤的、帶截距項的、兩步計算的修正的Jones模型來衡量上市公司的盈余管理程度，并基于Hribar和Nichols（2007）的研究結論：區分方向的操控性應計利潤在計量盈余管理程度上優于操控性應計利潤絕對值指標，該結論得到了Francis和Wang（2008）、王兵等（2011）以及 Ke等（2015）等諸多研究的驗證。陳運森（2019）提出《上交所就2016年年報事后審核情況答記者問：審核中會計處理疑問》可以體現出穩健性的會計原則，使得“隱藏利潤”行為更不可能被問詢，所以本文選擇使用區分方向的操縱性應計利潤作為盈余管理程度變量。

2.問詢變量。由于時間限制，證券交易所本年出具的年報問詢函基于的是上期報表存在的問題，因此本文定義Inq為是否收函的啞變量，當公司在T+1年收到問詢函，第T年的Inq為1，否則為0；Inq_N定義為收函數量，公司第T年的Inq_N為T+1年收到年報問詢函的總數。為探究年報問詢函效果的跨期性，本文定義Pr_n為跨期數的離散變量，如某公司2016年收到基于2015年年報問題的問詢函，則2014—2018年的Pr_n分別為0、0、1、2、3。由于樣本年度為2014—2018年，因此Pr_n∈［0，4］。

3.控制變量。本文在研究相關文獻的基礎上發現，盈余管理程度與公司規模、產權性質、財務杠桿、股權集中度、避虧動機（陳運森等，2019）、董高兼任情況、經營現金凈流量規模密切相關，因此本文選取以上控制變量，具體變量定義如表1所示。

表1 變量設計表

（三）模型設計

針對假設1，即即時性，為了防止由于遺漏不隨時間變化的個體效應變量所產生的內生性，本文基于固定效應模型，構建如下模型：

其中，i表示個體，t表示時間；ΣControli，t表示隨時間和個體變化的控制變量，參見表1；μi表示個體固定效應，Σyear表示時間固定效應，ΣInd表示行業固定效應，下同。根據假設1，本文預計β1顯著為負。

針對假設2，即單期跨期性，為了防止由于遺漏不隨時間變化的個體效應變量所產生的內生性，本文基于固定效應模型，構建如下模型：

根據假設2，本文預計β2顯著為負。

四、實證檢驗

（一）描述性統計和相關性檢驗

數據情況如表2所示，其中Panel A包括全樣本主變量的描述性統計和以是否收到年報問詢函（Inq）作為分組變量得到的兩組均值及組間均值T檢驗，全樣本中DA_M的均值為0.003，標準差為0.078；Size的均值為22.26，標準差為1.273；State的均值為0.345，標準差為0.475；Lev的樣本均值為0.426，標準差為0.206；CFO的樣本均值為0.042，標準差為0.069；AvLoss的均值為0.299，標準差為0.458，說明樣本中有避虧動機的公司占28%；OC的均值為0.340，標準差為0.146；Dual的均值為0.276，標準差為0.447。從組間差異分析可知，未接到年報問詢函的公司-年度樣本的DA_M均值為0.007，接到年報問詢函的公司-年度樣本的DA_M均值為-0.027，且在1%的顯著性水平上通過了均值T檢驗，說明年報問詢函可以顯著降低作用對象的操縱性應計盈余水平。Panel B列示了本文的實驗組即收到年報問詢函的公司樣本分布，分布顯示滬深證券交易所發出年報問詢函的數量逐年增多，一定程度上說明年報問詢函的監管力度在逐年加大。

表2 樣本描述表

相關系數分析如表3所示，無論是Pearson相關系數還是Spearman相關系數，都顯示統計上DA_M和Inq顯著負相關，說明年報問詢函可以顯著降低作用對象的操縱性應計盈余水平。

表3 相關系數表

（二）基本分析

表4的Panel A列示了模型（1）的回歸結果，回歸結果（1）中變量Inq的系數為-0.0264，在1%的水平上顯著，可見公司本年操縱性應計利潤與下一年收到年報問詢函顯著負相關，說明年報問詢函具有即時威懾力，能夠減少公司的操縱性應計利潤，降低公司的盈余管理程度，從而提高公司上一年所披露年報的盈余信息質量。回歸結果（2）中Inq_N的系數為-0.0235，通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明年報問詢函的即時威懾力具有疊加作用，每份年報問詢函都會顯著影響年報披露，促使公司盈余信息產生一定的質量增量，即公司同一年度收到的年報問詢函越多，對上一年披露的年報中盈余管理程度產生的抑制效果越明顯，假設1成立。

表4 年報問詢函對盈余管理的抑制作用

表4的Panel B列示了模型（2）的回歸結果。回歸結果（1）中變量 Pr_1的系數為 -0.0101，回歸結果（2）中變量Pr_1的系數為-0.0097，均在1%的水平上顯著，說明公司本年操縱性應計利潤與本年是否收到年報問詢函顯著負相關，也就是說年報問詢函的威懾力具有單期跨期性，為了防止出現受到處罰、信任危機、股價下跌等后果，本年收到年報問詢函后，公司管理層在下一年披露年報時會更加“小心謹慎”，從而提高本年的會計信息盈余質量，假設2成立。回歸結果（1）中變量Inq的系數為-0.0269，Inq_N的系數為-0.0239，均通過了1%水平上的顯著性檢驗，與Pane A的回歸結果——年報問詢函具有即時威懾力相互佐證，并且本年收到的問詢函越多，公司管理層的謹慎程度越高，對盈余信息的提高效果越明顯。

五、穩健性檢驗

（一）基于PSM配對樣本的檢驗

由于收到年報問詢函對于公司來說屬于外生事件，無法采用隨機分組的方法進行基于大數定理的觀察研究，因此本文采用傾向得分匹配法（PSM）來削弱實驗組和對照組（收到年報問詢函的公司和未收到年報問詢函的公司）之間混雜變量的影響。參照郭飛等（2019）、李曉溪等（2019）、陳運森等（2019）和余明桂（2019）的研究，本文通過Logit回歸篩選出公司規模（Size）、股權性質（State）、財務杠桿（Lev）、股權集中度（OC）、營業規模（LOB）、審計師（Ais：審計師是“四大”為 1，否則為 0）、經營現金流量規模（CFO）、內控是否存在缺陷（Weak：內控存在缺陷為1，否則為0）、違規處理（illegal：存在財務違規為1，否則為0）、財務重述（Restate：發生財務重述為1，否則為0）、公司上市年齡（Age）作為PSM的協變量，參照Erkens等（2014）的研究，采用1∶4最近臨匹配，經檢驗，匹配樣本滿足了Overlap和Common Support假設。

表5中Panel A和Panel B展示了利用PSM匹配后的樣本進行OLS的結果，Panel A中（1）和（2）的Inq和Inq_N系數均在1%的水平上顯著為負，Panel B中（1）和（2）的Pr_1系數均在1%的水平上顯著為負，說明經過PSM削弱樣本特征影響調整后，結論依然成立。

表5 基于PSM匹配樣本的回歸分析

為了減弱噪音——實驗組（收到年報問詢函的公司）的操縱性應計盈余是本身存在的固有性質，而非年報問詢函產生的作用，本文采用PSM—DID來探究年報問詢函對公司操縱性應計盈余的凈效應。此處基于上述PSM匹配后樣本，參考Beck等（2010）的研究，構建基于固定效應模型的多時點雙重差分（Time-varying DID）模型，其中Di，t表示若公司T+1年收到問詢函，則第T年及以后均為1，否則為0；其余變量與上文一致。樣本方面，對于5年內重復收到問詢函的公司，只保留首次問詢數據。模型如下：

PSM—DID的回歸結果列于表5中Panel C，可知D的系數為-0.0247，且在1%的水平上顯著，說明公司收到問詢函后顯著抑制了操縱性應計盈余，提高了會計信息盈余質量，支持了前文結論。

（二）替換操縱性應計盈余代理變量

為了減弱變量噪音——上述主要結論可能是由于使用單一度量操縱性應計盈余的變量所致，此處使用基于總應計利潤的、帶截距項的基本Jones模型（DA）和業績匹配的修正Jones模型（DA_K）模擬的擬合誤差來衡量操縱性應計盈余，兩者值越高，公司盈余管理程度越嚴重。DA的回歸結果列于上頁表6前兩列，變量Inq和Pr_1分別為-0.0223和-0.0082，均在1%水平上顯著為負。DA_K的回歸結果列于表6后兩列，變量Inq和Pr_1分別為-0.0435和-0.0166，也均在1%水平上顯著為負，說明年報問詢函的即時性和跨單期效果依然成立，上述主要結論依然穩健。

表6 基于替換代理變量的穩健性檢驗

六、進一步分析

很多學者研究表明年報問詢函會對作用對象產生一系列效果，如陳運森（2019）對年報問詢函內容種類進行了劃分，認為上市公司收到證券交易所的年報問詢函后會降低盈余管理程度，當年報問詢函需要中介機構發表專業核查意見、涉及問題數量較多、涉及會計問題、公司回函明確承認錯誤或延期回函時，更能降低盈余管理程度，不同的年報問詢函細分特征產生的監管效果不同。劉程（2019）發現證券交易所問詢函顯著降低了上市公司的股價崩盤風險，并且問詢函數量越多，其風險抑制效應越明顯。已有研究討論了年報問詢函當期會對公司產生何種影響，在此基礎上，本文進一步研究了年報問詢函的監管效果是否可持續以及持續期。本文研究的主題是年報問詢函對上市公司盈余管理是否會有持續抑制效果，主分析中為謹慎起見，默認年報問詢函對公司盈余管理程度產生的抑制效果只持續一期，此處探究該效果具體可以持續幾個會計年度。本文構建以下模型：

其中，Pr_n表示跨n期的啞變量，如某公司在2016年度收到年報問詢函，則2016年度Pr_1變量取值為1，Pr_2—Pr_4取值為0。

表7中Panel A列示了將Pr_1—Pr_4進行混合回歸的結果，為了剔除有些公司再次被問詢所帶來的噪音，混合回歸樣本中對于2015—2019年收到兩次及以上年報問詢函的公司，僅保留其首次問詢數據。結果表明Pr_1和Pr_2的系數分別為-0.0165和-0.0137，在1%的水平上顯著為負，且|Pr_1|＞|Pr_2|，而Pr_3和Pr_4的系數均為正，且不顯著。Panel B列示了將Pr_1—Pr_4進行單獨回歸的結果，樣本方面：（1）中樣本只討論年報問詢函的當期作用，剔除了所有被詢公司首次收到年報問詢函的當年及以后數據。（2）中樣本剔除了Pr_2—Pr_4中有賦值1的觀測樣本，剔除了研究期間的重復收函數據。（3）—（5）中樣本處理以此類推。（1）中變量Inq的系數在1%水平上顯著為負，為主要結論提供了側面支撐。（2）—（5）中Pr_1、Pr_2、Pr_3和Pr_4的系數分別為-0.0166、-0.0139、0.0024和0.0076，Pr_1和Pr_2的系數在1%的水平上顯著為負，且|Pr_1|＞|Pr_2|，而Pr_3和Pr_4的系數均為正，且不顯著，因此本文經過實證檢驗得出如下結論：從普遍意義上看，年報問詢函對盈余管理行為所產生的抑制作用持續期為兩個會計年度，且效果逐年減弱。

表7 年報問詢效果的持續期

當證券交易所監管資源有限時，如何合理配置資源產生最優的監管效果，是一個需要解決的現實問題。本文研究結論表明，年報問詢效果持續期為兩年，說明證券交易所單位監管資源問詢處于抑制效果持續期外公司（以下簡稱持續期外公司）產生的邊際監管效果優于問詢處于抑制效果持續期內公司（以下簡稱持續期內公司），但為了不使外界捕捉到證券交易所的年報問詢傾向從而產生應對策略，證券交易所不能徹底忽略處在問詢持續期內的公司，從而滿足持續期內公司和持續期外公司之間的邊際替代率遞減，保證了其監管效果線是擬凹、凸向原點的。又根據實際情況，證券交易所問詢單位公司耗費的監管資源不因該公司是否處在持續期而變動。如下頁圖2所示，縱坐標為問詢持續期外公司的數量，橫坐標為問詢持續期內公司的數量；L線為監管資源約束線：aX+aY=m；U線為監管效果無差異曲線；L與U1交于M監管資源最優分配點，對應橫坐標y1為該約束下問詢持續期外公司的數量，x1為該約束下問詢持續期內公司的數量，y1＞x1，刻畫了資源的傾斜，從而達到監管資源最優配置。

圖2 資源最優配置圖

七、結論及啟示

2013年7月開始實行的信息披露“直通車”制度開啟了上市公司自主信息披露時代，為配套公司信息披露方式的變化，證券交易所一線監管模式也由“事前審核”轉向“事后監管”，年報問詢函制度成為事后監管模式的主要手段。在此背景下，本文以2015—2019年收到年報問詢函的上市公司作為研究對象，基于固定效應模型，從時間維度研究了年報問詢函對公司盈余管理程度的抑制作用，研究發現：年報問詢函可以抑制當期報表的操縱性應計盈余，對于盈余管理有著顯著的即期威懾力，且同一年度收到年報問詢函的次數越多，抑制效果越明顯，威懾力越大；同時，該監管效果具有單期跨期性，即顯著抑制下一年度的盈余管理。為了檢驗結果是否穩健以及解決內生性問題，本文運用PSM方法，從一定程度上削弱了個體特征產生的樣本影響，并運用匹配樣本構建基于固定效應的多時點雙重差分模型，結果支持上述結論；通過分組回歸得出年報問詢函效果的即時性和跨期性存在交互調節作用，也從側面為上述結論提供了證據；為了解決代理變量選取產生的噪音，本文將盈余管理代理變量替換為基于總應計利潤的、帶截距項的基本Jones模型和業績匹配的修正Jones模型，回歸結果依舊顯著。本文進一步分析了年報問詢函對公司盈余管理行為產生的抑制效果持續期，結果發現，從普遍意義上看，年報問詢函對于A股上市公司盈余管理的監管效果可以持續兩個會計年度。

本文的啟示意義在于：從證券交易所的監管層面看，年報問詢函具有顯著的監管效果，應加大監管力度，更好地發揮“事后監管”的作用，降低資本市場中的信息不對稱性，更好地保護投資者利益，促進資本市場的健康發展。從監管資源配置層面看，根據成本效益原則，在年報問詢監管過程中，應將問詢監管資源多向前兩期未收到年報問詢函的公司傾斜，以達到成本一定的前提下，達到最優監管效果，最大化實現資本市場的信息增量。