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【摘 要】对于年度报告信息披露及时性研究，国内外学者从多个角度都进行过充分研究，然而对于我国东北三省上市公司年报披露及时性研究却尚属空白。本文以2008～2010年东北三省上市公司年度报告为样本进行研究分析，试图找到影响东北三省上市公司年度报告披露及时性影响因素，以完善东北三省资本市场运行有效性，保护投资者利益。
【关键词】东北三省；年度报告；披露及时性
一、研究设计
（1）被解释变量界定。通过参考和借鉴国内外学者研究成果，本文选用年报时滞（Report Lag）作为年报披露及时性替代变量。RLAG=上市公司上一年度报告实际披露日期（数值）-上一会计年度结束日（数值）（一般为12月31日），同时不考虑样本公司在年报披露之后由发布新补充公告、更正报告或者是调整报告等情况。（2）解释变量界定和假设提出：第一，公司经营状况。一是是否被特别处理（IST）。在321个样本数据中，共有44个样本被特别处理，即经营情况或财务状况存在较大风险。根据“好消息早，坏消息晚”理论，这些被特别处理上市公司为了减小不利消息对股价波动影响通常愿意较晚披露年报信息。基于以上分析提出假设：H0 =上市公司是否被特别处理与年报披露时滞无关；H1 =上市公司被特别处理对其年报披露时滞有影响。二是盈利状况（RNA）。盈利状况是反映企业经营业绩另一重要方面，本文以净资产收益率（营业利润）作为盈利状况替代变量，以便于衡量上市公司经营业绩。仍然根据“好消息早，坏消息晚”理论，净资产收益率越高，则年报时滞越短；反之则越长。基于以上分析提出假设：H0 =盈利状况对年报披露时滞无影响；H1 =盈利状况对年报时滞有影响。第二，公司基本情况。一是国有法人持股比例（变动后）（SSP）。根据东北三省独特经济环境，上市公司国有法人持股情况比较多，尤其是国有股一股独大情况较多，披露年度报告需要经过层层提交、协调、调整、申报等过程，这将可能影响年报披露及时性。即国有法人持股比例越大，则年报披露时滞越长；反之则越短。基于以上分析提出假设：H0 =法人持股比例对年报披露时滞无影响；H1 =法人持股比例对年报披露时滞有影响。二是公司规模（LNA）。本文以上市公司资产总额自然对数作为衡量公司规模大小替代变量。公司规模大小对年报信息披露影响有两方面。一方面，公司规模可能对年报信息披露有正向影响。另一方面，公司规模越大，审计难度越大，审计时间可能越长，即直接影响到公司年报信息披露。因此，公司规模可能对上市公司年报时滞产生双重影响。基于以上分析提出假设：H0 =公司规模越大，年报披露时滞越短；H1 =公司规模越大，年报披露时滞越长。第三，审计意见（AP）。注册会计师审计意见代表着对上市公司年度报告信息质量认定。在审计实务当中，注册会计师在审计过程中也会尽量避免出具非标意见。注册会计师出具非标审计意见要增加在审计过程中和注册会计师进行协商尽量避免非标审计意见出具。因此非标审计意见出具就很有可能晚于标准审计意见。基于以上分析提出假设：H0=出具非标意见时滞不会长于出具标准意见；H1=出具非标意见时滞要长于出具标准意见。变量界定：AP=0，表示标准无保留审计意见；AP=1，表示带强调短无保留审计意见；AP=2，表示保留审计意见；AP=3表示无法表示审计意见；AP=4，表示否定审计意见。经过上述综合分析，笔者整理出本文研究所设计变量（见表1）。
表1 上市公司年报披露及时性评价指标体系
第四，样本与数据来源。本文样本是2008～2010年在沪深两市A股上市东北三省上市公司，删除了一些数据不全样本之后，共321家。这些数据来源于上交所和深交所官方网站。本文使用SPSS 16.0统计软件。
二、实证结果及其分析
（1）年报披露时滞描述性统计。通过描述性统计分析得到以下结论：2008～2010年，东北三省上市公司年报披露时滞最小值为8天，最大值为120天，平均值为94.45天；且所有上市公司中超过50%企业与年度报告截止日前最后一个月披露年报信息，也即东北三省上市公司年报披露及时性普遍较差。（2）年报披露时滞与相关因素间相关性分析。本文采用Pearson简单相关系数对年报时滞相关影响因素进行测定。结果如下：年报时滞与前文分析各因素均不相关；而该企业是否被特别处理与审计意见在1%水平上正相关，这说明被特别处理上市公司更容易被出具非标准意见。（3）模型构建。根据上述分析及其假设，本文建立如下多元线性回归模型：RLAG=b+a1IST+a2RNA+
a3SSP+a4LNA+a5AP。（4）回归结果及分析。运用上述多元线性回归模型，得出参数如下：F值为2.608，重要性水平为.027a。这说明该模型整体是显著，即模型中各因素对年报时滞有显著影响。调整R方=0.070，F值在5%水平上显著，表示方程整体拟合效果一般。一是IST回归系数证实了假设1，即被特别处理上市公司通常年报披露时滞较长。二是RNA与RLAG成负相关，但未通过显著性检验。这符合笔者最初预期，即若上市公司经营业绩较好则倾向于较早披露年报信息。这也验证了“好消息早，坏消息晚”理论。三是SSP与RLAG正相关，即国有法人持股比重越大，年报披露时间越晚。但未通过显著性检验。四是LNA与RLAG正相关，且通过了10%水平显著性检验，即公司规模越大则信息披露越不及时，这验证了笔者对于公司规模与年报时滞第二种推断。这说明东北三省上市公司中，规模较大公司对年报信息及时性问题不够重视，也从侧面体现出这部分上市公司披露年报主要目仍是体现受托责任，而对于年报信息发挥决策有用作用认识不足。五是AP回归系数在5%水平上显著。这验证了假设5，即审计意见对年报时滞有显著性影响。进一步可以解释为若会计师事务所出具标准审计意见即无保留审计意见则会使上市公司年报较早披露。
三、研究结论和政策建议
（1）研究结论。通过以上实证研究发现，东北三省上市公司年度报告信息披露普遍较差，有着明显“集中披露”现象，信息披露环境较差。（2）政策建议。第一，加强对东北三省上市公司预约制度管理，改善“集中披露”现状。第二，对于ST公司加强年度报告审计工作质量于效率。在确保年报信息真实和公允反映企业经营业绩基础上尽快出具审计报告，以提高年报信息披露及时性。第三，应加强东北三省资本市场运行有效性。这一方面有助于东北三省上市公司融资渠道畅通，提升企业竞争力；另一方面加强资本市场有效运行，上市公司可以更充分通过年报信息向利益相关者传递企业经营业绩、财务状况等多方面信息，这将有助于投资者进行正确决策判断，保护投资者利益。
参 考 文 献
[1]巫升柱，王建玲，乔旭东.中国上市公司年度报告披露及时性实证研究.会计研究.2006（2）
【关键词】东北三省；年度报告；披露及时性
一、研究设计
（1）被解释变量界定。通过参考和借鉴国内外学者研究成果，本文选用年报时滞（Report Lag）作为年报披露及时性替代变量。RLAG=上市公司上一年度报告实际披露日期（数值）-上一会计年度结束日（数值）（一般为12月31日），同时不考虑样本公司在年报披露之后由发布新补充公告、更正报告或者是调整报告等情况。（2）解释变量界定和假设提出：第一，公司经营状况。一是是否被特别处理（IST）。在321个样本数据中，共有44个样本被特别处理，即经营情况或财务状况存在较大风险。根据“好消息早，坏消息晚”理论，这些被特别处理上市公司为了减小不利消息对股价波动影响通常愿意较晚披露年报信息。基于以上分析提出假设：H0 =上市公司是否被特别处理与年报披露时滞无关；H1 =上市公司被特别处理对其年报披露时滞有影响。二是盈利状况（RNA）。盈利状况是反映企业经营业绩另一重要方面，本文以净资产收益率（营业利润）作为盈利状况替代变量，以便于衡量上市公司经营业绩。仍然根据“好消息早，坏消息晚”理论，净资产收益率越高，则年报时滞越短；反之则越长。基于以上分析提出假设：H0 =盈利状况对年报披露时滞无影响；H1 =盈利状况对年报时滞有影响。第二，公司基本情况。一是国有法人持股比例（变动后）（SSP）。根据东北三省独特经济环境，上市公司国有法人持股情况比较多，尤其是国有股一股独大情况较多，披露年度报告需要经过层层提交、协调、调整、申报等过程，这将可能影响年报披露及时性。即国有法人持股比例越大，则年报披露时滞越长；反之则越短。基于以上分析提出假设：H0 =法人持股比例对年报披露时滞无影响；H1 =法人持股比例对年报披露时滞有影响。二是公司规模（LNA）。本文以上市公司资产总额自然对数作为衡量公司规模大小替代变量。公司规模大小对年报信息披露影响有两方面。一方面，公司规模可能对年报信息披露有正向影响。另一方面，公司规模越大，审计难度越大，审计时间可能越长，即直接影响到公司年报信息披露。因此，公司规模可能对上市公司年报时滞产生双重影响。基于以上分析提出假设：H0 =公司规模越大，年报披露时滞越短；H1 =公司规模越大，年报披露时滞越长。第三，审计意见（AP）。注册会计师审计意见代表着对上市公司年度报告信息质量认定。在审计实务当中，注册会计师在审计过程中也会尽量避免出具非标意见。注册会计师出具非标审计意见要增加在审计过程中和注册会计师进行协商尽量避免非标审计意见出具。因此非标审计意见出具就很有可能晚于标准审计意见。基于以上分析提出假设：H0=出具非标意见时滞不会长于出具标准意见；H1=出具非标意见时滞要长于出具标准意见。变量界定：AP=0，表示标准无保留审计意见；AP=1，表示带强调短无保留审计意见；AP=2，表示保留审计意见；AP=3表示无法表示审计意见；AP=4，表示否定审计意见。经过上述综合分析，笔者整理出本文研究所设计变量（见表1）。
表1 上市公司年报披露及时性评价指标体系
第四，样本与数据来源。本文样本是2008～2010年在沪深两市A股上市东北三省上市公司，删除了一些数据不全样本之后，共321家。这些数据来源于上交所和深交所官方网站。本文使用SPSS 16.0统计软件。
二、实证结果及其分析
（1）年报披露时滞描述性统计。通过描述性统计分析得到以下结论：2008～2010年，东北三省上市公司年报披露时滞最小值为8天，最大值为120天，平均值为94.45天；且所有上市公司中超过50%企业与年度报告截止日前最后一个月披露年报信息，也即东北三省上市公司年报披露及时性普遍较差。（2）年报披露时滞与相关因素间相关性分析。本文采用Pearson简单相关系数对年报时滞相关影响因素进行测定。结果如下：年报时滞与前文分析各因素均不相关；而该企业是否被特别处理与审计意见在1%水平上正相关，这说明被特别处理上市公司更容易被出具非标准意见。（3）模型构建。根据上述分析及其假设，本文建立如下多元线性回归模型：RLAG=b+a1IST+a2RNA+
a3SSP+a4LNA+a5AP。（4）回归结果及分析。运用上述多元线性回归模型，得出参数如下：F值为2.608，重要性水平为.027a。这说明该模型整体是显著，即模型中各因素对年报时滞有显著影响。调整R方=0.070，F值在5%水平上显著，表示方程整体拟合效果一般。一是IST回归系数证实了假设1，即被特别处理上市公司通常年报披露时滞较长。二是RNA与RLAG成负相关，但未通过显著性检验。这符合笔者最初预期，即若上市公司经营业绩较好则倾向于较早披露年报信息。这也验证了“好消息早，坏消息晚”理论。三是SSP与RLAG正相关，即国有法人持股比重越大，年报披露时间越晚。但未通过显著性检验。四是LNA与RLAG正相关，且通过了10%水平显著性检验，即公司规模越大则信息披露越不及时，这验证了笔者对于公司规模与年报时滞第二种推断。这说明东北三省上市公司中，规模较大公司对年报信息及时性问题不够重视，也从侧面体现出这部分上市公司披露年报主要目仍是体现受托责任，而对于年报信息发挥决策有用作用认识不足。五是AP回归系数在5%水平上显著。这验证了假设5，即审计意见对年报时滞有显著性影响。进一步可以解释为若会计师事务所出具标准审计意见即无保留审计意见则会使上市公司年报较早披露。
三、研究结论和政策建议
（1）研究结论。通过以上实证研究发现，东北三省上市公司年度报告信息披露普遍较差，有着明显“集中披露”现象，信息披露环境较差。（2）政策建议。第一，加强对东北三省上市公司预约制度管理，改善“集中披露”现状。第二，对于ST公司加强年度报告审计工作质量于效率。在确保年报信息真实和公允反映企业经营业绩基础上尽快出具审计报告，以提高年报信息披露及时性。第三，应加强东北三省资本市场运行有效性。这一方面有助于东北三省上市公司融资渠道畅通，提升企业竞争力；另一方面加强资本市场有效运行，上市公司可以更充分通过年报信息向利益相关者传递企业经营业绩、财务状况等多方面信息，这将有助于投资者进行正确决策判断，保护投资者利益。
参 考 文 献
[1]巫升柱，王建玲，乔旭东.中国上市公司年度报告披露及时性实证研究.会计研究.2006（2）