（福州大學 經(jīng)濟與管理學院，福建 福州 350116）

上年審計意見對年報披露時滯的影響探析—基于2011—2015年上市公司數(shù)據(jù)的實證研究

周致遙

（福州大學 經(jīng)濟與管理學院，福建 福州 350116）

本文以2011—2015年滬深兩市A股上市公司為樣本，采用描述性統(tǒng)計和構(gòu)建多元線性回歸模型的方法，探討了上年審計意見對年報披露時滯的影響。結(jié)果顯示：上年收到非標準審計意見的上市公司年報披露時滯更長；上年收到的審計意見越嚴重，年報披露時滯越長。最后，本文還進一步探討了將上年審計意見類型這一指標運用于會計信息質(zhì)量預警的可行性。

披露時滯；審計意見；會計信息質(zhì)量

一、引言

上市公司披露的會計信息反映了企業(yè)的財務狀況、經(jīng)營成果和資金變動情況，是投資者進行決策活動的重要依據(jù)。及時性作為會計信息質(zhì)量的要求之一，與投資者及其他信息使用者的利益密切相關。會計信息倘若不能夠及時地披露，就會影響信息使用者的決策，甚至為內(nèi)幕交易提供可能，損害投資者利益，擾亂資本市場秩序。

財務年度報告是上市公司對外披露會計信息的主要渠道，因此年報發(fā)布的早晚能夠在一定程度上反映信息披露的及時性。我國在《上市公司信息披露管理辦法》中規(guī)定：“上市公司的年度報告應當在每個會計年度結(jié)束之日起4個月內(nèi)對外披露”。但這一規(guī)定并沒有改善我國上市公司年報發(fā)布的及時性，信息披露時間仍明顯滯后，信息不對稱問題依然顯著。研究發(fā)現(xiàn)，我國許多企業(yè)都傾向在4月底“踩點”發(fā)布年報，披露時間總體呈現(xiàn)出“前松后緊”的現(xiàn)象。

由此可見，對年報披露及時性的研究是十分必要的。故本文將基于我國上市公司2011—2015年的有關數(shù)據(jù)，以年報披露時滯作為及時性的替代指標，運用描述性統(tǒng)計、多元回歸等實證方法，考察上年審計意見對年報披露時滯的影響。

二、文獻綜述

1、國外相關文獻

Whittred（1980）對澳大利亞上市公司的實證研究顯示，審計報告披露時滯與審計意見類型之間有顯著的相關性。收到保留意見審計報告的上市公司，其審計報告對外披露的時間會更晚；并且報告時滯還會隨著審計意見嚴重性的加重而延長。Ashton（1987）采用向合伙人發(fā)放調(diào)查問卷的形式進行統(tǒng)計研究。結(jié)果表明，如果上市公司收到非標準的審計意見，那么它們的年報披露時間會晚于那些收到標準審計意見的公司。Hawetal（2003）將研究擴展至中國的證券市場。他們發(fā)現(xiàn)，年報披露時間的影響因素主要有審計意見類型和未預期盈利。非標準審計意見和負方向的未預期盈利會使得上市公司更晚發(fā)布財務年度報告。

2、國內(nèi)相關文獻

王立彥等（2002）以我國上市公司1998—2000年間的數(shù)據(jù)為樣本，首次研究了中國公司審計報告披露時間的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，審計意見類型同樣會對我國上市公司的審計報告披露時間產(chǎn)生影響，這一結(jié)論與國外的有關研究一致；研究結(jié)果還揭示了公司規(guī)模、審計任期、股權集中度等因素對披露時滯的作用。伍利娜等（2004）針對我國特有的年報預約披露制度，通過構(gòu)建多變量邏輯回歸模型，考察預約披露日變更的影響因素。結(jié)果顯示，當年被出具非標準審計意見、更換事務所、經(jīng)營虧損的公司，其年報的實際披露日會晚于預約披露日。此外，還有多項研究（孫國龍，2009；賈康莉，2014）結(jié)果均顯示上市公司收到非標準審計意見會導致年報延遲披露。

三、研究設計

1、研究假設

審計意見具有信號傳遞功能，能夠在一定程度上揭示企業(yè)的潛在風險。當企業(yè)收到非標準審計意見，通常被信息使用者視為是一個“壞消息”。而企業(yè)披露年報時普遍存在提前披露“好消息”，延遲披露“壞消息”的規(guī)律。因此以往的研究認為，當年收到非標準審計意見的上市公司更傾向于推遲披露年度財務報告，試圖延緩和降低“壞消息”的負面影響；并且當年收到的審計意見類型越嚴重，年報披露時滯就越長。

而通常情況下，會計師事務所在執(zhí)行審計工作時，會借鑒以前年度的工作經(jīng)驗和審計結(jié)果。上一年度被出具非標準審計意見的上市公司，很可能存在粉飾財務報表、阻礙審計工作等行為。事務所在當年接受和執(zhí)行這類公司的審計工作時，出于風險導向的考慮，往往會進行更多的溝通談判，實施更詳細的測試程序，審計工作所花費的時間就會增加，導致當年年報披露的時間可能就越晚。進一步來說，事務所的審計工作越詳細、謹慎，公司的重大財務問題就越有可能被發(fā)現(xiàn)。因此，事務所當年更有可能對公司年報再次出具非標準的審計意見。這一“壞消息”將會導致上市公司推遲報表的披露時間?；谝陨峡紤]，可以猜測上年審計意見與當年審計意見一樣，會影響年報披露的時滯。由此提出假設1和假設2。

假設1：與上一年度收到標準審計意見的公司相比，上一年度收到非標準審計意見的公司年報披露時滯更長。

假設2：公司上一年度收到的非標準審計意見越嚴重，年報披露時滯就越長。

2、樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取了2011—2015年間在滬深證券交易所上市的A股公司，并剔除了金融類上市公司樣本和數(shù)據(jù)不全的樣本。經(jīng)過篩選處理，最終的研究樣本數(shù)為6584個。其中2011、2012、2013、2014、2015年度的樣本數(shù)分別為1238、1299、1334、1332、1381。

本文使用的年報披露日、審計意見類型等數(shù)據(jù)主要來自RESSET數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理采用Excel和SPSS23.0軟件。

表1 控制變量一覽表

四、變量與模型

1、研究變量

（1）因變量。模型的因變量——年報披露時滯，用上市公司年報實際披露時間距離上一會計年度結(jié)束日（12月31日）的天數(shù)來衡量，用LAG表示。因變量LAG越大表示年報披露時滯越長，反之則年報披露時滯越短。

（2）自變量。上年審計意見類型。我國審計意見類型有5種：標準無保留意見、帶強調(diào)事項段和其他事項段的無保留意見、保留意見、無法表示意見和否定意見。本文設置 4個虛擬變量：AUDOly1、AUDOly2、AUDOly3、AUDOly4分別表示上年出具的標準無保留意見、帶強調(diào)事項段和其他事項段的無保留意見、保留意見和無法表示意見（樣本中無否定意見）。其中AUDOly2、AUDOly3、和AUDOly4統(tǒng)稱非標準審計意見。

上市公司上年被出具標準審計意見時，AUDOly1=1；上年被出具非標準審計意見時，AUDOly1=0。AUDOly2、AUDOly3、和AUDOly4的取值同理。

（3）控制變量。為了控制其他因素對年報披露時滯可能存在的影響，設置控制變量如表1所示。

2、研究模型

根據(jù)假設和變量，本文構(gòu)建多元回歸模型如下：

其中，α為常數(shù)項，β1-β16、γ1-γ17為回歸系數(shù)，ε為隨機誤差項。

五、實證結(jié)果

1、描述性統(tǒng)計

表2 上年審計意見類型與年報平均披露時滯

表2列示了上年審計意見類型與年報平均披露時滯之間的關系?？偟膩砜矗覈鲜泄灸陥笈稌r滯平均都在三個月以上，會計信息的及時性較差。審計意見類型中標準審計意見占據(jù)了絕大部分比例，達到了95%。而在非標準審計意見中，帶強調(diào)事項段和其他事項段的無保留意見占大部分，而無法表示意見的比例最小。沒有被出具否定意見的樣本。

上年收到標準審計意見的公司，其年報平均披露時滯為93.76天，明顯早于收到非標準審意見的公司。具體而言，比收到帶強調(diào)事項段和其他事項段的無保留意見的公司早了2.22天，比收到保留意見的公司早了9.22天，比收到無法表示意見的公司早了11.04天。這說明上年收到非標準審計意見的公司的年報時滯長于收到標準審意見的公司，假設1得到了初步證明。此外，在上年被出具非標準審計意見的公司中，其年報披露時滯會隨著審計意見嚴重程度的增加而延長（95.98＜102.98＜104.80），假設2得到了初步證明。

2、多元線性回歸分析

雖然描述性統(tǒng)計的結(jié)果已經(jīng)顯示出上年審計意見類型與年報披露時滯之間的關系，初步支持了假設，但由于沒有考慮年度虧損、ST處理、資產(chǎn)規(guī)模等其他因素對年報披露時滯的影響，所以還不能認定上年審計意見類型對年報披露時滯的影響具有顯著性。接下來運用多元線性回歸法，將上年審計意見類型和其他控制變量一同納入模型中，作進一步的分析。

表3 模型1的回歸結(jié)果

多元回歸模型中，方差膨脹因子（VIF）顯示了各變量間多重共線性的情況。從表3的回歸結(jié)果來看，模型①各變量的VIF均遠小于臨界標準10，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

模型①反映了上年審計意見的標準與否對年報披露時滯的不同影響。變量AUDOly1的系數(shù)符號為負，且在1%的水平上具有顯著性，說明上年被出具非標準審計意見的上市公司年報披露時滯比被出具標準審計意見的公司更長，假設1得到證明。

表4 模型2的回歸結(jié)果

模型②反映了上年非標準審計意見的嚴重性對年報披露時滯的影響。變量的VIF都遠小于10，不存在嚴重的共線性問題。根據(jù)回歸結(jié)果來看，三個自變量AUDOly2、AUDOly3、AUDOly4都與年報披露時呈正相關關系。AUDOly2和AUDOly3在1%的水平上顯著，AUDOly4在5%的水平上顯著。同時AUDOly2、AUDOly3、AUDOly4的系數(shù)依次遞增，這說明被出具的意見類型越嚴重，上年審計意見對披露時間的遲滯作用就越顯著，假設2得到了進一步驗證。

六、結(jié)論

本文基于2011—2015年滬深兩市A股上市公司的有關數(shù)據(jù)，通過實證研究表明，上年審計意見與當年審計意見一樣，會對年報披露時滯產(chǎn)生顯著影響：上年被出具非標準審計意見的公司年報披露時滯更長；上年被出具的審計意見類型越嚴重，年報披露時滯越長。

上年審計意見對年報披露時滯存在影響這一結(jié)論，對會計信息質(zhì)量預警機制的建立具有一定啟示意義。會計信息質(zhì)量預警機制是指通過一定的技術手段對會計信息進行分析和監(jiān)控，及時發(fā)現(xiàn)問題、發(fā)布預警和解決問題的一個動態(tài)系統(tǒng)[11]。目前學界對其的研究，還停留在探索和構(gòu)想的階段。這一機制除了對組織模式和技術水平具有較高的要求之外，在構(gòu)建信息質(zhì)量的評價體系上也存在一定的困難。絕大多數(shù)財務數(shù)據(jù)、指標都是通過年報披露的，抑或是對披露的信息進行加工處理而得到的，所以它們存在固有的滯后性，這使得大部分數(shù)據(jù)、指標都難以運用于信息質(zhì)量的預警。而上年審計意見類型是歷史數(shù)據(jù)，同時又對披露時滯即會計信息的及時性存在顯著影響，因而將其作為預警機制的評價指標是可行的。

目前，我國會計信息質(zhì)量低下的問題仍然十分突出。因此，對于會計監(jiān)管部門和會計理論研究者來說，如何建立起會計信息質(zhì)量預警機制，有效地改善信息質(zhì)量低下的現(xiàn)狀，是一個亟待解決的關鍵問題。

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（責任編輯：胡春雨）