年報(bào)預(yù)約披露、年報(bào)披露遲滯、未預(yù)期盈利與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)基于上市公司數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

PAGEPAGE1研究領(lǐng)域：工商管理與管理經(jīng)濟(jì)學(xué)年報(bào)預(yù)約披露、年報(bào)披露遲滯、未預(yù)期盈利與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)**本文受李維安教授主持的國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（70272026和70141011）以及國(guó)家社科基金項(xiàng)目（02BJY127）等資助。——基于2002-2003年上市公司數(shù)據(jù)的實(shí)證研究AnnualReportsPrecontractDisclosure,AnnualReportsDisclosureDelay,UnexpectedEarningsandModifiedAuditOpinions:EmpiricalResearchesbasedonListedCompanies’Datafrom2002to2003南開(kāi)大學(xué)國(guó)際商學(xué)院（天津，300071）唐躍軍(TangYuejun)摘要：深圳證券交易所和上海證券交易所從2002年開(kāi)始，對(duì)前一年度的上市公司年報(bào)披露實(shí)行預(yù)約制度。本文將主要基于國(guó)外的相關(guān)研究和中國(guó)股市及上市公司的特征，提出六個(gè)研究假設(shè)，然后構(gòu)建Logistic回歸模型，依據(jù)2002-2003年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，主要考察上市公司年報(bào)預(yù)約披露、年報(bào)披露遲滯、未預(yù)期盈利與審計(jì)報(bào)告意見(jiàn)類(lèi)型之間的關(guān)系，探尋年報(bào)預(yù)約披露日期所隱藏的信息內(nèi)涵。綜合回歸分析的結(jié)果，基本上可以認(rèn)為，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)、未預(yù)期盈利低的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。關(guān)鍵詞：年報(bào)預(yù)約披露年報(bào)披露遲滯未預(yù)期盈利非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)盈余管理Abstract:ShenzhenSecurityExchangeandShanghaiSecurityExchangeadoptannualreportsprecontractdisclosureinstitutionin2002.InthispaperwedevelopsixhypothesesbasedonoverseasrelevantresearchesandcharacteristicsofChinesestockmarketandlistedcompanies,anddohypothesestesteswithLogisticregressionmodelstoexaminetherelationshipbetweenannualreportsprecontractdisclosure,annualreportsdisclosuredelay,unexpectedearningsandauditopinions,andtoexploreunderlyingandvaluableinformationexistedinannualreportsprecontractdisclosureonthebaseofChineselistedcompanies’datafrom2002to2003.TosumupLogisticregressionresults,wecanconcludethatceterisparibus,thefrequencyofreceivingmodifiedauditopinionsispositivelyassociatedwithannualreportsdisclosuredateofthisyearandlastyear,annualreportsprecontractdisclosuredate,annualreportsdisclosuredelay,andnegativelyassociatedwithunexpectedearnings.Keywords:AnnualReportsPrecontractDisclosure,AnnualReportsDisclosureDelay,UnexpectedEarnings,ModifiedAuditOpinions,EarningsManagement中圖分類(lèi)號(hào)：F8,C83,F2JEL分類(lèi)號(hào)：G34,G14,M41,M42年報(bào)預(yù)約披露、年報(bào)披露遲滯、未預(yù)期盈利與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)——基于2002-2003年上市公司數(shù)據(jù)的實(shí)證研究AnnualReportsPrecontractDisclosure,AnnualReportsDisclosureDelay,UnexpectedEarningsandModifiedAuditOpinions:EmpiricalResearchesbasedonListedCompanies’Datafrom2002to2003為了增強(qiáng)年報(bào)披露的均衡性和年報(bào)披露時(shí)間安排的透明度，防止利用年報(bào)信息操縱股價(jià)的情況發(fā)生，深圳證券交易所和上海證券交易所從2002年開(kāi)始，對(duì)前一年度的上市公司年報(bào)披露實(shí)行預(yù)約制度，將全部上市公司的年報(bào)披露時(shí)間公布于眾。每年的年報(bào)預(yù)約披露時(shí)間表是在各上市公司提出申請(qǐng)的基礎(chǔ)上形成的。上市公司原則上應(yīng)按照這份時(shí)間表進(jìn)行年報(bào)披露，但是仍可以依據(jù)有關(guān)規(guī)定進(jìn)行調(diào)整，具體的年報(bào)披露日期以披露時(shí)間為準(zhǔn)。年報(bào)預(yù)約披露制度是我國(guó)證券市場(chǎng)不斷走向規(guī)范進(jìn)程中，在信息公開(kāi)化方面的有益嘗試。本文擬基于國(guó)外的相關(guān)研究和中國(guó)股市及上市公司的特征，提出六個(gè)研究假設(shè)，然后構(gòu)建Logistic回歸模型，依據(jù)2002-2003年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，主要考察上市公司年報(bào)預(yù)約披露、年報(bào)披露遲滯、未預(yù)期盈利與審計(jì)報(bào)告意見(jiàn)類(lèi)型之間的關(guān)系，探尋年報(bào)預(yù)約披露日期所隱藏的信息內(nèi)涵。本文主要包括相關(guān)理論回顧與研究假設(shè)，研究數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)，研究方法、模型設(shè)計(jì)與研究變量，實(shí)證研究結(jié)果以及研究結(jié)論等五個(gè)部分。一、相關(guān)理論回顧與研究假設(shè)信號(hào)傳遞模型(Spence,1974)和信息甄別模型(RothschildandStiglitz,1976)認(rèn)為，在信息不對(duì)稱情況下，質(zhì)量較好的公司有較高標(biāo)準(zhǔn)的公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和治理信息，而管理當(dāng)局為降低利益相關(guān)者的疑慮，更樂(lè)于主動(dòng)發(fā)出信號(hào)，以傳遞其并未產(chǎn)生支出偏好或偷懶行為而降低公司價(jià)值的信息，進(jìn)而解除代理責(zé)任或獲得市場(chǎng)資源。一些基于美國(guó)和澳大利亞股市的研究認(rèn)為審計(jì)意見(jiàn)和未預(yù)期盈利（UnexpectedEarnings）都對(duì)年度收益報(bào)告的披露時(shí)間有著顯著的影響。比如，Whittred(1980),Keller(1986)和Bamberetal.(1993)指出非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)會(huì)遲滯初步收益公告和審計(jì)報(bào)告的披露。PastenaandRonen(1979),GivolyandPalmon(1982),KrossandSchroeder(1984)和ChambersandPenman(1984)都發(fā)現(xiàn)和預(yù)期的相比較，經(jīng)理們總是傾向于早些公布好消息，遲些披露壞消息。這一時(shí)間規(guī)律是信息披露中最為一致的決定因素之一。Hawetal.(2000)在研究中國(guó)股市后指出隨著股票市場(chǎng)的發(fā)展，更多的上市公司傾向于在4月的最后一周披露年報(bào)，特別是當(dāng)上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不佳時(shí)。Chenetal.(2001)研究中國(guó)股市也發(fā)現(xiàn)，審計(jì)遲滯和被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的頻率正相關(guān)，這表明審計(jì)雙方的談判協(xié)商久拖不決是被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)可能性增加的信號(hào)。Hawetal.(2003)另一個(gè)基于中國(guó)股票市場(chǎng)的研究也證實(shí)了上述觀點(diǎn)，而且Hawetal.(2003)還發(fā)現(xiàn)審計(jì)意見(jiàn)和未預(yù)期盈利之間存在顯著的相互作用：未預(yù)期盈利為正而被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的上市公司年報(bào)披露明顯晚于未預(yù)期盈利為負(fù)而被出具標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的公司。此外，BegleyandFischer(1998)還重新驗(yàn)證了先前的研究發(fā)現(xiàn)在法律環(huán)境發(fā)生顯著變化的1983-1992年期間是否依然成立，結(jié)論是相當(dāng)一致和肯定的。另外有證據(jù)顯示，審計(jì)意見(jiàn)和未預(yù)期的每股收益不是獨(dú)立的，這意味著先于財(cái)務(wù)報(bào)告發(fā)出的收益公告提高了市場(chǎng)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型的預(yù)測(cè)能力(ChowandRice,1982b)。此外有多項(xiàng)研究(Ashtonetal.,1987,1989;NewtonandAshton,1989;Bamberetal.,1993;KinneyandMcdaniel,1993)進(jìn)一步考察了導(dǎo)致審計(jì)報(bào)告延遲的原因，諸如審計(jì)者結(jié)構(gòu)、審計(jì)者規(guī)模、未預(yù)期盈利的方向、存在的損失、財(cái)務(wù)困境和行業(yè)因素等，結(jié)果一般都認(rèn)為出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的過(guò)程遲滯了審計(jì)報(bào)告的披露。Keller(1986)利用取自美國(guó)股市的樣本研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)公司可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)時(shí)會(huì)推遲初步收益公告的披露，但他沒(méi)有找到非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)影響年報(bào)披露時(shí)間的證據(jù)。基于上述研究，我們提出如下六個(gè)研究假設(shè)：假設(shè)1：同等條件下，上市公司年報(bào)披露時(shí)間和年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性正相關(guān)。即年報(bào)披露時(shí)間越晚，越有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。假設(shè)2：同等條件下，上市公司上年度年報(bào)披露時(shí)間和本年度年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性正相關(guān)。即上年度年報(bào)披露時(shí)間越晚，越有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。假設(shè)3：同等條件下，上市公司年報(bào)預(yù)約披露時(shí)間和年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性正相關(guān)。即年報(bào)預(yù)約披露時(shí)間越晚，越有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。假設(shè)4：同等條件下，上市公司年報(bào)披露遲滯時(shí)間（本年度年報(bào)披露時(shí)間和上年度披露時(shí)間之差）和年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性正相關(guān)。即年報(bào)披露遲滯時(shí)間越長(zhǎng)，越有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。假設(shè)5：同等條件下，上市公司年報(bào)披露遲滯時(shí)間（本年度年報(bào)實(shí)際披露時(shí)間和年報(bào)預(yù)約披露時(shí)間之差）和年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性正相關(guān)。即年報(bào)披露遲滯時(shí)間越長(zhǎng)，越有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。假設(shè)6：同等條件下，上市公司未預(yù)期盈利和其年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性負(fù)相關(guān)，即未預(yù)期盈利越高，上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性越小。二、研究數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)（一）研究樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源本文在進(jìn)行相關(guān)的描述性統(tǒng)計(jì)時(shí)為了說(shuō)明問(wèn)題用到了2000-2003年上市公司年報(bào)的數(shù)據(jù)而在進(jìn)行模型研究時(shí)，由于2001年年報(bào)的一些重要數(shù)據(jù)缺失，同時(shí)考慮到2002年是實(shí)行年報(bào)預(yù)約披露制度的第一年，因此所選用的研究樣本只包括2002和2003年之間在深交所和上交所上市的可以找到數(shù)據(jù)的所有上市公司。其中2002年的樣本數(shù)為1115個(gè)，2003年的樣本數(shù)為1158個(gè)，總體樣本為2273個(gè)。此外，在構(gòu)建Logistic回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)，研究樣本由于某些公司數(shù)據(jù)的缺省和數(shù)據(jù)的進(jìn)一步整理有所縮小，其中2002年的樣本數(shù)為1081個(gè)，2003年的樣本數(shù)為1122個(gè)，總體樣本為2203個(gè)。本文的研究數(shù)據(jù)來(lái)源于：（1）深圳市國(guó)泰安信息技術(shù)有限公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫(kù)；（2）中國(guó)證監(jiān)會(huì)指定的信息披露網(wǎng)站——巨潮資訊網(wǎng)（/sjzx/ssgs.html）；（3）各上市公司2000-2003年度的年報(bào)。同時(shí)我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了抽樣核對(duì)，以保證數(shù)據(jù)的可靠性。（二）描述性統(tǒng)計(jì)我們對(duì)樣本數(shù)據(jù)所作的其他方面的描述性統(tǒng)計(jì)限于篇幅的原因，在此不再一一詳細(xì)列出，必要處文章將給出簡(jiǎn)要的說(shuō)明。我們對(duì)樣本數(shù)據(jù)所作的其他方面的描述性統(tǒng)計(jì)限于篇幅的原因，在此不再一一詳細(xì)列出，必要處文章將給出簡(jiǎn)要的說(shuō)明。表1為自2002年實(shí)行預(yù)約披露制度以來(lái)上市公司的年報(bào)預(yù)約披露執(zhí)行情況?？梢?jiàn)，上市公司年報(bào)預(yù)約披露的執(zhí)行情況并不理想，有超過(guò)兩成的上市公司2001年和2003年的年報(bào)不能按照預(yù)約承諾的時(shí)間披露，出現(xiàn)不同程度的延期；而2002年年報(bào)的預(yù)約披露情況最為糟糕，近四成的上市公司延期披露年報(bào)，當(dāng)然，在這一年提前披露年報(bào)的情況也比較多。另外從統(tǒng)計(jì)上看，在深交所上市的公司對(duì)預(yù)約披露承諾的遵守不如在上交所上市的公司，不過(guò)差異并不是很明顯。表1上市公司的年報(bào)預(yù)約披露執(zhí)行情況提前披露按期披露延期披露合計(jì)數(shù)目比例數(shù)目比例數(shù)目比例上海證券交易所190.02934990.76891310.2018649深圳證券交易所60.01173950.76701140.22135152001年度250.02158940.76802450.21051164上海證券交易所530.08443430.54622320.3694628深圳證券交易所930.19102010.41271930.39634872002年度1460.13095440.48794250.38121115上海證券交易所530.07744890.71391430.2088685深圳證券交易所810.17122930.6195990.20934732003年度1340.11577820.67532420.20901158合計(jì)3050.088722200.64599120.26533437資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。應(yīng)當(dāng)指出，年報(bào)預(yù)約披露制度并沒(méi)有很好的發(fā)揮其應(yīng)有的作用。如表2所示，在這一制度執(zhí)行前后的4年間，三四月份均是年報(bào)披露的高峰期，每年在三四月份披露的年報(bào)占當(dāng)年年報(bào)總數(shù)的比例都在80%以上，變化很小?？梢?jiàn)，在年報(bào)預(yù)約披露制度執(zhí)行前后，我國(guó)上市公司年報(bào)披露進(jìn)程均顯得前松后緊，存在嚴(yán)重的年報(bào)披露“末班車(chē)”擁堵現(xiàn)象。大量業(yè)績(jī)差公司、虧損公司抱著“遲些披露壞消息”的心理定勢(shì)擠在4月甚至4月底披露年報(bào)，使得風(fēng)險(xiǎn)集中釋放，一方面這人為地增加了投資者的心理壓力，另一方面由于所有上市公司須在4月份披露季報(bào)，使得眾多上市公司的年報(bào)、季報(bào)將同時(shí)出現(xiàn)，導(dǎo)致投資者對(duì)信息的“消化不良”。表22000-2003年上市公司年報(bào)披露時(shí)間年報(bào)披露時(shí)間一月二月三月四月四月之后數(shù)目比例數(shù)目比例數(shù)目比例數(shù)目比例數(shù)目比例2000280.03041690.18333890.42193350.363310.00112001190.01821150.11044430.42514640.445310.00102002590.05291100.09863990.35755430.486650.00452003260.02251600.13824650.40165070.43780樣本總體1320.03115540.130716960.400218490.436370.0017資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。雖然年報(bào)預(yù)約披露制度執(zhí)行得不盡如人意，但是年報(bào)的預(yù)約披露卻向市場(chǎng)和投資者顯示了內(nèi)涵豐富的有價(jià)值的信息，是一個(gè)很好的信號(hào)顯示機(jī)制。如表3對(duì)上市公司的年報(bào)預(yù)約披露執(zhí)行情況與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)所作的統(tǒng)計(jì)所示，上市公司延期披露年報(bào)是年報(bào)可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的強(qiáng)烈信號(hào)，即延期披露意味著公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大，在我們所作的初步統(tǒng)計(jì)分析中可以看到，延期披露年報(bào)的上市公司被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的比例在20%以上，是提前披露或按期披露公司的4-5倍，是平均值的兩倍以上。表3上市公司的年報(bào)預(yù)約披露執(zhí)行情況與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)披露類(lèi)型標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見(jiàn)無(wú)保留有解釋段說(shuō)明有保留無(wú)解釋段說(shuō)明有保留有解釋段說(shuō)明拒絕表示意見(jiàn)/否定意見(jiàn)/無(wú)法表示意見(jiàn)非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)比例數(shù)目比例數(shù)目比例數(shù)目比例數(shù)目比例數(shù)目比例提前披露1370.938490.06160.0616按期披露5110.9393250.046010.001840.007430.00550.0607延期披露3210.7553580.1365160.0376160.0376140.03290.24472002合計(jì)9690.8691920.0825170.0152200.0179170.01520.1309提前披露1270.947840.029910.007520.01490.0522按期披露7450.9527250.032020.002630.003870.00900.0473延期披露1900.7851240.099270.0289100.0413110.04550.21492003合計(jì)10620.9171530.045890.0078140.0121200.01730.0829提前披露2640.9429130.046410.003620.00710.0571按期披露12560.9472500.037730.002370.0053100.00750.0528延期披露5110.7661820.1229230.0345260.0390250.03750.2339樣本總體合計(jì)20310.89351450.0638260.0114340.0150370.01630.1065資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。三、研究方法、模型設(shè)計(jì)與研究變量（一）研究模型在審計(jì)意見(jiàn)模型中，Logistic回歸經(jīng)常被用到，借以估計(jì)審計(jì)者出具某一類(lèi)型審計(jì)意見(jiàn)的可能性(比如Hopwoodetal.,1989;BellandTabor,1991;MonroeandTeh,1993;DeFondetal.,1999;Chenetal.,2001)。在此，為了檢驗(yàn)在前面所提出的六個(gè)研究假設(shè)，我們建立如下Logistic回歸模型由于D1和D2利用ARD,LARD,PARD計(jì)算由于D1和D2利用ARD,LARD,PARD計(jì)算得到，因此將D1,D2和ARD,LARD,PARD分開(kāi)使用。P(MAO)=ez/(1+ez)其中：z=B0+B1ARD+B2LARD+B3PARD+B6RUE1+B7RUE2+B8LAGAO+B9RDTA+B10RCTE+B11RROE+B12ROPE+B13AS+B14TOP10+B15MKT+B16ST+B17LNTA或者z=B0+B4D1+B5D2+B6RUE1+B7RUE2+B8LAGAO+B9RDTA+B10RCTE+B11RROE+B12ROPE+B13AS+B14TOP10+B15MKT+B16ST+B17LNTA（二）研究變量正如在上述回歸模型中所列示的，包括被解釋變量在內(nèi)，共計(jì)18個(gè)研究變量，其中解釋變量的前7個(gè)為實(shí)驗(yàn)變量，為驗(yàn)證本文的研究假設(shè)而設(shè)；后10個(gè)解釋變量為控制變量。1.實(shí)驗(yàn)變量變量ARD、LARD、PARD分別用以檢驗(yàn)假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3，我們采用上市公司年度財(cái)務(wù)報(bào)的披露時(shí)間距離上一會(huì)計(jì)年度結(jié)束（公歷每年的12月31日）的天數(shù)來(lái)度量年報(bào)的披露時(shí)間（PastenaandRonen,1979;Whittred,1980;KrossandSchroeder,1984;WhittredandZimmer,1984;Keller,1986;Ashtonetal.,1987,1989;NewtonandAshton,1989;Bamberetal.,1993;KinneyandMcdaniel,1993;SchwartzandSoo,1996;Chenetal.,2001），同時(shí)我們對(duì)年報(bào)預(yù)約披露時(shí)間的度量也采取類(lèi)似的方法。變量D1和D2(年報(bào)披露遲滯)分別用以檢驗(yàn)假設(shè)4和假設(shè)5，計(jì)算方法參考了GivolyandPalmon(1982),ChambersandPenman(1984),BegleyandFischer(1998)等所作的研究。變量RUE1和RUE2(相對(duì)未預(yù)期盈利)用以檢驗(yàn)假設(shè)6。在LataneandJones(1974,1977,1979)的模型中，未預(yù)期盈利是實(shí)際盈利和預(yù)期盈利之差，預(yù)期盈利由一個(gè)時(shí)間序列預(yù)測(cè)模型得出，不過(guò)該預(yù)測(cè)模型需要用20個(gè)季度的盈利數(shù)據(jù)。而中國(guó)上市公司并不公告季度盈利，而且整個(gè)股市只有13年的發(fā)展歷史，因此要求較長(zhǎng)時(shí)間序列的盈利數(shù)據(jù)在實(shí)際操作中不可行。有鑒于此，我們首先參考Hawetal.(2003)的做法計(jì)算未預(yù)期盈利UE1，計(jì)算公式為：UE1it=(NPit-NPit-1)/TAit-1，其中NPit(NPit-1)代表公司第t年（第t-1年）的凈利潤(rùn)，TAit-1代表公司第i-1年的總資產(chǎn)。未預(yù)期盈利UE2則參考張華、張俊喜(2004)的計(jì)算方法，計(jì)算公式為：UE2it=EPSit-EPSit-1，其中EPSit(EPSit-1)代表公司第t年（第t-1年）的每股收益。同時(shí)，為了控制行業(yè)差異，我們將以上述兩種方法計(jì)算出來(lái)的未預(yù)期盈利再減去行業(yè)平均之差，得到相對(duì)未預(yù)期盈利RUE1和RUE2，以期更為合理準(zhǔn)確地對(duì)假設(shè)6進(jìn)行檢驗(yàn)。表4研究變量一覽表變量類(lèi)型變量代碼變量含義及說(shuō)明解釋變量實(shí)驗(yàn)變量ARD年報(bào)披露時(shí)間，以上市公司年報(bào)的披露時(shí)間距離上一會(huì)計(jì)年度結(jié)束（公歷每年的12月31日）的天數(shù)來(lái)度量LARD上年度年報(bào)披露時(shí)間，以上市公司上年度年報(bào)的披露時(shí)間距離上一會(huì)計(jì)年度結(jié)束的天數(shù)來(lái)度量PARD年報(bào)預(yù)約披露時(shí)間，以上市公司年報(bào)的預(yù)約披露時(shí)間距離上一會(huì)計(jì)年度結(jié)束的天數(shù)來(lái)度量D1年報(bào)披露遲滯，本年度年報(bào)披露時(shí)間與上年度年報(bào)披露時(shí)間之差D2年報(bào)披露遲滯，本年度年報(bào)披露時(shí)間與年報(bào)預(yù)約披露時(shí)間之差RUE1相對(duì)未預(yù)期盈利，實(shí)際未預(yù)期盈利與行業(yè)平均之差，未預(yù)期盈利的計(jì)算參考Hawetal.(2003)的方法RUE2相對(duì)未預(yù)期盈利，實(shí)際未預(yù)期盈利與行業(yè)平均之差，未預(yù)期盈利的計(jì)算參考張華、張俊喜(2004)的方法控制變量LAGAO啞變量，上年審計(jì)意見(jiàn)，1表示前一年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，0表示前一年度被出具標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)RDTA相對(duì)財(cái)務(wù)杠桿，實(shí)際財(cái)務(wù)杠桿與行業(yè)平均之差，財(cái)務(wù)杠桿即資產(chǎn)負(fù)債率（負(fù)債/總資產(chǎn)），借以衡量企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)和償債能力RCTE相對(duì)現(xiàn)金比率，實(shí)際現(xiàn)金比率與行業(yè)平均之差，現(xiàn)金比率等于每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量/每股收益，用以衡量企業(yè)現(xiàn)金流狀況和財(cái)務(wù)彈性RROE相對(duì)凈資產(chǎn)收益率，實(shí)際凈資產(chǎn)收益率與行業(yè)平均之差ROPE相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率，實(shí)際主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率與行業(yè)平均之差A(yù)S啞變量，審計(jì)者更迭，1表示變更會(huì)計(jì)師事務(wù)所，0表示不變更TOP10啞變量，審計(jì)者規(guī)模，1表示前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所，0表示其他會(huì)計(jì)師事務(wù)所（排名是依據(jù)會(huì)計(jì)師事務(wù)所客戶的數(shù)量）MKT啞變量，證券交易所，1表示在滬市上市，0表示在深市上市ST啞變量，ST制度，1表示一般上市公司，0表示ST上市公司LNTA公司規(guī)模，總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)被解釋變量AO啞變量，年報(bào)審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型，1表示非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，0表示標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。2.控制變量我們對(duì)控制變量的選擇主要是根據(jù)現(xiàn)存有關(guān)上市公司年度財(cái)務(wù)報(bào)告審計(jì)意見(jiàn)模型的研究文獻(xiàn)(PastenaandRonen,1979;Whittred,1980;GivolyandPalmon,1982;KrossandSchroeder,1984;WhittredandZimmer,1984;ChambersandPenman,1984;Levitanandknoblett,1985;Mutchler,1985;Keller,1986;Ashtonetal.,1987,1989;Dopuchetal.,1987;NewtonandAshton,1989;BellandTabor,1991;MonroeandTeh,1993;Bamberetal.,1993;KinneyandMcdaniel,1993;SchwartzandSoo,1996;ChanandWalter,1996;BegleyandFischer,1998;DeFondetal.,1999;Chenetal.,2001;Hawetal.,2003)。雖然這些對(duì)審計(jì)意見(jiàn)進(jìn)行模型化研究的目的不同。但是它們都包括一些相似的被認(rèn)為對(duì)具體審計(jì)意見(jiàn)出現(xiàn)的可能性有影響的財(cái)務(wù)或市場(chǎng)變量。當(dāng)然，我們對(duì)模型控制變量的設(shè)置還考慮了中國(guó)股市及上市公司的特征。Chenetal.（2001）研究表明在中國(guó)股市上市公司的上市年限和它被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的頻率正相關(guān)，這和先前基于美國(guó)股市數(shù)據(jù)的研究結(jié)果(Dopuchetal.,1987)相反。這可能是中國(guó)特殊的制度環(huán)境所致，因?yàn)橐粋€(gè)公司上市時(shí)間越久，可能越難以達(dá)到規(guī)定所要求的盈利目標(biāo)，所以更易于卷入盈余管理甚至利潤(rùn)操作，從而導(dǎo)致被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)。并且，如果上市公司前一年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，很可能在本年度引起注冊(cè)會(huì)計(jì)師的高度重視，認(rèn)為該公司風(fēng)險(xiǎn)較高，從而在審計(jì)過(guò)程中更為謹(jǐn)慎、細(xì)致，發(fā)現(xiàn)問(wèn)題的可能性增加。因此，前一年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的上市公司本年度再次被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大?；诖耍覀?cè)O(shè)置控制變量LAGAO來(lái)考察上一年度審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型的影響。有研究證明，財(cái)務(wù)杠桿高的企業(yè)更可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而現(xiàn)金流狀況好的企業(yè)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)可能性小(Levitanandknoblett,1985;Mutchler,1985;MonroeandTeh,1993;DeFondetal.,1999)。我們?cè)O(shè)置變量RDTA和RCTE用以控制上市公司財(cái)務(wù)杠桿和現(xiàn)金流狀況對(duì)年報(bào)審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型的影響。變量RDTA和RCTE在此也控制了行業(yè)差異的影響，因?yàn)槊枋鲂越y(tǒng)計(jì)顯示，各行業(yè)之間在資本結(jié)構(gòu)和現(xiàn)金流方面是存在顯著差異的。假設(shè)6對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)已經(jīng)有一定程度的關(guān)注。在此為了進(jìn)一步控制企業(yè)業(yè)績(jī)對(duì)上市公司年報(bào)被出具審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型的影響，我們選擇在國(guó)內(nèi)外研究中常被用到的兩個(gè)業(yè)績(jī)指標(biāo)，凈資產(chǎn)收益率和主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率作為企業(yè)業(yè)績(jī)控制變量。我們對(duì)代表企業(yè)業(yè)績(jī)的變量RROE、ROPE都作了控制行業(yè)差異的處理，具體的處理方式如表3所列。不過(guò)注意到，ChanandWalter(1996)指出中國(guó)上市公司的經(jīng)理認(rèn)為采用有爭(zhēng)議的會(huì)計(jì)處理的預(yù)期收益大于被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的成本，原因在于中國(guó)當(dāng)前股票市場(chǎng)的政策環(huán)境，即中國(guó)證監(jiān)會(huì)（CSRC）有兩條規(guī)定明確要求上市公司必須達(dá)到一定的盈利水平。第一，若要取得融資權(quán)，上市公司的凈資產(chǎn)收益率至少連續(xù)三年在10%以上；第二，連續(xù)三年凈資產(chǎn)收益率為負(fù)的上市公司將被要求退市。Hawetal.（1998）發(fā)現(xiàn)上市公司的經(jīng)理利用投機(jī)性的操縱會(huì)計(jì)利潤(rùn)來(lái)迎合這些規(guī)定所要求的凈資產(chǎn)收益率目標(biāo)在描述性統(tǒng)計(jì)中，我們發(fā)現(xiàn)和以前年度相比，上市公司ROE分布的“在描述性統(tǒng)計(jì)中，我們發(fā)現(xiàn)和以前年度相比，上市公司ROE分布的“10%現(xiàn)象”不再存在，卻形成“6%現(xiàn)象”，這和配股政策的變化是分不開(kāi)的。在1999年之前，上市公司配股政策要求ROE每年不低于10%，而1999年后上市公司配股政策改為要求ROE每年不低于6%，由此可見(jiàn)，上市公司的ROE分布受到配股政策的很大影響。上市公司更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所本文所稱變更不包括上市公司的會(huì)計(jì)師事務(wù)所變更名稱、和其他會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并或成立新公司或被兼并等對(duì)上市公司而言實(shí)質(zhì)上并未變更會(huì)計(jì)師事務(wù)所的情況。對(duì)年報(bào)審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型可能也是有影響的。ChowandRice(1982a)ChowandRice所作的研究是初步的而且基于的時(shí)間跨度有限。主要關(guān)注非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)對(duì)上市公司審計(jì)者更換的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的公司傾向于更換審計(jì)師，但和被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)而未更換審計(jì)師的公司相比，更換的公司在此后的年度被出具標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性并沒(méi)有增加JensenandMeckling(1976),Watts(1977),SmithandWarner(1979)等探討了外部審計(jì)對(duì)企業(yè)的作用。他們假定經(jīng)理可從讓股東和債券持有者監(jiān)督自己對(duì)企業(yè)資源的配置中得到好處，那么對(duì)外部審計(jì)者的選擇是這一監(jiān)督合約的一部分，而且選擇一個(gè)業(yè)已建立誠(chéng)信聲譽(yù)的審計(jì)者符合經(jīng)理自身的利益。這意味著企業(yè)經(jīng)理選擇或更換審計(jì)師受到來(lái)自股東和債券持有者預(yù)期反應(yīng)的支配。因此，更換審計(jì)師不管是否與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)相關(guān)，是不可能和投資者利益相悖的。。不過(guò)注意到，當(dāng)前本文所稱變更不包括上市公司的會(huì)計(jì)師事務(wù)所變更名稱、和其他會(huì)計(jì)師事務(wù)所合并或成立新公司或被兼并等對(duì)上市公司而言實(shí)質(zhì)上并未變更會(huì)計(jì)師事務(wù)所的情況。ChowandRice所作的研究是初步的而且基于的時(shí)間跨度有限。JensenandMeckling(1976),Watts(1977),SmithandWarner(1979)等探討了外部審計(jì)對(duì)企業(yè)的作用。他們假定經(jīng)理可從讓股東和債券持有者監(jiān)督自己對(duì)企業(yè)資源的配置中得到好處，那么對(duì)外部審計(jì)者的選擇是這一監(jiān)督合約的一部分，而且選擇一個(gè)業(yè)已建立誠(chéng)信聲譽(yù)的審計(jì)者符合經(jīng)理自身的利益。這意味著企業(yè)經(jīng)理選擇或更換審計(jì)師受到來(lái)自股東和債券持有者預(yù)期反應(yīng)的支配。因此，更換審計(jì)師不管是否與非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)相關(guān)，是不可能和投資者利益相悖的。DeAngelo（1981）指出，規(guī)模大的會(huì)計(jì)師事務(wù)所擔(dān)保能力更強(qiáng)，更能抵制客戶財(cái)務(wù)報(bào)告欺詐行為的壓力；同時(shí)規(guī)模大的會(huì)計(jì)師事務(wù)所擁有更多的客戶，由于某個(gè)客戶更換審計(jì)師而引起的“準(zhǔn)租金”（quasi-rents）損失很可能小于未能報(bào)告欺詐行為對(duì)事務(wù)所聲譽(yù)和審計(jì)收入造成的影響。因此一般而言，規(guī)模大的會(huì)計(jì)師事務(wù)所的獨(dú)立性相對(duì)較強(qiáng)，審計(jì)質(zhì)量也比較高。CushingandLoebbecke(1986)也發(fā)現(xiàn)審計(jì)事務(wù)所的結(jié)構(gòu)因素在對(duì)多樣化的審計(jì)判斷的考察中是很重要的變量。Wheeleretal.(1993)所作的研究指出大審計(jì)師事務(wù)所遭受相關(guān)訴訟的頻率和出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性正相關(guān)，因?yàn)橄嚓P(guān)的訴訟經(jīng)歷在邏輯上可能導(dǎo)致審計(jì)師事務(wù)所之間保守程度上的差異。Ashtonetal.(1987,1989);NewtonandAshton(1989);Bamberetal.(1993);KinneyandMcdaniel(1993)等在考察導(dǎo)致審計(jì)報(bào)告延遲的原因時(shí)包括了對(duì)審計(jì)者規(guī)模的關(guān)注。在此，為了控制審計(jì)者規(guī)?？赡艽嬖诘挠绊?，我們以啞變量TOP10作為審計(jì)者規(guī)?？刂谱兞浚瑫?huì)計(jì)師事務(wù)所的排名是依據(jù)其客戶的數(shù)量。此外，我們以MKT為證券交易所的控制變量，1表示公司在上海證券交易所上市，0表示公司在深圳證券交易所上市。作為中國(guó)大陸兩大證券交易所，深圳證券交易所和上海證券交易所深圳證券交易所成立于1990年12月1日，截止2003年底，深圳證券交易所投資者開(kāi)戶數(shù)達(dá)3381萬(wàn)戶，上市公司505家，上市股票548只，股票總市值為12653億元人民幣，流通市值4977億元人民幣深圳證券交易所成立于1990年12月1日，截止2003年底，深圳證券交易所投資者開(kāi)戶數(shù)達(dá)3381萬(wàn)戶，上市公司505家，上市股票548只，股票總市值為12653億元人民幣，流通市值4977億元人民幣(/main/Catalog_1136.aspx;/main/Catalog_1127.aspx,2004年5月30日)。上海證券交易所成立于1990年11月26日，至2002年12月底，上證所擁有3500多萬(wàn)投資者和715家上市公司，上市證券品種828個(gè)，上市股票市價(jià)總值25364億元(/sseportal/ps/zhs/sjs/jysjs.shtml,2004年5月30日)。所謂“財(cái)務(wù)狀況異?！卑N情況（參見(jiàn)深圳證券交易所網(wǎng)站/main/Catalog_1443.aspx,2004年5月30日）?！捌渌麪顩r異?！笔侵缸匀粸?zāi)害、重大事故等導(dǎo)致生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)基本中止，公司涉及可能賠償金額超過(guò)公司凈資產(chǎn)的訴訟等情況（/main/Catalog_1443.aspx,2004年5月30日）。最后，研究表明，在控制其它影響因素之后，審計(jì)者向規(guī)模大的公司出具持續(xù)關(guān)注的非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性相比而言更小(Mckeownetal.,1991;Mutchleretal.,1997)。此外有關(guān)審計(jì)費(fèi)用的研究(Simunic,1980,1984;Francis,1984)認(rèn)為客戶的規(guī)模使審計(jì)費(fèi)用一個(gè)重要的決定因素。Abbottetal.(2002)則指出客戶規(guī)模越大，非審計(jì)服務(wù)費(fèi)用的相對(duì)數(shù)越大。這些研究結(jié)果意味著向客戶收取的非審計(jì)和審計(jì)費(fèi)用可能影響審計(jì)師出具的審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型?；诖?，我們以上市公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)（LNTA）作為公司規(guī)模的控制變量。四、實(shí)證研究結(jié)果（一）Logistic回歸分析結(jié)果在實(shí)際的Logistic回歸分析，我們首先建立了三個(gè)Logistic回歸模型，其中Model02-03基于樣本總體，Model2002、Model2003則分別基于2002、2003年的單年度數(shù)據(jù)，這樣主要是為了明確年度差異，同時(shí)對(duì)總體模型Model02-03進(jìn)行驗(yàn)證?；貧w分析結(jié)果顯示（參見(jiàn)表5），在基于樣本總體的Model02-03中，假設(shè)1、假設(shè)4、假設(shè)5在1%的顯著水平上均得到了支持，但是模型出乎意料的否定了假設(shè)3（在Model2003中也出現(xiàn)了相同的異常情況），據(jù)此可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露早、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，上年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、被ST的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的相對(duì)財(cái)務(wù)杠桿、相對(duì)現(xiàn)金比率、是否更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)、公司上市的證交所以及公司規(guī)模對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。在15%的顯著水平上，Model2002的回歸結(jié)果支持假設(shè)1、假設(shè)4、假設(shè)5、假設(shè)6，據(jù)此可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)、相對(duì)未預(yù)期盈利低的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，上年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)、在深交所上市、被ST的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的相對(duì)財(cái)務(wù)杠桿、相對(duì)現(xiàn)金比率、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率、相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、是否更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)以及公司規(guī)模對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。在15%的顯著水平上，Model2003的回歸結(jié)果支持假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)5，但是和Model02-03一樣否定了假設(shè)3，據(jù)此我們可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露早、本年度年報(bào)披露比預(yù)約披露晚的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，上年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)、相對(duì)現(xiàn)金比率、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、被ST的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的相對(duì)財(cái)務(wù)杠桿、是否更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)、上市的證交所以及公司規(guī)模對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。對(duì)三個(gè)模型整體而言，各模型的擬合程度和解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力大致相當(dāng)，而且處在較為理想的狀態(tài)。其中Model02-03的-2Loglikelihood最高，Model2003的-2Loglikelihood最低；Model02-03、Model2002的Cox&SnellR2和NagelkerkeR2差異不大，Model2003的Cox&SnellR2較低，而NagelkerkeR2較高。這可能與樣本容量以及年度數(shù)據(jù)的差異有關(guān)我們?cè)诿枋鲂越y(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn)2003年出現(xiàn)了大幅的業(yè)績(jī)反彈，各項(xiàng)業(yè)績(jī)指標(biāo)優(yōu)于2002年。同時(shí)，Scott(1995)指出樣本容量的增加會(huì)降低模型的解釋能力和擬合程度。。同時(shí)，在0.50的臨界概率下，我們構(gòu)建的三個(gè)Logistic回歸模型的預(yù)測(cè)力差異總的看來(lái)并不明顯，只有Model2003的預(yù)測(cè)力略高一些。經(jīng)過(guò)測(cè)算發(fā)現(xiàn)，就總體預(yù)測(cè)力而言，比較合適的臨界概率是0.50，但是為了提高模型對(duì)非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的預(yù)測(cè)力并且從謹(jǐn)慎的角度出發(fā)，預(yù)測(cè)的臨界概率有必要適當(dāng)提高。我們?cè)诿枋鲂越y(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn)2003年出現(xiàn)了大幅的業(yè)績(jī)反彈，各項(xiàng)業(yè)績(jī)指標(biāo)優(yōu)于2002年。同時(shí)，Scott(1995)指出樣本容量的增加會(huì)降低模型的解釋能力和擬合程度。表5Logistic回歸分析結(jié)果VariableExpectedSignModel02-03Model2002Model2003=1\*ROMANI=2\*ROMANII=1\*ROMANI=2\*ROMANII=1\*ROMANI=2\*ROMANIIBWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.ARD+.06553.338.000.06329.753.000.06115.969.000LARD+.002.184.668-.003.129.719.0142.363.124PARD+-.0238.055.005-.0151.866.172-.0274.063.044D1+.01616.465.000.02014.445.000.0071.241.265D2+.03419.713.000.0267.196.007.0388.564.003RUE1--.264.198.657-.082.016.9001.6751.503.220.768.330.566-.806.622.430-.352.167.683RUE2--.240.647.421-.4221.887.170-.6411.791.181-.790.032.857.002.000.996LAGAO+2.534125.31.0002.828162.35.0002.71476.822.0003.031101.13.0002.45941.933.0002.75254.090.000RDTA+.003.310.578.005.901.343.0081.190.275.0091.478.224-.001.019.891.000.002.963RCTE--.008.814.367-.0091.085.298.002.021.884.002.010.920-.0172.250.134-.0192.614.106RROE--.0022.749.097-.0033.967.046-.001.467.494-.001.629.428-.0093.368.066-.0125.502.019ROPE--.0135.769.016-.0134.881.027.000.001.972-.003.128.721-.0182.891.089-.0245.035.025AS?.198.551.458.192.537.464.3521.129.288.3791.324.250-.517.928.335-.437.713.399TOP10?.042.043.836-.059.090.764.050.036.849-.010.002.968.033.009.924-.128.146.703MKT?-.1981.033.309-.2031.133.287-.5284.403.036-.5605.193.023.4431.629.202.3991.375.241ST--1.07716.487.000-1.43730.873.000-1.1398.930.003-1.59218.843.000-1.3089.325.002-1.52312.704.000LNTA--.1421.507.220-.029.072.789-.151.952.329-.055.136.712-.102.274.601.053.093.761Constant?-3.5492.213.137-1.409.393.531-2.940.830.362-.272.008.929-5.2891.792.181-3.8661.115.291-2Loglikelihood801.396847.973466.184492.238290.341308.839Cox&SnellR70NagelkerkeR2.462.424.485.449.497.461N220322031081108111221122PercentCorrect(P=0.50)Clean98.498.497.597.698.998.8Modified40.736.146.443.244.943.5Total93.392.991.691.395.595.4資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。PAGEPAGE17注意到，在Model02-03和Model2003中，假設(shè)3被出乎意料的否定，和預(yù)期完全相反并且是難以理解的，同時(shí)這還和前文所作的描述性統(tǒng)計(jì)相矛盾。另外在三個(gè)模型中，雖然并不顯著，但是諸如和企業(yè)業(yè)績(jī)相關(guān)的多個(gè)變量不僅不像預(yù)期那樣發(fā)生顯著影響，而且其系數(shù)符號(hào)和預(yù)期相反，這是不正常的。我們初步認(rèn)為這可能是上市公司卷入盈余管理甚至利潤(rùn)操縱而使各業(yè)績(jī)指標(biāo)不能反映真實(shí)的企業(yè)業(yè)績(jī)所致，同時(shí)根據(jù)對(duì)各解釋變量所作的Pearson相關(guān)檢驗(yàn)，也可能是解釋變量之間的多重共線性問(wèn)題所致。對(duì)此，我們將作進(jìn)一步的調(diào)整。（二）Logistic回歸模型調(diào)整后的分析結(jié)果表6調(diào)整后的Logistic回歸模型分析結(jié)果VariableExpectedSignModel02-03=1\*ROMANI=2\*ROMANII=3\*ROMANIII=4\*ROMANIVBWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.ARD+.05375.307.000LARD+.02016.349.000PARD+.03136.470.000D1+.01414.141.000D2+.03928.577.000RUE1--.7881.990.158-.4741.129.288-1.6745.989.014-.488.700.403RUE2-LAGAO+2.753198.47.0002.761184.50.0002.551158.659.0003.099218.93.000RDTA+RCTE--.004.220.639-.005.386.535-.007.759.384-.008.959.327RROE--.0068.296.004-.0046.619.010-.0067.906.005-.00712.041.001ROPE--.01710.789.001-.01712.189.000-.01811.042.001-.02010.770.001AS?.3121.558.354.2991.433.392TOP10?-.022.013.908.044.051.821-.028.022.881-.068.129.720MKT?-.141.583.445-.1911.013.314-.2301.607.205-.3022.642.104ST-LNTA--.2676.437.011-.2907.103.008-.2284.927.026-.1632.441.118Constant?-.335.023.881-2.151.867.352-.028.000.990.174.006.937-2Loglikelihood892.731830.873918.186884.666Cox&SnellR64.177NagelkerkeR2.387.438.366.394N2203220322032203PercentCorrect(P=0.50)Clean98.498.398.498.3Modified36.641.231.433.0Total92.993.392.592.6資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。和我們的猜測(cè)相符，在基本上消除了各模型解釋變量之間的多重共線性問(wèn)題之后考慮到解釋變量之間的多重共線性問(wèn)題對(duì)模型可能產(chǎn)生的不良影響，我們依據(jù)如下原則對(duì)上述回歸模型的解釋變量作適當(dāng)調(diào)整：（1）如果兩個(gè)實(shí)驗(yàn)變量之間Pearson相關(guān)系數(shù)大于0.4（在1%的水平上顯著（雙尾t檢驗(yàn)）），則分別建立模型，避免同時(shí)使用。不過(guò)這一點(diǎn)對(duì)用來(lái)檢驗(yàn)同一假設(shè)的實(shí)驗(yàn)變量不適用。（2）如果控制變量和實(shí)驗(yàn)變量之間Pearson相關(guān)系數(shù)大于或非常接近0.35（在1%的水平上顯著（雙尾t檢驗(yàn)）），則保留實(shí)驗(yàn)變量，剔除控制變量。（3）如果兩個(gè)控制變量之間Pearson相關(guān)系數(shù)大于或非常接近0.35（在1%的水平上顯著（雙尾t檢驗(yàn)）），則舍去和被解釋變量相關(guān)系數(shù)（Pearson相關(guān)系數(shù)）小的控制變量。，模型得到了相當(dāng)大的改善。表6顯示，在基于樣本總體的Model02-03中，假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5、假設(shè)6在5%的顯著水平上均得到了支持。據(jù)此可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)、未預(yù)期盈利低的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，上年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、在深交所上市、規(guī)模小的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的相對(duì)現(xiàn)金比率、是否更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。考慮到解釋變量之間的多重共線性問(wèn)題對(duì)模型可能產(chǎn)生的不良影響，我們依據(jù)如下原則對(duì)上述回歸模型的解釋變量作適當(dāng)調(diào)整：（1）如果兩個(gè)實(shí)驗(yàn)變量之間Pearson相關(guān)系數(shù)大于0.4（在1%的水平上顯著（雙尾t檢驗(yàn)）），則分別建立模型，避免同時(shí)使用。不過(guò)這一點(diǎn)對(duì)用來(lái)檢驗(yàn)同一假設(shè)的實(shí)驗(yàn)變量不適用。（2）如果控制變量和實(shí)驗(yàn)變量之間Pearson相關(guān)系數(shù)大于或非常接近0.35（在1%的水平上顯著（雙尾t檢驗(yàn)）），則保留實(shí)驗(yàn)變量，剔除控制變量。（3）如果兩個(gè)控制變量之間Pearson相關(guān)系數(shù)大于或非常接近0.35（在1%的水平上顯著（雙尾t檢驗(yàn)）），則舍去和被解釋變量相關(guān)系數(shù)（Pearson相關(guān)系數(shù)）小的控制變量。表7調(diào)整后的Logistic回歸模型分析結(jié)果VariableExpectedSignModel2002=1\*ROMANI=2\*ROMANII=3\*ROMANIII=4\*ROMANIVBWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.ARD+.05544.964.000LARD+.0198.040.005PARD+.03424.428.000D1+.01710.813.001D2+.03110.900.001RUE1-RUE2--.8366.226.013-.3981.345.246-1.06210.411.001-.7434.572.033LAGAO+2.994120.40.0002.955109.06.0002.816100.103.0003.346134.41.000RDTA+RCTE-.002.030.862.000.000.995.002.015.901-.002.015.903RROE--.0022.067.150-.0022.169.141-.0022.128.145-.0033.879.049ROPE--.0113.862.049-.0136.004.014-.0081.426.232-.0113.130.077AS?.4271.828.176.3671.293.256.4842.409.121.4101.658.198TOP10?-.082.108.743.059.053.818-.159.413.521-.038.023.881MKT?-.4964.337.037-.5134.377.036-.6026.599.010-.6236.790.009ST-LNTA--.2793.799.051-.2763.600.058-.2433.029.082-.1891.775.183Constant?.136.002.964-2.139.469.494.911.094.76004-2Loglikelihood517.632481.818538.210516.442Cox&SnellR96.212NagelkerkeR2.413.463.384.415N1081108110811081PercentCorrect(P=0.50)Clean97.497.597.097.4Modified43.246.443.244.0Total91.191.690.791.2資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。如表7所示，在5%的顯著水平上，Model2002的回歸結(jié)果支持假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5、假設(shè)6。據(jù)此可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)、未預(yù)期盈利低的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，上年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、在深交所上市、規(guī)模小的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的相對(duì)現(xiàn)金比率、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。如表8所示，在5%的顯著水平上，Model2003的回歸結(jié)果支持假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)5在5%的顯著水平上均得到了支持。據(jù)此可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比預(yù)約披露晚的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，相對(duì)現(xiàn)金比率、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、被ST的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的是否更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)以及公司上市的證交所對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。表8調(diào)整后的Logistic回歸模型分析結(jié)果VariableExpectedSignModel2003=1\*ROMANI=2\*ROMANII=3\*ROMANIII=4\*ROMANIVBWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.BWaldSig.ARD+.04118.053.000LARD+.03314.007.000PARD+.0269.982.002D1+-.002.102.749D2+.0326.044.014RUE1--.277.245.621-.262.236.627-.697.545.460-.142.056.812RUE2-LAGAO+RDTA+RCTE--.0182.505.113-.0172.125.145-.0203.210.073-.0223.732.053RROE--.0125.570.018-.0093.516.061-.0146.407.011-.0157.128.008ROPE--.0204.595.032-.0194.407.036-.0142.196.138-.0204.897.027AS?.210.207.649.112.057.811.145.091.731TOP10?.132.181.621.206.440.507.060.038.846MKT?.223.524.469.189.367.545.172.313.576.077.062.803ST--2.54853.747.000-2.44948.122.000-2.19237.153.000-2.44446.519.000LNTA-Constant?-3.42115.735.000-5.02222.892.000-4.43119.845.000-1.10810.045.002-2Loglikelihood357.657345.285350.925363.456Cox&SnellR39.129NagelkerkeR2.361.387.375.349N1122112211221122PercentCorrect(P=0.50)Clean99.2Modified31.933.327.526.1Total94.7資料來(lái)源：作者整理設(shè)計(jì)。另外，對(duì)調(diào)整后的三個(gè)模型整體而言，各模型的擬合程度有所增加，所有模型的-2Loglikelihood均出現(xiàn)提高。但是由于我們所作的調(diào)整減少了模型的解釋變量，因此解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋能力有所降低，所有模型的Cox&SnellR2和NagelkerkeR2都略有下降，不過(guò)依然處在相當(dāng)良好的水平。附帶的，在0.50的相同臨界概率下，調(diào)整后的Logistic回歸模型的預(yù)測(cè)力和原先的模型差異不明顯。五、研究結(jié)論本文主要基于國(guó)外的相關(guān)研究和中國(guó)股市及上市公司的特征，提出六個(gè)研究假設(shè)，然后構(gòu)建Logistic回歸模型，依據(jù)2002-2003年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，主要考察上市公司年報(bào)預(yù)約披露、年報(bào)披露遲滯、未預(yù)期盈利與審計(jì)報(bào)告意見(jiàn)類(lèi)型之間的關(guān)系，探尋年報(bào)預(yù)約披露日期所隱藏的信息內(nèi)涵。我們所作的研究結(jié)論將主要依據(jù)調(diào)整后的Logistic回歸模型的分析結(jié)果（如表6、表7和表8所列）。在基于樣本總體的Model02-03中，可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)、未預(yù)期盈利低的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，上年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、在深交所上市、規(guī)模小的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的相對(duì)現(xiàn)金比率、是否更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。在5%的顯著水平上，根據(jù)Model2002的回歸結(jié)果可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)、未預(yù)期盈利低的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，上年度被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、在深交所上市、規(guī)模小的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的相對(duì)現(xiàn)金比率、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。在5%的顯著水平上，根據(jù)Model2003的回歸結(jié)果可以認(rèn)為，在同等條件下，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比預(yù)約披露晚的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。同時(shí)，相對(duì)現(xiàn)金比率、相對(duì)凈資產(chǎn)收益率和相對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率低、被ST的上市公司更有可能被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)，而公司的是否更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所、是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)以及公司上市的證交所對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。綜合上述回歸分析的結(jié)果，基本上可以認(rèn)為，本年度年報(bào)披露晚、上年度年報(bào)披露晚、年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)、未預(yù)期盈利低的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。這和我們的假設(shè)預(yù)期以及在文中提到的大多數(shù)國(guó)外的研究一致。特別是我們的研究可靠地證明，年報(bào)預(yù)約披露晚、本年度年報(bào)披露比預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大。這正是年報(bào)預(yù)約披露所蘊(yùn)含的重要信息之一，同時(shí)表明年報(bào)預(yù)約披露制度對(duì)市場(chǎng)和投資者而言是一個(gè)很好的信號(hào)顯示機(jī)制，在結(jié)合其它影響因素的情況下，可以根據(jù)上市公司年報(bào)的預(yù)約披露時(shí)間以及執(zhí)行情況對(duì)年報(bào)的審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型作出有效的判斷。年報(bào)預(yù)約披露之所以能夠成為相當(dāng)有效信號(hào)顯示機(jī)制，原因可能在于對(duì)年報(bào)披露日期的預(yù)期也在某種程度上代表了上市公司管理層對(duì)年報(bào)審計(jì)進(jìn)程與最終審計(jì)意見(jiàn)的預(yù)期。如果公司管理層基于往年經(jīng)驗(yàn)以及當(dāng)前實(shí)際情況預(yù)期本公司年報(bào)審計(jì)進(jìn)程因?yàn)閷徲?jì)程序復(fù)雜、審計(jì)工作繁重而進(jìn)展緩慢，或者管理層預(yù)期會(huì)計(jì)師事務(wù)所很可能出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)過(guò)程本身因?yàn)楦鞣N復(fù)雜的原因往往會(huì)造成年報(bào)審計(jì)報(bào)告的遲滯(Ashtonetal.,1987,1989;NewtonandAshton,1989;Bamberetal.,1993;KinneyandMcdaniel,1993)。時(shí)，上市公司將傾向于選擇比較晚的時(shí)間披露年報(bào)。而如果本年度年報(bào)披露比上年度或預(yù)約披露晚(年報(bào)披露遲滯久)，則可能更為清晰的表明年報(bào)審計(jì)工作量巨大、過(guò)程復(fù)雜、問(wèn)題重重，從而導(dǎo)致年報(bào)審計(jì)工作進(jìn)展緩慢。也許審計(jì)雙方在年報(bào)審計(jì)過(guò)程中已經(jīng)或者正在花費(fèi)大量的時(shí)間和精力進(jìn)行艱難而且微妙的討價(jià)還價(jià)，以便可以達(dá)成妥協(xié)如果無(wú)法達(dá)成妥協(xié)，那么可能會(huì)出現(xiàn)會(huì)計(jì)師事務(wù)所更迭，從而進(jìn)一步延長(zhǎng)審計(jì)過(guò)程，遲滯年報(bào)的披露。。無(wú)疑，年報(bào)披露遲滯時(shí)間越長(zhǎng)，被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性越大。另外回歸分析表明被ST的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性大，可以說(shuō)我國(guó)股市實(shí)行的ST制度同樣起到了信號(hào)顯示的作用，不僅向投資者提示出現(xiàn)財(cái)務(wù)狀況或其他狀況異常的上市公司市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，也向上市公司的審計(jì)者表明，ST上市公司和一般上市公司比較，業(yè)績(jī)和財(cái)務(wù)狀況較差、投資風(fēng)險(xiǎn)高，從而引起注冊(cè)會(huì)計(jì)師的注意，影響他們所出具的審計(jì)意見(jiàn)類(lèi)型?？赏普摚琒T制度對(duì)于規(guī)范市場(chǎng)運(yùn)作、揭示上市公司投資風(fēng)險(xiǎn)、降低信息的不對(duì)稱性、促進(jìn)理性投資有一定的作用，應(yīng)當(dāng)認(rèn)真地加以執(zhí)行。出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)過(guò)程本身因?yàn)楦鞣N復(fù)雜的原因往往會(huì)造成年報(bào)審計(jì)報(bào)告的遲滯(Ashtonetal.,1987,1989;NewtonandAshton,1989;Bamberetal.,1993;KinneyandMcdaniel,1993)。如果無(wú)法達(dá)成妥協(xié)，那么可能會(huì)出現(xiàn)會(huì)計(jì)師事務(wù)所更迭，從而進(jìn)一步延長(zhǎng)審計(jì)過(guò)程，遲滯年報(bào)的披露。不過(guò)，注意到在Model2003中不能認(rèn)為相對(duì)未預(yù)期盈利高的上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性小，這可能與兩方面的原因有關(guān)，其一是我們因?yàn)榭陀^條件的限制，對(duì)未預(yù)期盈利的計(jì)算方法并不是很恰當(dāng)，其二是我國(guó)上市公司年度財(cái)務(wù)報(bào)告中存在較為嚴(yán)重的盈余管理，使得注冊(cè)會(huì)計(jì)師并不認(rèn)同公司財(cái)務(wù)報(bào)表上所顯示的原可以影響公司價(jià)值的未預(yù)期盈利LataneandJones(1974,1977,1979)認(rèn)為只有超出預(yù)期的那部分盈利才會(huì)影響公司的價(jià)值。。除Model2003外，根據(jù)其他兩個(gè)Logistic回歸模型的分析結(jié)果，現(xiàn)金流狀況好的企業(yè)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)可能性小(Levitanandknoblett,1985;Mutchler,1985;MonroeandTeh,1993;DeFondetal.,1999)的結(jié)論對(duì)中國(guó)上市公司而言并不可靠，這表明注冊(cè)會(huì)計(jì)師不認(rèn)同公司財(cái)務(wù)報(bào)表上所顯示的現(xiàn)金流狀況。其中潛在的原因除了我們的計(jì)算方法可能存在問(wèn)題之外，還可能是因?yàn)槲覈?guó)上市公司年度財(cái)務(wù)報(bào)告中可能存在較為嚴(yán)重的盈余管理，甚至有財(cái)務(wù)操縱的可能。LataneandJones(1974,1977,1979)認(rèn)為只有超出預(yù)期的那部分盈利才會(huì)影響公司的價(jià)值。在Model2002中，更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所增大了上市公司年報(bào)被出具非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)的可能性（在其他兩個(gè)模型中不顯著）。根據(jù)我們所作的描述性統(tǒng)計(jì)，更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所的多數(shù)上市公司的情況已經(jīng)到了不容樂(lè)觀的地步，因此雖然新受聘的會(huì)計(jì)師事務(wù)所可能做出某種程度上的妥協(xié)，但是卻不大可能冒著巨大的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)出具標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留審計(jì)意見(jiàn)。所以，對(duì)這一回歸結(jié)果需要深入考察，這是因?yàn)槟Ｐ偷木窒尬覀冎荒軐徲?jì)意見(jiàn)類(lèi)型分成標(biāo)準(zhǔn)和非標(biāo)準(zhǔn)兩類(lèi)所帶來(lái)的后果。實(shí)際上，描述性統(tǒng)計(jì)顯示，更換會(huì)計(jì)師事務(wù)所的相當(dāng)部分上市公司年報(bào)的審計(jì)意見(jiàn)和上年度比較均出現(xiàn)了不同程度上的改善。另外，所有模型均顯示是否由前10位的會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)對(duì)審計(jì)意見(jiàn)的類(lèi)型沒(méi)有顯著影響。其中的原因可能是中國(guó)的會(huì)計(jì)師事務(wù)所規(guī)模差異較小，并不存在像國(guó)際上“四大”那樣的大型會(huì)計(jì)師事務(wù)所。因此在當(dāng)前以買(mǎi)方為主導(dǎo)的審計(jì)市場(chǎng)環(huán)境中，多數(shù)會(huì)計(jì)師事務(wù)所沒(méi)有實(shí)力和意愿對(duì)其審計(jì)對(duì)象較差的公司業(yè)績(jī)眾所周知，我國(guó)上市公司業(yè)績(jī)?cè)?001年經(jīng)歷了劇烈的下降，至2003年眾所周知，我國(guó)上市公司業(yè)績(jī)?cè)?001年經(jīng)歷了劇烈的下降，至2003年才出現(xiàn)大幅度回升，2003年深市公司實(shí)現(xiàn)平均凈利潤(rùn)6241.15萬(wàn)元，加權(quán)平均每股收益為0.167元，加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率為6.34%，加權(quán)每股凈資產(chǎn)為2.629元，與去年同期相比，分別增長(zhǎng)65.08%、55.09%、49.63%、3.65%；滬市上市公司2003年加權(quán)平均的每股收益、凈資產(chǎn)收益率、每股凈資產(chǎn)分別為0.2072元、7.8%、2.658元，與2002年相關(guān)指標(biāo)相比，分別上升31%、21.5%、8%。在中國(guó)上市公司的經(jīng)理和審計(jì)者都有動(dòng)機(jī)避免非標(biāo)準(zhǔn)審計(jì)意見(jiàn)(DeFondetal.,1999)。主要參考文獻(xiàn)：Abbott,L.J.,S.Parker,G.Peters,andK.Raghunandan(2002),"Anempiricalinvestigationofauditfees,nonauditfees,andauditcommittees",Workingpaper,UniversityofMemphis,Tennessee.Ashton,R.H.,J.J.Willingham,andR.K.Elliot(1987),"Anempiricalanalysisofauditdelay",JournalofAccountingResearch25:275-292.Ashton,R.H.,P.R.Graul,andJ.D.Newton(1989),"Auditdelayandthetimelinessofcorporatereporting",ContemporaryAccountingResearch5:657-673.Bamber,E.M.,L.S.Bamber,andM.P.Schoderbek(1993),"Auditstructureandotherdeterminantsofauditreportlag:Anempiricalanalysis",Auditing:AJournalofPractice&Theory12:1-23.Begley,J.,andP.E.Fischer(1998),"Isthereinformationinanearningsannouncementdelay?"ReviewofAccountingStudies3:347-363.Chambers,A.,andS.Penman(1984),"Timelinessofreportingandthestockpricereactiontoearningsannouncements",JournalofAccountingResearch22:21-47.Chan,Y.B.,andT.S.Walter(1996)"Qualifiedauditreportsandcostlycontracting",AsiaPacificJournalofManagement13(January):37-63.Chen,CharlesJ.P.,ShiminChenandXijiaSu(2001),"ProfitabilityRegulation,EarningsManagement,andModifiedAuditOpinions",Auditing:AJournalofPractice&Theory,September,Vol.20,Issue2.Chow,C.,andS.Rice(1982a),"QualifiedAuditOpinionsandAuditorSwitching”,TheAccountingReview(April):326-35.Chow,C.,andS.Rice(1982b),"QualifiedAuditOpinionsandSharePrices--AnInvestigation",Auditing:AJournalofPractice&Theory,Winter,Vol.1Issue2:35-53.Cushing,B.,andJ.Loebbecke(1986),"Stu