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研究领域：工商管理与管理经济学
年报预约披露、年报披露迟滞、未预期盈利与非标准审计意见* 本文受李维安教授主持的国家自然科学基金项目（70272026和70141011）以及国家社科基金项目（02BJY127）等资助。

——基于2002-2003年上市公司数据的实证研究
Annual Reports Precontract Disclosure, Annual Reports Disclosure Delay, Unexpected Earnings and Modified Audit Opinions: Empirical Researches based on Listed Companies’ Data from 2002 to 2003
南开大学国际商学院（天津，300071） 唐跃军(Tang Yuejun)
摘 要：深圳证券交易所和上海证券交易所从2002年开始，对前一年度的上市公司年报披露实行预约制度。本文将主要基于国外的相关研究和中国股市及上市公司的特征，提出六个研究假设，然后构建Logistic回归模型，依据2002-2003年中国上市公司数据进行假设检验，主要考察上市公司年报预约披露、年报披露迟滞、未预期盈利与审计报告意见类型之间的关系，探寻年报预约披露日期所隐藏的信息内涵。综合回归分析的结果，基本上可以认为，本年度年报披露晚、上年度年报披露晚、年报预约披露晚、本年度年报披露比上年度或预约披露晚(年报披露迟滞久)、未预期盈利低的上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性大。
关键词：年报预约披露 年报披露迟滞 未预期盈利 非标准审计意见 盈余管理
Abstract: Shenzhen Security Exchange and Shanghai Security Exchange adopt annual reports precontract disclosure institution in 2002. In this paper we develop six hypotheses based on overseas relevant researches and characteristics of Chinese stock market and listed companies, and do hypotheses testes with Logistic regression models to examine the relationship between annual reports precontract disclosure, annual reports disclosure delay, unexpected earnings and audit opinions, and to explore underlying and valuable information existed in annual reports precontract disclosure on the base of Chinese listed companies’ data from 2002 to 2003. To sum up Logistic regression results, we can conclude that ceteris paribus, the frequency of receiving modified audit opinions is positively associated with annual reports disclosure date of this year and last year, annual reports precontract disclosure date, annual reports disclosure delay, and negatively associated with unexpected earnings.
Keywords: Annual Reports Precontract Disclosure, Annual Reports Disclosure Delay, Unexpected Earnings, Modified Audit Opinions, Earnings Management
中图分类号：F8, C83, F2 JEL分类号：G34, G14, M41, M42

年报预约披露、年报披露迟滞、未预期盈利与非标准审计意见
——基于2002-2003年上市公司数据的实证研究
Annual Reports Precontract Disclosure, Annual Reports Disclosure Delay, Unexpected Earnings and Modified Audit Opinions: Empirical Researches based on Listed Companies’ Data from 2002 to 2003
为了增强年报披露的均衡性和年报披露时间安排的透明度，防止利用年报信息操纵股价的情况发生，深圳证券交易所和上海证券交易所从2002年开始，对前一年度的上市公司年报披露实行预约制度，将全部上市公司的年报披露时间公布于众。每年的年报预约披露时间表是在各上市公司提出申请的基础上形成的。上市公司原则上应按照这份时间表进行年报披露，但是仍可以依据有关规定进行调整，具体的年报披露日期以披露时间为准。年报预约披露制度是我国证券市场不断走向规范进程中，在信息公开化方面的有益尝试。
本文拟基于国外的相关研究和中国股市及上市公司的特征，提出六个研究假设，然后构建Logistic回归模型，依据2002-2003年中国上市公司数据进行假设检验，主要考察上市公司年报预约披露、年报披露迟滞、未预期盈利与审计报告意见类型之间的关系，探寻年报预约披露日期所隐藏的信息内涵。本文主要包括相关理论回顾与研究假设，研究数据与描述性统计，研究方法、模型设计与研究变量，实证研究结果以及研究结论等五个部分。
一、相关理论回顾与研究假设
信号传递模型(Spence, 1974)和信息甄别模型(Rothschild and Stiglitz, 1976)认为，在信息不对称情况下，质量较好的公司有较高标准的公司经营业绩和治理信息，而管理当局为降低利益相关者的疑虑，更乐于主动发出信号，以传递其并未产生支出偏好或偷懒行为而降低公司价值的信息，进而解除代理责任或获得市场资源。一些基于美国和澳大利亚股市的研究认为审计意见和未预期盈利（Unexpected Earnings）都对年度收益报告的披露时间有着显著的影响。比如，Whittred (1980), Keller (1986) 和Bamber et al. (1993) 指出非标准审计意见会迟滞初步收益公告和审计报告的披露。Pastena and Ronen (1979), Givoly and Palmon (1982), Kross and Schroeder (1984) 和Chambers and Penman (1984)都发现和预期的相比较，经理们总是倾向于早些公布好消息，迟些披露坏消息。这一时间规律是信息披露中最为一致的决定因素之一。Haw et al. (2000) 在研究中国股市后指出随着股票市场的发展，更多的上市公司倾向于在4月的最后一周披露年报，特别是当上市公司经营业绩不佳时。Chen et al. (2001) 研究中国股市也发现，审计迟滞和被出具非标准审计意见的频率正相关，这表明审计双方的谈判协商久拖不决是被出具非标准审计意见可能性增加的信号。Haw et al. (2003) 另一个基于中国股票市场的研究也证实了上述观点，而且Haw et al. (2003) 还发现审计意见和未预期盈利之间存在显著的相互作用：未预期盈利为正而被出具非标准审计意见的上市公司年报披露明显晚于未预期盈利为负而被出具标准审计意见的公司。
此外，Begley and Fischer (1998) 还重新验证了先前的研究发现在法律环境发生显著变化的1983-1992年期间是否依然成立，结论是相当一致和肯定的。另外有证据显示，审计意见和未预期的每股收益不是独立的，这意味着先于财务报告发出的收益公告提高了市场对审计意见类型的预测能力(Chow and Rice, 1982b)。此外有多项研究 (Ashton et al., 1987, 1989; Newton and Ashton, 1989; Bamber et al., 1993; Kinney and Mcdaniel, 1993) 进一步考察了导致审计报告延迟的原因，诸如审计者结构、审计者规模、未预期盈利的方向、存在的损失、财务困境和行业因素等，结果一般都认为出具非标准审计意见的过程迟滞了审计报告的披露。Keller (1986) 利用取自美国股市的样本研究发现当公司可能被出具非标准审计意见时会推迟初步收益公告的披露，但他没有找到非标准审计意见影响年报披露时间的证据。
基于上述研究，我们提出如下六个研究假设：
假设1：同等条件下，上市公司年报披露时间和年报被出具非标准审计意见的可能性正相关。即年报披露时间越晚，越有可能被出具非标准审计意见。
假设2：同等条件下，上市公司上年度年报披露时间和本年度年报被出具非标准审计意见的可能性正相关。即上年度年报披露时间越晚，越有可能被出具非标准审计意见。
假设3：同等条件下，上市公司年报预约披露时间和年报被出具非标准审计意见的可能性正相关。即年报预约披露时间越晚，越有可能被出具非标准审计意见。
假设4：同等条件下，上市公司年报披露迟滞时间（本年度年报披露时间和上年度披露时间之差）和年报被出具非标准审计意见的可能性正相关。即年报披露迟滞时间越长，越有可能被出具非标准审计意见。
假设5：同等条件下，上市公司年报披露迟滞时间（本年度年报实际披露时间和年报预约披露时间之差）和年报被出具非标准审计意见的可能性正相关。即年报披露迟滞时间越长，越有可能被出具非标准审计意见。
假设6：同等条件下，上市公司未预期盈利和其年报被出具非标准审计意见的可能性负相关，即未预期盈利越高，上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性越小。
二、研究数据与描述性统计
（一）研究样本选择与数据来源
本文在进行相关的描述性统计时为了说明问题用到了2000-2003年上市公司年报的数据而在进行模型研究时，由于2001年年报的一些重要数据缺失，同时考虑到2002年是实行年报预约披露制度的第一年，因此所选用的研究样本只包括2002和2003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1158个，总体样本为2273个。此外，在构建Logistic回归模型进行实证检验时，研究样本由于某些公司数据的缺省和数据的进一步整理有所缩小，其中2002年的样本数为1081个，2003年的样本数为1122个，总体样本为2203个。
本文的研究数据来源于：（1）深圳市国泰安信息技术有限公司的财务数据库；（2）中国证监会指定的信息披露网站——巨潮资讯网（
（二）描述性统计 我们对样本数据所作的其他方面的描述性统计限于篇幅的原因，在此不再一一详细列出，必要处文章将给出简要的说明。

表1为自2002年实行预约披露制度以来上市公司的年报预约披露执行情况。可见，上市公司年报预约披露的执行情况并不理想，有超过两成的上市公司2001年和2003年的年报不能按照预约承诺的时间披露，出现不同程度的延期；而2002年年报的预约披露情况最为糟糕，近四成的上市公司延期披露年报，当然，在这一年提前披露年报的情况也比较多。另外从统计上看，在深交所上市的公司对预约披露承诺的遵守不如在上交所上市的公司，不过差异并不是很明显。
表1 上市公司的年报预约披露执行情况

提前披露
按期披露
延期披露
合计
数目
比例
数目
比例
数目
比例
上海证券交易所
19
0.0293
499
0.7689
131
0.2018
649
深圳证券交易所
6
0.0117
395
0.7670
114
0.2213
515
2001年度
25
0.0215
894
0.7680
245
0.2105
1164
上海证券交易所
53
0.0844
343
0.5462
232
0.3694
628
深圳证券交易所
93
0.1910
201
0.4127
193
0.3963
487
2002年度
146
0.1309
544
0.4879
425
0.3812
1115
上海证券交易所
53
0.0774
489
0.7139
143
0.2088
685
深圳证券交易所
81
0.1712
293
0.6195
99
0.2093
473
2003年度
134
0.1157
782
0.6753
242
0.2090
1158
合计
305
0.0887
2220
0.6459
912
0.2653
3437
资料来源：作者整理设计。
应当指出，年报预约披露制度并没有很好的发挥其应有的作用。如表2所示，在这一制度执行前后的4年间，三四月份均是年报披露的高峰期，每年在三四月份披露的年报占当年年报总数的比例都在80%以上，变化很小。可见，在年报预约披露制度执行前后，我国上市公司年报披露进程均显得前松后紧，存在严重的年报披露“末班车”拥堵现象。大量业绩差公司、亏损公司抱着“迟些披露坏消息”的心理定势挤在4月甚至4月底披露年报，使得风险集中释放，一方面这人为地增加了投资者的心理压力，另一方面由于所有上市公司须在4月份披露季报，使得众多上市公司的年报、季报将同时出现，导致投资者对信息的“消化不良”。
表2 2000-2003年上市公司年报披露时间
年报披露时间
一月
二月
三月
四月
四月之后
数目
比例
数目
比例
数目
比例
数目
比例
数目
比例
2000
28
0.0304
169
0.1833
389
0.4219
335
0.3633
1
0.0011
2001
19
0.0182
115
0.1104
443
0.4251
464
0.4453
1
0.0010
2002
59
0.0529
110
0.0986
399
0.3575
543
0.4866
5
0.0045
2003
26
0.0225
160
0.1382
465
0.4016
507
0.4378
0

样本总体
132
0.0311
554
0.1307
1696
0.4002
1849
0.4363
7
0.0017
资料来源：作者整理设计。
虽然年报预约披露制度执行得不尽如人意，但是年报的预约披露却向市场和投资者显示了内涵丰富的有价值的信息，是一个很好的信号显示机制。如表3对上市公司的年报预约披露执行情况与非标准审计意见所作的统计所示，上市公司延期披露年报是年报可能被出具非标准审计意见的强烈信号，即延期披露意味着公司年报被出具非标准审计意见的可能性大，在我们所作的初步统计分析中可以看到，延期披露年报的上市公司被出具非标准审计意见的比例在20%以上，是提前披露或按期披露公司的4-5倍，是平均值的两倍以上。

表3 上市公司的年报预约披露执行情况与非标准审计意见
披露类型
标准无保留意见
无保留有解释段说明
有保留无解释段说明
有保留有解释段说明
拒绝表示意见/否定意见/无法表示意见
非标准审计意见比例
数目
比例
数目
比例
数目
比例
数目
比例
数目
比例
提前披露
137
0.9384
9
0.0616

0.0616
按期披露
511
0.9393
25
0.0460
1
0.0018
4
0.0074
3
0.0055
0.0607
延期披露
321
0.7553
58
0.1365
16
0.0376
16
0.0376
14
0.0329
0.2447
2002合计
969
0.8691
92
0.0825
17
0.0152
20
0.0179
17
0.0152
0.1309
提前披露
127
0.9478
4
0.0299

1
0.0075
2
0.0149
0.0522
按期披露
745
0.9527
25
0.0320
2
0.0026
3
0.0038
7
0.0090
0.0473
延期披露
190
0.7851
24
0.0992
7
0.0289
10
0.0413
11
0.0455
0.2149
2003合计
1062
0.9171
53
0.0458
9
0.0078
14
0.0121
20
0.0173
0.0829
提前披露
264
0.9429
13
0.0464

1
0.0036
2
0.0071
0.0571
按期披露
1256
0.9472
50
0.0377
3
0.0023
7
0.0053
10
0.0075
0.0528
延期披露
511
0.7661
82
0.1229
23
0.0345
26
0.0390
25
0.0375
0.2339
样本总体合计
2031
0.8935
145
0.0638
26
0.0114
34
0.0150
37
0.0163
0.1065
资料来源：作者整理设计。
三、研究方法、模型设计与研究变量
（一）研究模型
在审计意见模型中，Logistic回归经常被用到，借以估计审计者出具某一类型审计意见的可能性(比如Hopwood et al., 1989; Bell and Tabor, 1991; Monroe and Teh, 1993; DeFond et al., 1999; Chen et al., 2001)。在此，为了检验在前面所提出的六个研究假设，我们建立如下Logistic回归模型 由于D1和D2利用ARD, LARD, PARD计算得到，因此将D1, D2和ARD, LARD, PARD分开使用。
：
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）研究变量
正如在上述回归模型中所列示的，包括被解释变量在内，共计18个研究变量，其中解释变量的前7个为实验变量，为验证本文的研究假设而设；后10个解释变量为控制变量。
1. 实验变量
变量ARD、LARD、PARD分别用以检验假设1、假设2、假设3，我们采用上市公司年度财务报的披露时间距离上一会计年度结束（公历每年的12月31日）的天数来度量年报的披露时间（Pastena and Ronen, 1979; Whittred, 1980; Kross and Schroeder, 1984; Whittred and Zimmer, 1984; Keller, 1986; Ashton et al., 1987, 1989; Newton and Ashton, 1989; Bamber et al., 1993; Kinney and Mcdaniel, 1993; Schwartz and Soo, 1996; Chen et al., 2001），同时我们对年报预约披露时间的度量也采取类似的方法。变量D1和D2 (年报披露迟滞) 分别用以检验假设4和假设5，计算方法参考了Givoly and Palmon (1982), Chambers and Penman (1984), Begley and Fischer (1998)等所作的研究。
变量RUE1和RUE2 (相对未预期盈利) 用以检验假设6。在Latane and Jones (1974, 1977, 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13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。有鉴于此，我们首先参考Haw et al.(2003)的做法计算未预期盈利UE1，计算公式为：UE1it=(NPit-NPit-1)/TAit-1，其中NPit(NPit-1)代表公司第t年（第t-1年）的净利润，TAit-1代表公司第i-1年的总资产。未预期盈利UE2则参考张华、张俊喜 (2004)的计算方法，计算公式为：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。同时，为了控制行业差异，我们将以上述两种方法计算出来的未预期盈利再减去行业平均之差，得到相对未预期盈利RUE1和RUE2，以期更为合理准确地对假设6进行检验。
表4 研究变量一览表
变量类型
变量代码
变量含义及说明
解释变量
实验变量
ARD
年报披露时间，以上市公司年报的披露时间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
LARD
上年度年报披露时间，以上市公司上年度年报的披露时间距离上一会计年度结束的天数来度量
PARD
年报预约披露时间，以上市公司年报的预约披露时间距离上一会计年度结束的天数来度量
D1
年报披露迟滞，本年度年报披露时间与上年度年报披露时间之差
D2
年报披露迟滞，本年度年报披露时间与年报预约披露时间之差
RUE1
相对未预期盈利，实际未预期盈利与行业平均之差，未预期盈利的计算参考Haw et al. (2003)的方法
RUE2
相对未预期盈利，实际未预期盈利与行业平均之差，未预期盈利的计算参考张华、张俊喜(2004)的方法
控制变量
LAGAO
哑变量，上年审计意见，1表示前一年度被出具非标准审计意见，0表示前一年度被出具标准审计意见
RDTA
相对财务杠杆，实际财务杠杆与行业平均之差，财务杠杆即资产负债率（负债/总资产），借以衡量企业的资本结构和偿债能力
RCTE
相对现金比率，实际现金比率与行业平均之差，现金比率等于每股经营现金流量/每股收益，用以衡量企业现金流状况和财务弹性
RROE
相对净资产收益率，实际净资产收益率与行业平均之差
ROPE
相对主营业务利润率，实际主营业务利润率与行业平均之差
AS
哑变量，审计者更迭，1表示变更会计师事务所，0表示不变更
TOP10
哑变量，审计者规模，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）
MKT
哑变量，证券交易所，1表示在沪市上市，0表示在深市上市
ST
哑变量，ST制度，1表示一般上市公司，0表示ST上市公司
LNTA
公司规模，总资产的自然对数
被解释变量
AO
哑变量，年报审计意见类型，1表示非标准审计意见，0表示标准无保留审计意见
资料来源：作者整理设计。
2. 控制变量
我们对控制变量的选择主要是根据现存有关上市公司年度财务报告审计意见模型的研究文献 (Pastena and Ronen, 1979; Whittred, 1980; Givoly and Palmon, 1982; Kross and Schroeder, 1984; Whittred and Zimmer, 1984; Chambers and Penman, 1984; Levitan and knoblett, 1985; Mutchler, 1985; Keller, 1986; Ashton et al., 1987, 1989; Dopuch et al., 1987; Newton and Ashton, 1989; Bell and Tabor, 1991; Monroe and Teh, 1993; Bamber et al., 1993; Kinney and Mcdaniel, 1993; Schwartz and Soo, 1996; Chan and Walter, 1996; Begley and Fischer, 1998; DeFond et al., 1999; Chen et al., 2001; Haw et al., 2003)。虽然这些对审计意见进行模型化研究的目的不同。但是它们都包括一些相似的被认为对具体审计意见出现的可能性有影响的财务或市场变量。当然，我们对模型控制变量的设置还考虑了中国股市及上市公司的特征。
Chen et al. （2001）研究表明在中国股市上市公司的上市年限和它被出具非标准审计意见的频率正相关，这和先前基于美国股市数据的研究结果 (Dopuch et al., 1987)相反。这可能是中国特殊的制度环境所致，因为一个公司上市时间越久，可能越难以达到规定所要求的盈利目标，所以更易于卷入盈余管理甚至利润操作，从而导致被出具非标准审计意见。并且，如果上市公司前一年度被出具非标准审计意见，很可能在本年度引起注册会计师的高度重视，认为该公司风险较高，从而在审计过程中更为谨慎、细致，发现问题的可能性增加。因此，前一年度被出具非标准审计意见的上市公司本年度再次被出具非标准审计意见的可能性大。基于此，我们设置控制变量LAGAO来考察上一年度审计意见类型的影响。
有研究证明，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)。我们设置变量RDTA和RCTE用以控制上市公司财务杠杆和现金流状况对年报审计意见类型的影响。变量RDTA和RCTE在此也控制了行业差异的影响，因为描述性统计显示，各行业之间在资本结构和现金流方面是存在显著差异的。假设6对企业业绩已经有一定程度的关注。在此为了进一步控制企业业绩对上市公司年报被出具审计意见类型的影响，我们选择在国内外研究中常被用到的两个业绩指标，净资产收益率和主营业务利润率作为企业业绩控制变量。我们对代表企业业绩的变量RROE、ROPE都作了控制行业差异的处理，具体的处理方式如表3所列。不过注意到，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，原因在于中国当前股票市场的政策环境，即中国证监会（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）发现上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 在描述性统计中，我们发现和以前年度相比，上市公司ROE分布的“10%现象”不再存在，却形成“6%现象”，这和配股政策的变化是分不开的。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为要求ROE每年不低于6%，由此可见，上市公司的ROE分布受到配股政策的很大影响。
。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的业绩和审计意见之间的关系可能存在一定程度的扭曲。
上市公司更换会计师事务所 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。
对年报审计意见类型可能也是有影响的。Chow and Rice (1982a) Chow and Rice所作的研究是初步的而且基于的时间跨度有限。
主要关注非标准审计意见对上市公司审计者更换的影响，结果发现被出具非标准审计意见的公司倾向于更换审计师，但和被出具非标准审计意见而未更换审计师的公司相比，更换的公司在此后的年度被出具标准审计意见的可能性并没有增加 Jensen and Meckling (1976), Watts (1977), Smith and Warner (1979) 等探讨了外部审计对企业的作用。他们假定经理可从让股东和债券持有者监督自己对企业资源的配置中得到好处，那么对外部审计者的选择是这一监督合约的一部分，而且选择一个业已建立诚信声誉的审计者符合经理自身的利益。这意味着企业经理选择或更换审计师受到来自股东和债券持有者预期反应的支配。因此，更换审计师不管是否与非标准审计意见相关，是不可能和投资者利益相悖的。
。不过注意到，当前中国的审计市场环境以买方为主导，注册会计师尚不能真正做到在诚信的基础上独立、规范的执业，这使得上市公司的经理和审计者都有动机避免非标准审计意见 (DeFond et al., 1999)。
DeAngelo（1981）指出，规模大的会计师事务所担保能力更强，更能抵制客户财务报告欺诈行为的压力；同时规模大的会计师事务所拥有更多的客户，由于某个客户更换审计师而引起的“准租金”（quasi-rents）损失很可能小于未能报告欺诈行为对事务所声誉和审计收入造成的影响。因此一般而言，规模大的会计师事务所的独立性相对较强，审计质量也比较高。Cushing and Loebbecke (1986) 也发现审计事务所的结构因素在对多样化的审计判断的考察中是很重要的变量。Wheeler et al. (1993) 所作的研究指出大审计师事务所遭受相关诉讼的频率和出具非标准审计意见的可能性正相关，因为相关的诉讼经历在逻辑上可能导致审计师事务所之间保守程度上的差异。Ashton et al. (1987, 1989); Newton and Ashton (1989); Bamber et al. (1993); Kinney and Mcdaniel (1993) 等在考察导致审计报告延迟的原因时包括了对审计者规模的关注。在此，为了控制审计者规模可能存在的影响，我们以哑变量TOP10作为审计者规模控制变量，会计师事务所的排名是依据其客户的数量。
此外，我们以MKT为证券交易所的控制变量，1表示公司在上海证券交易所上市，0表示公司在深圳证券交易所上市。作为中国大陆两大证券交易所，深圳证券交易所和上海证券交易所 深圳证券交易所成立于1990年12月1日，截止2003年底，深圳证券交易所投资者开户数达3381万户，上市公司505家，上市股票548只，股票总市值为12653亿元人民币，流通市值4977亿元人民币( 2004年5月30日)。上海证券交易所成立于1990年11月26日，至2002年12月底，上证所拥有3500多万投资者和715家上市公司，上市证券品种828个，上市股票市价总值25364亿元( 2004年5月30日)。
与中国证券市场共同成长。两者的发展虽然存在一定程度上的不均衡，但其间的差异不大，可以预期，在深圳证券交易所上市的上市公司和在上海证券交易所上市的上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性大致相同。再者，1998年4月22日，我国股市开始实行ST制度，ST是英文Special Treatment的缩写，意即“特别处理”。ST针对的对象是出现财务状况 所谓“财务状况异常”包括六种情况（参见深圳证券交易所网站 2004年5月30日）。
或其他状况异常 “其他状况异常”是指自然灾害、重大事故等导致生产经营活动基本中止，公司涉及可能赔偿金额超过公司净资产的诉讼等情况（ 2004年5月30日）。
的上市公司。ST股票日涨跌幅限制为5%，ST是对上市公司目前所处状况的一种客观揭示，其目的在于向投资者提示市场风险，引导投资者进行理性投资，如果公司异常状况消除，可以恢复正常交易。显然，ST上市公司和一般上市公司比较，业绩和财务状况较差、投资风险高，这增加了ST上市公司被出具非标准审计意见的可能性。
最后，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)。此外有关审计费用的研究 (Simunic, 1980, 1984; Francis, 1984) 认为客户的规模使审计费用一个重要的决定因素。Abbott et al. (2002) 则指出客户规模越大，非审计服务费用的相对数越大。这些研究结果意味着向客户收取的非审计和审计费用可能影响审计师出具的审计意见类型。基于此，我们以上市公司总资产的自然对数（LNTA）作为公司规模的控制变量。
四、实证研究结果
（一）Logistic回归分析结果
在实际的Logistic回归分析，我们首先建立了三个Logistic回归模型，其中Model 02-03基于样本总体，Model 2002、Model 2003则分别基于2002、2003年的单年度数据，这样主要是为了明确年度差异，同时对总体模型Model 02-03进行验证。
回归分析结果显示（参见表5），在基于样本总体的Model 02-03中，假设1、假设4、假设5在1%的显著水平上均得到了支持，但是模型出乎意料的否定了假设3（在Model 2003中也出现了相同的异常情况），据此可以认为，在同等条件下，本年度年报披露晚、年报预约披露早、本年度年报披露比上年度或预约披露晚(年报披露迟滞久)的上市公司年报被出具非标准审计意见的可能性大。同时，上年度被出具非标准审计意见、相对净资产收益率和相对主营业务利润率低、被ST的上市公司更有可能被出具非标准审计意见，而公司的相对财务杠杆、相对现金比率、是否更换会计师事务所、是否由前10位的会计师事务所审计、公司上市的证交所以及公