上市公司審計意見、未預期盈余與年報披露及時性的實證研究

［摘要］鑒于信息披露及時性的重要，本文將主要基于國外的相關研究和中國股市及上市公司的特征，提出三個研究假設，然后構建回歸模型，依據2007年，即新會計準則實施的第一年，中國上市公司年報數據進行假設檢驗，考察上市公司審計意見、未預期盈余與年報披露及時性之間的關系。研究結果大部分和國外研究類似，但是由模型的分析結果以及年度差異來看，中國上市公司卷入盈余管理，且實施新準則后，利潤操作的可能性較大。

［關鍵字］審計意見 未預期盈余 報告時滯

一、引言

信息披露制度是指公司管理當局按照相關規定，將公司經營成果、財務狀況、治理體系等信息完整、真實、及時地予以公開，供信息使用者理性判斷公司價值，以維護股東為首的利益相關者合法權益的法律制度?？偟膩碚f信息質量包括：全面性、相關與及時性、可靠性、可比性、重要性。其中，對信息披露及時性的關注可謂由來已久?？梢?，信息披露的及時性備受關注，基于這一點，本文將主要基于國外的相關研究和中國股市及上市公司的特征，提出三個研究假設，然后構建回歸模型，依據2007年中國上市公司年報數據進行假設檢驗，考察上市公司審計意見、未預期盈余與年報披露及時性之間的關系。在引言之后，本文包括相關理論基礎與研究假設、研究設計、統計分析、結論等五個主要部分。在統計分析中分別用描述性統計和馬克威線性回歸結果進行分析，得到結論，來支持假設并得到驗證。

二、理論基礎與研究假設

在會計信息披露及時性研究領域，國內外學者重點關注于二個方面：一是對披露滯后現象的解釋，最早引起人們注意的就是“好消息早，壞消息晚”的披露規律；二是及時性的信息含量問題。

（一）理論基礎

1、國外文獻綜述

一些基于美國和澳大利亞股市的研究認為審計意見和未預期盈利都對年度收益報告的披露時間有著顯著的影響。

Begley、Fischer（1998）研究了未預期盈余的方向和大小對于年報公告時間的影響，結果發現負向的未預期盈余會延遲公司年報公司的時間而且越是糟糕的未預期盈余則越延遲公告的時間。

Haw et al.（2000）在研究中國股市后指出隨著股票市場的發展，更多的上市公司傾向于在4月的最后一周披露年報，特別是當上市公司經營業績不佳時。Chen et al. （2001）研究中國股市也發現，審計遲滯和被出具非標準審計意見的頻率正相關，這表明審計雙方的談判協商久拖不決是被出具非標準審計意見可能性增加的信號。

Haw et al.（2003）另一個基于中國股票市場的研究也證實了上述觀點，而且Haw et al.（2003）還發現審計意見和未預期盈利之間存在顯著的相互作用；未預期盈利為正而被出具非標準審計意見的上市公司年報披露明顯晚于未預期盈利為負而被出具標準審計意見的公司。

2、國內文獻綜述

我國國內對于上市公司年報公布時間特點的研究較少。

王立彥、伍利娜(2003)基于中國特殊的年報預約制度背景，首次以2002年年報披露中變更預約披露日的上市公司為對象，對變更預約披露日的影響因素進行了探討，研究發現，推遲披露年報的公司較多被出具非標準無保留審計意見、當年不進行利潤分配、會計業績指標表現差。［1］

孟衛東、陸靜（2000）從年報批露的時機、年報披露期間的超額收益、累計超額收益和盈余反應系數等多角度研究了我國上市公司財務會計信息披露的特征。上市公司的年度報告比較有效地傳遞了有關公司盈余狀況的信息， 并且， 盈余好的公司傾向于較早地公布其年報， 反之則推遲公布年報，年報披露前后盈余反應系數的符號表明市場存在濃厚的投機成分， 機構投資者有利用內幕信息操縱市場的空間。［2］

李維安等（2005）以2000－2003年中國上市公司為樣本，發現未預期盈余、非標準審計意見與年報披露及時性之間有關系，但是同時認為公司未預期盈余越大，公司不一定越早公布年報，與現有的結果相矛盾。［3］

陳漢文等(2004)、程小可等(2004)以及巫升柱等(2006)分別利用不同年度的上市公司數據，采用不同的方法對我國上市公司的信息公告及時性與業績變動、盈余市場反應、審計意見之間的關聯性進行了實證分析，他們的研究表明在現實的中國市場存在“好消息早，壞消息晚”的披露規律，同時上市公司年報披露時間呈逐年縮短的趨勢，且規模越大的上市公司年報披露時間越晚；年報披露及時性與盈余消息類型(好消息與壞消息)密切相關；盈余披露及時性顯著影響了系非標準審計意見也是影響盈余報告延遲披露的重要因素。［4］［5］［6］

朱曉婷，楊世忠2006年依據中國深滬兩市上市公司2002—2004年年報數據，以上市公司年報時滯作為及時性的替代變量，對中國上市公司會計信息披露及時性的信息含量問題進行實證分析。研究發現：早披露年報公司的市場反應顯著強于晚披露公司，從而得出了及時性具有信息含量的肯定結論。［7］

（二）研究假設

1、在強制披露制度下，由于管理者無法對應披露信息隱瞞不報，管理者有動機延遲披露“壞”消息。Chen、Su Zhao(2000)和李增泉(2002)發現，“非標意見”公司和“標準意見”公司在年報公布前后有不同的市場表現，審計意見會對投資者的決策行為產生重要影響。對投資者來說，收到“非標意見”通常被認為是一個較嚴重的“壞”消息。因此，管理者有很強的動機延遲“非標準審計意見”的披露。當上市公司和審計師存在意見沖突時，雙方的溝通、談判、協調時間相應將增加，也會對年報的按時披露產生影響。因此，我們可以提出：

假設1：審計意見類型將對公司年報披露及時性產生影響，被出具非標準無保留意見公司的年報遲滯時間久，即年報披露不及時。

2、公司內部的績效評價制度與公司管理層的切身利益相關。如果管理者自身的績效評價和薪酬激勵體系與公司盈余水平直接相關，那么管理者也更有動力延遲盈余“壞消息”的披露，以爭取較多的時間應對來自各方的批評或是采取措施改善差的業績表現。提前披露好消息說明信息披露的及時性，許多會計學者將財務報告的披露時間視為衡量會計信息及時性的替代標準。報告時滯是Chmabers和Pemnna(1954)提出的概念，指從財務報告所涉及的會計期間結束日到報告披露日之間的時間間隔。報告時滯越小說明上市公司披露財務報告時間越短，則會計信息就越及時，管理者更愿披露好的業績。則有如下假設成立：

假設2：未預期盈余為負的公司年報遲滯時間久，即年報披露不及時；其中未預期盈余程度越大的公司，越早披露年報。

3、除了未預期盈余可以作為消息“好”“壞”性質的替代變量以外，在中國，凈利潤作為年報的一個重要數據，歷來為公司各利益相關者所重視；當公司出現年度虧損時，很容易被投資者理解為公司經營狀況變壞的一種表現。同時，市場監管方也對出現年度虧損的公司給予了一些嚴格的規定。因此，一般說來，年度虧損也是上市公司不愿意披露、但又不得不披露的“壞”消息。上市公司有動機在出現年度虧損時延遲披露年報，因此，提出如下假設：

假設3：出現年度虧損的公司年報遲滯時間久，即年報披露不及時。

三、研究設計

（一）變量設計

1、被解釋變量—及時性的度量

在報告時滯的具體度量上又有一個頗具爭議的問題:即計量上市公司年度報告披露時間存在日歷天數與交易天數兩種標準，前一種標準將上一會計期間結束日(一般為12月31日)至年報披露日之間的日歷天數計為會計信息披露時滯；后一種標準則為交易日天數。兩種標準的爭論焦點就在于將節假日包括在時滯期內是否合理。

按照日歷天數標準簡單、直觀，但這種簡單化的做法忽視了市場作為信息反應平臺的基礎性作用，在休市日和交易日，信息使用者對信息的消化方式顯然是有較大差別的。在休市日或節假日公告的公司，其信息釋放只能等到開市才能表現出來，那么對在休市日和節假日前后分別進行公告的公司，實際上二者的及時性程度是類似的。本文采用交易日標準來計算上市公司年度報告的時滯期，并以此作為及時性的替代變量，即年報時滯為上一會計年度末(12月31日)至年報披露日之間所包含的交易日天數。

2、試驗變量

（1）審計意見類型

根據我國獨立審計準則的規定，我國注冊會計師出具的審計意見分為無保留意見、保留意見、拒絕表示意見和否定意見。當注冊會計師在出具無保留審計意見時，如果認為存在可能對會計報表產生重大影響的不確定事項、且不影響已發表的意見時，可在說明段之后，增加對該類事項的說明，這種意見被稱為帶說明段的無保留意見。因此，在研究我國上市公司的審計意見時，通常把帶說明段的無保留意見和保留意見、拒絕表示意見和否定意見劃為一大類，統稱為非標準無保留審計意見，與標準無保留審計意見相對應。本文也沿用這種常用的劃分方法，將審計意見變量定義為：Opinion=1，當收到非標準無保留審計意見時；Opinion=0，當收到標準無保留審計意見時。

（2）未預期盈余

參照以往的研究，本文選取未預期盈余來度量盈余報告所包含的盈余消息的性質，其值為實際盈余減去期望盈余，有三種較常用的模型用來計算期望盈余：由于中國資本市場發展歷史不長，也沒有公開的分析師預測值，所以，本文借鑒Haw等(2003)的研究，計算預期盈余，同時使用期初總資產數值標準化未預期盈余以控制公司規模對未預期盈余的影響。據此，定義未預期盈余UE=(NPit-NPit-1)/TAit-1其中NPit是i公司第t年實際凈利潤，TAit-1是i公司t年年初總資產額。

設置虛擬變量DUE，定義如下：DUE=1，即當UE>0時，表示當年有正未預期盈余，意味著公司有“好消息”；DUE=0，即當UE<0時，表示當年有負未預期盈余，意味著公司有“壞消息”的情況。

（3）年度虧損

設置虛擬變量Loss ，如果當年凈利潤為負，則Loss=0；如果當年凈利潤為正，則Loss=1。

3、控制變量

（1）財務杠桿

一般用資產負債率DTA來測量，衡量企業不同行業水平的資本結構和償債能力。通過控制上市公司財務杠桿對年報披露時間的影響，按照經理們總是傾向于早些公布好消息，遲些披露壞消息的規律，我們預期財務杠桿高的上市公司年報遲滯的時間久。也控制了行業差異的影響，因為各行業之間在資本結構上是存在顯著差異的。

（2）ST制度

設置虛擬變量，來衡量風險指標。若上市公司未被ST，則ST=1，認為公司所面臨退市的風險小；若上市公司被ST，則ST=0，認為公司所面臨退市的風險大。以此來控制年報披露時滯的影響。

（3）業績指標

上市公司的績效的衡量，主要指標包括:總資產收益率、主營業務利潤率、每股收益、存貨周轉率和每股凈資產等。其中，凈資產收益率(ROA)是一個綜合性極強、最具代表性的財務比率，是企業銷售規模、成本控制、資本營運、籌資結構的綜合體現，能反映公司經營活動的最終成果和總資金的獲利能力，體現了企業價值最大化的目標追求。

（4）公司規模

公司規模越大的企業，其業務量也越多，毫無疑問也將導致更多的審計活動，進而增加審計報告時滯，從而使得年報披露時間延長；但從另一方面考慮，由于政治成本假設(Dyer Mchugh ，1975)，大公司受到來自監管機構和投資者更多的注意，因而會有更大的動力去盡早公布財務報告。則審計報告時滯與被審公司規模之間存在負相關關系。本文將公司規模作為控制變量加入模型中，定義公司規模變量Size = LnTA(年初總資產)，以控制公司規模對年報披露時滯的影響。

變量設計如表1：

（二）樣本選擇及數據來源

我們以2007實施新會計準則的第一年滬深兩市發行A 股的上市公司為研究樣本，剔除1.金融類上市公司；2、部分數據缺失的樣本；3、一些變量處于極端值的樣本。經過上述程序，我們最后得到1370個觀測值，所有財務數據，年報報告時滯，審計意見類型等來源于深圳國泰安csmar數據庫。

（三）研究模型

本文的研究目的是考察可能影響公司年報披露預約日變更行為的因素。由此，我們選取年報披露的時間特征為因變量Y，自變量為Opinion、DUE、UE、Loss ，DTA、ST、ROA、Size為控制變量，建立Logistic 回歸模型：

Y=B0 + B1Opinion + B2DUE + B3UE + B4Loss + B5DTA+ B6ST+ B7ROA+ B8Size+ε

其中：Y表示年度報告時滯；Opinion 表示審計意見類型；DUE表示未預期盈余方向；UE代表未預期盈余；Loss 代表企業是否當年虧損；DTA代表企業資產負債率；ST表示上市公司是否被ST；ROA表示企業的業績水平；Size 表示企業規模。

四、統計分析

（一）描述性統計分析

本文先從虛擬變量的描述性統計入手，從對整體的比例分布上得到簡單而直觀的假設支持。如表2所示：

1、通過四個虛擬變量對年報披露及時性的比較來看，上市公司是否被ST，是否虧損，是否有正的未預期盈余（即是否有好消息），是否被出具了非標準審計意見對年報披露的及時性有很顯著的影響。不僅在樣本絕對數量上有顯著不同，而且對年報時滯的天數差異也很明顯。其中，上市公司是否被ST這一虛擬變量對年報披露的及時性的影響力度與他變量相比，略顯得弱些。

2、對以上變量分別分析可以進一步看出：被ST的上市公司對年報的披露比未被ST的公司平均要晚7.4天，說明風險越高的公司越晚披露信息；虧損的上市公司比虧損的公司平均要晚15.8天進行對年報的披露，說明虧損企業，由于經營業績不好，不愿較早的披露其不好的信息，假設3得到有力支持；未預期盈余為正的上市公司比未預期盈余為負的上市公司平均要早9.8天進行對年報的披露，說明管理者為延遲盈余“壞消息”的披露，爭取較多的時間應對來自各方的批評或是采取措施改善差的業績表現，往往使得年報的披露推遲。假設2得到了部分支持；出具非標準審計意見的上市公司比出具標準審計意見的上市公司平均要晚16.6天進行對年報的披露，此變量對年報披露的及時性的影響程度最大，說明當上市公司和審計師存在意見沖突時，雙方的溝通、談判、協調時間相應將增加，假設1得到充分的支持。

（二）統計檢驗結果與分析

以上僅從描述性統計分析得出假設基本得到支持，但從回歸統計上是否也能得到支持呢？本文運用馬克威分析系統得到線性回歸分析結果。

首先，得到的回歸方程如下：

審計及時性屬性 = 106.786079-13.0147*審計意見類型-7.1266*未預期盈余屬性+0.0033*未預期盈余-6.9231*是否虧損+0.1835*財務困境資產負債率+1.3497*是否被ST-0.0062*總資產收益率+0.1379*公司規模

其中：審計意見類型、未預期盈余屬性、是否虧損、總資產收益率四個變量與審計及時性屬性成負相關關系，其余變量與審計及時性屬性成正相關關系。

審計意見類型關聯程度最大，說明出具審計意見類型級別越低，審計報告的及時性越差，時滯越大。且通過回歸系數分析可看出t檢驗的顯著性水平達到了1%的高水平。假設1得到充分支持。

未預期盈余屬性也得到了足夠的關聯度，t檢驗的顯著性水平也達到了1%的高水平，但未預期盈余對審計及時性屬性影響程度不大，不能很確定地認為未預期盈利越高、企業業績越好的上市公司年報遲滯時間越短。假設2支得到了部分支持。

是否虧損也得到了足夠的關聯度，t檢驗的顯著性水平達到了5%的較高水平，說明越是虧損企業，經營業績越不好，審計報告的披露及時性越差，時滯天數越大。假設3也得到有力支持。

其次，得到回歸系數分析及模型分析如表3所示：

可以進一步看出：方差擴大因子均在10以下，模型不存在多重共線性問題，模型設計基本合理，但由于采用的截面數據，模型的擬合優度并不是太高，但以往對此問題研究認為擬合優度在0.05到0.015之間就很好了。

再次，通過方差分析表，如表4：

可以看出，方差通過F檢驗，且顯著性水平達到10%的較高水平上。

最后，通過D-W檢驗殘差的自相關性如表5：

五、結論

有鑒于信息披露及時性的重要，本文主要基于國外的相關研究和中國股市及上市公司的特征，提出三個研究假設，然后構建回歸模型，依據2007年中國上市公司年報數據進行假設檢驗，考察上市公司審計意見、未預期盈利與年報披露及時性之間的關系。且相關假設出假設2只得到部分支持外，其余均得到了充分有力的支持。同時，控制變量中的財務杠桿高、被ST、規模大的上市公司年報遲滯時間久；而總資產收益率高的上市公司年報遲滯時間相對不長，但均沒得到顯著性檢驗。

和國外學者的研究不一致的是，除了我們對未預期盈利的計算方法和處理方法可能有失偏頗之外，可能的原因在于“上市公司卷入盈余管理，年報中表現出來的未預期盈利并不完全真實。這也暗示了上市公司卷入盈余管理甚至利潤操縱的可能。另外，回歸結果顯示規模大的上市公司年報遲滯時間久，這可能是因為中國上市公司本身規模差異并不明顯，而且大公司的年度財務報告審計工作量大且更為復雜，審計雙方之間更加難以協調等因素使得審計過程延長而遲滯了年報的披露”。［8］

總體看來，本文基于2007年中國上市公司年報數據的研究結果大部分和國外研究類似，但是由各模型的分析結果以及年度差異來看，中國上市公司卷入盈余管理甚至利潤操作的可能性較大。這導致我們不能很確定的認為未預期盈利越高、企業業績越好的上市公司年報遲滯時間越短。為此，有必要進一步研究對上市公司進行有效監管的制度規范，特別是改善上市公司財務監管和內部財務管理制度，細化有關財務、會計方面的監管規則，規范操作，構建科學有效的內外部公司治理機制，強化外部審計和內部審計的職能，減少上市公司盈余管理的空間、加大對利潤操作行為的處罰力度，促使上市公司堅持誠實守信的對待以投資者為核心的利益相關者，以有利于公司贏得持續穩固的市場競爭優勢。當然，本文的研究并未十分的完善，文中對變量的選擇以及計量還有待進一步討論，我們尚不能肯定模型中包含了所有的可能對年報披露時間存在顯著影響的變量，亦不能確保相關變量的計算方法完全科學。

主要參考文獻

[1]王立彥、伍利娜，2003：《公司年報披露預約日變更及披露后更改行為—基于年中國上市公司年度報告的分析》，《經濟科學》第6期。

[2]孟衛東、陸靜，2000：《上市公司盈余報告披露的特征及其信息含量》，《經濟科學》第5期。

[3]李維安，2005：《未預期盈利、非標準審計意見與年報披露的及時性—基于2000一2003年上市公司數據的實證研究》，《管理評論》第3期。

[4]陳漢文等，2004：《盈余報告的及時性:來自中國股票市場的經驗證據》，《當代財經》第4期。

[5]程小可、王化成等，2004：《年度盈余披露的及時性與市場反應—來自滬市的證據》，《審計研究》第2期。

[6]巫升柱、王建玲等，2006：《中國上市公司年度報告披露及時性實證研究》，《會計研究》，年第2期。

[7]朱曉婷、楊世忠，2006：《會計信息披露及時性的信息含量分析—基于2002—2004年中國上市公司年報數據的實證研究》，《會計研究》第11期。

[8]王建玲，2004：《上市公司年度報告及時性與審計意見》，《預測》第4期。

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