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假设5：本年度经营业绩比上年度好7的上市公司年报披露更及时。 如果本年度经营业绩比上年度好，那么在“早些公布好消息，迟些披露坏消息”的规律的作用下，管理层将倾向于比上一年度更早的披露或预约披露年报。不过，由于组合动机的影响，管理层同时还要考虑到下年一季度季报的状况，寻求组合效应。也就是说，年报及时性或年报迟滞的关键取决于本年年报和下年一季度季报披露的“好消息”或“坏消息”带来的积125 极影响或消极影响的组合与权衡（唐跃军、左晶晶，2004；唐跃军、薛红志，2005；唐跃军、谢仍明，2006）。 假设6：本年年报被出具非标准审计意见的上市公司年报披露更不及时；而本年年报审计意见好于上年年报的上市公司年报披露更及时。 将实际上有五种分类的年报审计意见仅仅分为两类的做法是非常粗略的，很多重要信息130 都损失了，特别是无法体现四种非标准审计意见之间的区别。因此，我们进一步在假设6中考察上市公司年报审计意见之间具体差异可能对年报及时性和披露迟滞产生的影响。可以预期，在“早些公布好消息，迟些披露坏消息”的定律下，本年度年报被出具非标准审计意见的上市公司年报披露更不及时；而本年年报审计意见好于上年年报的上市公司年报披露更及时。不过，类似于假设5的情况，由于组合动机的影响，管理层同时还要考虑到下年一季度135 季报的状况，以便获得理想的组合效应。 量远比信息披露的数量在提升公司声誉方面的作用大。高质量的信息披露和研发投资、多样化投资者在提升公司声誉方面作用一样重要。 7 以本年度每股收益、净资产收益率、主营业务利润率和每股经营现金流与上年度相应指标的差来度量。 2 数据、模型与变量 2.1 研究样本与数据来源 本文选用的研究样本包括2002-2004年之间在深交所和上交所上市的可以找到数据的所有上市公司。其中2002年的样本数为1115个，2003年的样本数为1155个，总体样本为140 2270个。本文的研究数据来源于：（1）CCERTM中国资本市场数据库；（2）财华金融数据库（FC-CSIDR）；（3）各上市公司2003-2004年一季度季报、2002-2003年年报。同时，我们对数据进行了抽样核对，以保证数据的可靠性。 2.2 研究模型 被解释变量年报披露（或预约披露）及时性（SARD、ARD）指的是年报披露（或预约145 披露）日期距离上一会计年度结束（公历每年的12月31日）的天数（Pastena and Ronen, 1979; Whittred, 1980; Kross and Schroeder, 1984; Keller, 1986; Bamber et al., 1993; Chen et al., 2001），即年报披露（或预约披露）时间。在此，为了检验在前面所提出的六个研究假设，考察年报和一季度季报业绩的组合效应，我们建立如下回归模型：8 DEP=B0+B1DGG+B5DEPS+B6DROE+B7DOPE+B8DOCFPS+B9AO+B10DAO+B11LARD+150 B12DDTA+B13ASIZE+B14AS+B15LNTA+ε DEP=B0+B2DGB+B5DEPS+B6DROE+B7DOPE+B8DOCFPS+B9AO+B10DAO+B11LARD+B12DDTA+B13ASIZE+B14AS+B15LNTA+ε DEP=B0+B3DBG+B5DEPS+B6DROE+B7DOPE+B8DOCFPS+B9AO+B10DAO+B11LARD+B12DDTA+B13ASIZE+B14AS+B15LNTA+ε 155 DEP=B0+B4DBB+B5DEPS+B6DROE+B7DOPE+B8DOCFPS+B9AO+B10DAO+B11LARD+B12DDTA+B13ASIZE+B14AS+B15LNTA+ε 2.3 研究变量 2.3.1 实验变量 哑变量DGG、DGB、DBG和DBB分别用以检验假设1、假设2、假设3、假设4；变160 量DEPS、DROE、DOPE、DOCFPS均用以检验假设5。张华、张俊喜(2004)将年度每股收益差异（DEPS）作为未预期盈利的替代，而在Latane and Jones (1979)的模型中，未预期盈利是实际盈利和预期盈利之差，预期盈利由一个时间序列预测模型得出，不过该预测模型需要用20个季度的盈利数据。而中国上市公司并不公告季度盈利，而且整个股市只有14年的发展历史，因此要求较长时间序列的盈利数据在实际操作中不可行。正如先前所提到的多项165 研究所认为的，审计意见对年报披露时间有着显著影响，因此我们用哑变量AO和DAO检验假设6，考察审计意见类型以及审计意见年度差异对年报及时性的影响。 另外注意到，中国上市公司卷入盈余管理甚至利润操纵的情况比较多，Chan and Walter (1996)指出中国上市公司的经理认为采用有争议的会计处理的预期收益大于被出具非标准审计意见的成本，因为中国证监会（CSRC）有两条规定明确要求上市公司必须达到一定的170 盈利水平。第一，若要取得融资权，上市公司的净资产收益率至少连续三年在10%以上；第二，连续三年净资产收益率为负的上市公司将被要求退市。Haw et al.（1998）也发现上 8 由于DGG、DGB、DBG和DBB代表了全部可能出现的四种情况，即存在完全多重共线性问题（complete multicolliearity），因此必须分开来使用，同时考虑到DGG和DGB、DBG、DBB的相关性较高（Pearson相关），所以让它们分别进入模型。 市公司的经理利用投机性的操纵会计利润来迎合这些规定所要求的净资产收益率目标9。Chen et al. (2001) 对中国股市的研究则进一步证明，操纵利润迎合这些规定所要求的盈利水平增加了上市公司被出具非标准审计意见的可能性。从这些研究看来，在中国股市上市公司175 业绩和审计意见类型以及年报披露时间之间的关系可能存在一定程度的扭曲。 表1 研究变量一览表 变量类型 变量名称 变量代码 变量含义及说明 解释变量 实验变量 公司业绩组合 DGG 哑变量，1表示本年度和下年一季度每股收益均大于0，0表示其它 DGB 哑变量，1表示年报每股收益大于0而下年一季度季报每股收益小于或等于0，0表示其它 DBG 哑变量，1表示年报每股收益小于或等于0而下年一季度季报每股收益大于0，0表示其它 DBB 哑变量，1表示本年度和下年一季度每股收益均小于或等于0，0表示其它 公司业绩差异 DEPS 每股收益差异，张华、张俊喜 (2004)曾将其作为未预期盈利的替代 DROE 净资产收益率差异，本年度净资产收益率与上年度之差 DOPE 主营业务利润率差异，本年度主营业务利润率与上年度之差 DOCFPS 每股经营现金流差异，本年度每股经营现金流量与上年度之差 审计意见 AO 哑变量，本年审计意见类型，1表示非标准审计意见，0表示标准无保留审计意见 DAO 哑变量，审计意见差异，1表示本年度年报审计意见好于上年度，0表示其它 控制变量 上年年报及时性 LARD 上年年报披露时间，以年报披露日期距离上一会计年度结束（公历每年的12月31日）的天数来度量 财务杠杆 DDTA 财务杠杆差异，本年度财务杠杆与上年度之差 审计者规模 ASIZE 哑变量，1表示前10位的会计师事务所，0表示其他会计师事务所（排名是依据会计师事务所客户的数量） 审计者更迭 AS 哑变量，1表示变更会计师事务所，0表示不变更 公司规模 LNTA 总资产的自然对数 被解释变量 SARD 年报预约披露及时性，即本年年报预约披露时间，计算方法同上 ARD 年报及时性，即本年年报披露时间，计算方法同上 资料来源：作者整理设计。 2.3.2 控制变量 本文对控制变量的选择主要是根据现存有关上市公司年报披露的相关研究文献 180 (Pastena and Ronen, 1979; Givoly and Palmon, 1982; Kross and Schroeder, 1984; Chambers and Penman, 1984; Trueman, 1990; Bowen et al., 1992; Begley and Fischer, 1998; Chen et al., 2001; Haw et al., 2003)。虽然这些对年报披露或相关方面进行模型化研究的目的不一，但是都包括一些相似的被认为对上市公司年报及时性可能存在影响的变量。首先，模型引入上年度年报披露时间（LARD）考察年报及时性是否存在一定的延续性。其次，DDTA则用以控制上市185 公司财务杠杆差异对年报及时性的影响10。第三，为了控制审计者规模对年报及时性可能存在的影响，以哑变量ASIZE作为审计者规模11控制变量，会计师事务所的排名是依据其客户 9 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为要求ROE每年不低于6%。相应的，描述性统计显示和以前年度相比，上市公司ROE分布的“10%现象”不再存在，却形成“6%现象”。可见，上市公司的ROE分布受到配股政策的很大影响。 10有研究指出，财务杠杆高的企业更可能被出具非标准审计意见，而现金流状况好的企业被出具非标准审计意见可能性小 (Levitan and knoblett, 1985; Mutchler, 1985; Monroe and Teh, 1993; DeFond et al., 1999)。按照“早些公布好消息，迟些披露坏消息”的规律，我们预期本年度财务杠杆比上年度高的上市公司年报披露更不及时，披露迟滞更久。 11较大的会计师事务所的可能因为拥有较多的客户（业务繁忙）、独立性更高（更可能据实出具非标准审计意见）、执行更高的审计质量标准、更为谨慎（声誉的压力）而影响到所服务的 的数量。第四，上市公司更换会计师事务所12对年报的披露时间可能也是有影响的13，因而引入以哑变量AS控制审计者更迭的影响。最后，我们以上市公司总资产的自然对数（LNTA）作为公司规模14的控制变量。 190 3 实证研究结果 回归分析结果15显示（参见表2），在10%的显著水平上，以SARD、ARD为被解释变量的模型支持假设1、假设2、假设3、假设4、假设5、假设6。据此可以认为，本年年报和下年一季度季报均为“好消息”、本年度每股收益和每股经营现金流比上年度高、本年年报审计意见好于上年年报的上市公司年报披露更及时；本年年报为“好消息”而下年一季度季报195 为“坏消息”、本年年报为“坏消息”而下一季度季报为“好消息”、本年年报和下年一季度季报均为“坏消息”、本年年报被出具非标准审计意见的上市公司年报披露更不及时。不过，对DOPE的回归结果未能支持假设5，而对DROE的回归结果则完全否定假设5，即本年度净资产利润率比上年度越高的上市公司年报披露更不及时16。 对控制变量的回归显示，上年度年报披露时间越晚的上市公司本年年报预约披露和实际200 披露越不及时17；本年度财务杠杆高于上年度的上市公司本年年报预约披露越及时18；审计者规模、审计者更迭、公司规模对年报预约披露及时性没有显著影响19；更换会计师事务所的上市公司本年年报披露越不及时20。 上市公司年报披露时间。 12本文所称变更不包括上市公司的会计师事务所变更名称、和其他会计师事务所合并或成立新公司或被兼并等对上市公司而言实质上并未变更会计师事务所的情况。 13上市公司更换会计师事务所不仅可能影响到注册会计师出具的审计意见的类型，而且可能因此造成审计过程的进一步延长，特别是当上市公司在年报审计的过程中更换会计师事务所时，审计过程的延长几乎是必然的。 14研究表明，在控制其它影响因素之后，审计者向规模大的公司出具持续关注的非标准审计意见的可能性相比而言更小 (Mckeown et al., 1991; Mutchler et al., 1997) ，而上面提到的研究大多认为被出具非标准审计意见会导致和年度财务报告一起发布的审计报告延迟。 15模型中各解释变量之间的多重共线性问题基本得到控制，VIF值在1.5以下，计量结果的可信度较高。此外，为了明确年度差异并为本文所构建模型提供一个稳健性测试，我们还依据单年度样本的分别进行回归，结果（文中由于篇幅所限，没有以表格的形式列出并给出具体说明）和基于样本总体的模型基本上是一致的。 16这可能是因为：（1）管理层出于组合动机，选择较晚的时间披露或预约披露年报，追求年报和一季度季报的组合效应；（2）正如Chan and Walter (1996)，Haw et al.(1998)，Chen et al. (2001)等的研究，净资产利润率受到严重的盈余管理影响，未能代表公司真实的业绩水平，因而管理层没有自信在较早的时间披露或预约披露看起来不错的年报。 17这显示了年报及时性可能具有一定的延续性，管理层在披露或预约披露年报时，往往参照上一年度年报的披露时间，这使得上年度年报披露时间越晚的上市公司本年年报预约披露越不及时。 18出现这一结果的原因可能是：（1）上年度的财务状况可能已经相当差，年报披露亦相当晚，因而虽然本年度财务状况进一步恶化，但是已经不可能在比上年更晚的时间预约披露年报，因为每年的4月30日是截止时间；（2）财务状况进一步恶化的公司为了利用信息披露的信号显示作用迷惑市场和投资者，故而反其道而行之，有意在较早的时间预约披露年报，通过信息操作造成错觉。 19审计者规模、公司规模对年报及时性也没有显著影响。 学术论文网Tag：代写论文 代写代发论文 代写毕业论文 代写管理论文 |
