上市公司证券交易审计与年报表露预约时间变更

上市公司审计与年报表露预约日变更
【摘要】　上市公司向证券交易所预约年报表露时间并由证交所予以宣布,是我国信息公然化方面的有益措施。本文以2002年实际表露日不同于预约表露日的沪深两市A股上市公司年度财务讲演为样本,考察了公司审计等因素与公司年报表露预约日变更行为的关系。研究结果发现:当年得到非尺度审计意见、变更会计师事务所、年度泛起亏损的公司倾向于延迟表露年报。这表明,年报审计意见“不干净”及其涉及事项是制约年报表露进度的枢纽之一。审计学论文为消除上市公司与审计机构间无效率地“讨价还价”,建议加强对上市公司表露轨制执行与审计机构的监管,加强对公司随意变更审计师行为的监管。
【枢纽词】　年报表露预约日变更　延迟表露　提前表露　审计　　
一、引言我国施行的上市公司年报表露轨制划定,上市公司必需在企业会计年度结束日以后的四个月内,即下一年的四月三十号之前正式公然表露审计后的财务讲演。近年来,跟着上市公司数目的增多,上市公司的年报表露进度泛起“前松后紧”的现象,年报集中于最后期限前集中表露,表露时间分布极不均衡。在中国,因为公然表露的年报是关于公司年度财务状况的最主要信息来源,因此,年报是影响投资者决议计划的重要信息。为进一步加强证券市场的透明度,促使证券市场不断走向规范,上交所和深交所从2001年开始划定,上市公司应先向交易所申报年报预约表露时间,交易所在各公司申报时间的基础上,按照“均衡表露”原则加以平衡和调整,终极确定所有公司的年报预约表露时间表,并予以公然。这一预约表露轨制使得市场首先对上市公司的年报表露时间形成了一定的预期,减少和避免了利用年报表露时间的不确定性进行恶意炒作的行为。在实践中,年报预约表露时间并不必定是实际表露时间,预约表露实施两年来,每年都有部门公司实际表露日并不等同于预约表露日。变更预约表露时间的公司可分为两类:提前表露和延迟表露。那么,造成这两种截然不同的变更年报预约表露时间选择的可能影响因素有哪些呢?王立彦、伍利娜(2003)基于中国特殊的年报预约轨制背景,首次以2002年年报表露中变更预约表露日的上市公司为对象,对变更预约表露日的影响因素进行了探讨,但文中所用的主要检修方法是单变量列联表分析,因为影响因素之间不能保证是独立关系,故研究方法上值得做进一步改进。邓顺永(2004)同样以2002年年报表露为研究对象,对年报预约表露日变更与盈余动静的关系进行了分析,其主要研究方法为样天职组检修,固然文中也进行了线性回归分析,但解释变量只有未预期盈余,并且回归模型较低的R2也说明了模型及变量设置存在不足。鉴于以上所述,本文拟采用Logistic回归模型,将非尺度审计意见、审计事务所变更等多个因素一并纳入模型中,综合考察这些变量对上市公司年报表露预约日变更行为的影响。　　#p#分页标题#e#
二、研究假设Watts & Zimmerman (1990)的“利益相关者理论”以为,在强制表露轨制下,因为治理者无法对应表露信息隐瞒不报,治理者有念头延迟表露“坏”动静。Whittred(1980)对澳大利亚企业进行的研究发现,那些收到非尺度审计意见的企业通常盈余公告时滞更长。非尺度审计意见不仅影响股票能否正常交易,而且影响到上市公司的利润分配,所以不管对投资者仍是上市公司的利益都将产生重要影响。Chen、Su & Zhao (2000)和李增泉(2002)发现,“非标意见”公司和“尺度意见”公司在年报宣布前后有不同的市场表现,审计意见会对投资者的决议计划行为产生48重要影响。对投资者来说,收到“非标意见”通常被以为是一个较严峻的“坏”动静。因此,治理者有很强的念头延迟“非尺度审计意见”的表露。同时,按审计准则要求,注册会计师需要增加审计程序以加强或消除签发“非尺度审计意见”的可能性,审计程序和时间的增加对年报的按时表露构成了一定时间压力;另一方面,因为清晰证券市场对“非尺度无保注意见”的不良反应,上市公司有念头规避“非标”审计意见。当上市公司和审计师存在意见冲突时,双方的沟通、谈判、协调时间相应将增加,也会对年报的按时表露产生影响。因此,我们可以提出:假设1　审计意见类型将对公司年报表露预约日变更决议计划产生影响,被出具非尺度无保注意见的公司推迟表露年报的可能性更大。按我国的年报表露轨制的相关划定,自年度财务讲演结帐日(在我国即上一年12月31日)至年报公然表露日,一般要经历以下时段:1?从资产负债表日(12月31日)到上市公司治理当局预备好财务讲演;2?从注册会计师进入现场审计工作阶段始,到完成外勤工作;3?注册会计师复核工作底稿,评价审计结果,就初步审计结论与客户沟通、撰写并提交审计讲演;4?向上市公司提交审计讲演至证券交易所铺排对外表露年报摘要。可见,年报的审计轨制是影响年报宣布时间的重要因素,伍利娜、王立彦、高强(2003)的研究发现,审计机制使得年报表露相对于会计年度结束日而言,均匀晚了78天。一般说来,变更后的新事务所是初次接触客户的内部财务轨制和经营流动,与原有事务所比拟,很难直接鉴戒往年工作经验和结果,在详细审计程序上花费的时间将可能增加;同时,审计双方的首次合作,也可能需要一个互相磨合、认识的过程,这样双方的沟通、谈判、协调时间可能有所增加。因此,本文提出:假设2　当年变更事务所的公司倾向于延迟表露年报而不是提前表露。除了Watts & Zimmerman (1990)的“利益相关者理论”以外,另外一种“内部讲演假说”(Laurie &Pastena, 1975)理论以为,公司内部的绩效评价轨制与公司治理层的亲身利益相关。假如治理者自身的绩效评价和薪酬激励体系与公司盈余水平直接相关,那么治理者也更有动力延迟盈余“坏动静”的表露,以争取较多的时间应对来自各方的批评或是采取措施改善差的业绩表现。七十年代末以来,有较多学者检修了盈余公告中的“提前表露好动静,延迟表露坏动静”假设。Pastena & Ronen(1979)、Kross(1981)、Givoly &Palmon (1982)、Chambers & Penman (1984)、Beg-ley & Fisher(1998)、In-Mu G?Haw等(2003)的研究发现,与提前表露的年报比拟,延迟表露的年报传递的往往是“坏动静”。在这些研究中,盈余公告时间特征大多是通过实际表露时间与预期表露时间的差异来描述,预期表露时间通常是由实际表露时间的时间序列分析所得到;动静的“好”与“坏”性质则通常由公告的未预期盈余来定义,其值为实际盈余减去期望盈余。在中国的年报预约表露轨制下,预约表露日成为期望表露日的很好替换,实际表露日与预约表露日的差异造成延迟表露、准时表露和提前表露三种情形。假如在中国市场上同样存在“提前表露好动静,延迟表露坏动静”现象,则有如下假设成立:假设3　未预期盈余为负的公司倾向于延迟表露年报而不是提前表露年报;其中未预期盈余程度越大的公司,越早表露年报。除了未预期盈余可以作为动静“好”“坏”性质的替换变量以外,在中国,净利润作为年报的一个重要数据,历来为公司各利益相关者所正视;当公司泛起年度亏损时,很轻易被投资者理解为公司经营状况变坏的一种表现。同时,市场监管方也对泛起年度亏损的公司给予了一些严格的划定。根据《上海证券交易所股票上市规则(2001年修订本)》中相关划定,对于连续两年亏损的上市公司,将给予特别处理的处罚;深交所也有相同划定。证监会在《亏损上市公司暂停上市和终止上市实施办法(修订)》中划定:“公司泛起最近三年连续亏损的情形,证券交易所应自公司宣布年度讲演之日起十个工作日内作出暂停其股票上市的决定。”因此,一般说来,年度亏损也是上市公司不愿意表露、但又不得不表露的“坏”动静。按Watts & Zimmerman (1990)和Laurie & Pastena( 1975)的观点,上市公司有念头在泛起年度亏损时延迟表露年报,因此,提出如下假设:假设4　泛起年度亏损的公司倾向于延迟表露年报而不是提前表露。　　#p#分页标题#e#
三、研究设计(一)研究模型本文的研究目的是考察可能影响公司年报表露预约日变更行为的因素。由此,我们选取年报表露的时间特征为因变量Y,自变量为Opinion、Switch、49审计研究　2004年第5期DUE、UE、Loss,Size为控制变量,建立Logistic回归模型:Y=B0+B1Opinion+B2Switch+B3DUE+B4UE+B5Loss+B6Size+ε(1)其中Y=1,表示公司延迟表露;Y=0,表示公司提前表露①。Opinion表示审计意见类型;Switch代表审计师是否变更;DUE表示未预期盈余方向;UE代表未预期盈余;Loss代表企业是否当年亏损;Size表示企业规模。(二)变量说明1?年报表露的时间特征所谓年报表露的时间特征即确定年报是“提前表露”或是“延迟表露”,国外的研究通常是用年报实际表露时滞与年报预期表露时滞之间的差异来定义。在我国的年报预约表露轨制下,证券交易所对外正式发布的上市公司年报预约表露日期,为投资者猜测上市公司年报的实际表露日提供了更为正确的期望值。因此可直接通过年报预约表露日与实际表露日之间的比较而定义年报表露的时间特征。对本文所选样本而言,若年报实际表露日晚于年报预约表露日,为延迟表露,令Y=1;若年报实际表露日早于年报预约表露日,为提前表露,则Y=0。2?审计意见类型根据我国独立审计准则的划定,我国注册会计师出具的审计意见分为无保注意见、保注意见、拒绝表示意见和否定意见。当注册会计师在出具无留存审计意见时,假如以为存在可能对会计报表产生重大影响的不确定事项、且不影响已发表的意见时,可在说明段之后,增加对该类事项的说明,这种意见被称为带说明段的无保注意见。固然从理论上讲,带解释说明段的无保注意见与保注意见、拒绝表示意见和否定意见存在本质的区别,前者说明公司的财务讲演没有违背“公允性”、“正当性”的尺度,注册会计师仅是对一些应予以特别关注的事项提醒投资者留意。但在我国过去的审计实践中,因为独立审计准则对解释性说明段的应用划定较泛,注册会计师实际操纵中有很大程度的灵活性,严格区分保注意见和带解释性说明段的无保注意见是很难题的,在实务中甚至会较多泛起以带说明段的无保注意见代替保注意见的情形。如Chen、Su & Zhao (2000)和李爽、吴溪(2002)发现,本应该被出具保注意见的上市公司,会有强烈的念头与事务所谈判,但愿以带解释说明段的无保注意见代替保注意见。因此,在研究我国上市公司的审计意见时,通常把带说明段的无保注意见和保注意见、拒绝表示意见和否定意见划为一大类,统称为非尺度无留存审计意见,与尺度无留存审计意见相对应。本文也沿用这种常用的划分方法,将审计意见变量定义为:Opinion=1,当收到非尺度无留存审计意见时Opinion=0,当收到尺度无留存审计意见时3?事务所变更本文设置变量Switch以考察事务所变更对年报表露时间的可能影响。对虚拟变量Switch的定义是,当公司本年主审事务所与上年不同时,Switch=1;若相同,则Switch=0。4?未预期盈余参照以往的研究,本文选取未预期盈余来度量盈余讲演所包含的盈余动静的性质,其值为实际盈余减去期望盈余,有三种较常用的模型用来计算期望盈余:①E(It)=It-1②E(It)=It-1+ct③E(It)=分析师猜测盈余值。其中It是第t年的实际盈余值,ct是前五年的算术均匀增长。模型①和②的实际盈余值通常取净利润值,模型③中常用的是分析师猜测的每股盈余值。已有研究发现模型①和②所计算的期望盈余能较完全地反映盈余的时间特性(Albrecht、Lookabill& Mckeown,1997;等)。因为中国资本市场发展历史不长,也没有公然的分析师猜测值,所以,本文鉴戒In-Mu G?Haw等(2003)的研究,选用模型①计算预期盈余,同时使用期初总资产数值尺度化未预期盈余以控制公司规模对未预期盈余的影响。据此,定义未预期盈余UE=(Iit-Iit-1)/TAit-1其中Iit是i公司第t年实际净利润,TAit-1是i公司t年年初总资产额。设置虚拟变量DUE,定义如下:DUE=1　当UE>0时,表示当年有正未预期盈余,意味着公司有“好动静”;DUE=0　当UE<0时,表示当年有负未预期盈余,意味着公司有“坏动静”;因为研究的样本数据中无两年净利润相等这一特殊现象的存在,故虚拟变量设置中不考虑UE=0的情况。50①在敏感性分析部门,文章对公司年报表露预约日变更行为与准时表露行为的影响因素差异进行了比较研究。审计研究　2004年第5期5?年度亏损设置虚拟变量Loss,假如当年净利润为负,则Loss=1;假如当年净利润为正,则Loss=0。6?控制变量规模越大的企业,其业务量也越多,毫无疑问也将导致更多的审计流动,进而增加审计讲演时滞,从而使得年报表露时间延长;但从另一方面考虑,因为政治本钱假设(Dyer & Mchugh,1975),至公司受到来自监管机构和投资者更多的留意,因而会有更大的动力去尽早宣布财务讲演。Givoly & Palmon(1982)发现,审计讲演时滞与被审公司规模之间存在负相关关系。但In-MuG?Haw等人(2003)却发现,中国的小规模上市公司反而更倾向于提前表露年报。本文将公司规模作为控制变量加入模型中,定义公司规模变量Size=Lg(年初总资产),以控制公司规模对年报表露时滞的影响。　　#p#分页标题#e#
四、统计分析与结果(一)描述性统计表1对两市年报预约日期变动天数的统计显示,129家公司提前表露年报,提前表露天数的均值约为12天,提前时间最长的为69天。推迟表露年报的260家公司中,推迟表露天数的均值约为14天,延迟时间最长的为68天①。表1　沪深两市年报预约日期变动天数统计公司个数均值(天)中位数最小值最大值1—5天6—10天11—20天20天以上提前表露129 12?48 10 1 69 34?9% 17?1% 26?3% 21?7%推迟表露260 14?31 11 1 68 25% 23?5% 27?7% 23?8%　　表2是变量间进行Pearson相关性分析的结果。可以看出,Y与Opinion、Switch、Loss三个变量均为明显正相关,意味着收到非尺度审计意见、变更会计师事务所、发生年度损失的公司更倾向于延迟表露年报;Y与DUE和UE均为明显负相关,表明未预期盈余为负的公司更倾向于延迟表露年报,并且未预期盈余数值越大,越倾向于提前表露年报。表中也发现控制变量Size与Y并不明显相关,说明公司规模并不明显影响提前或延迟表露年报决议计划。　　表2　变量间相关性分析Y Opinion Switch DUEUE Loss SizeY 1 0?2162***0?11073***-0?19542***-0?07916*　0?2446***-0?05437Opinion　　1 0?0931**-0?08069*-0?03401　0?42215***　0?15962***Switch　　　1　0?02477　0?0485　0?06065*-0?06569DUE　　　　1　0?26927***-0?25584***-0?02191UE　　　　1 -0?17819***-0?08291**Loss　　　　1 -0?1576***Size　　　　1***表示在1%水平上明显;**表示在5%水平上明显;*表示在10%水平上明显;双尾。　
　(二) Logistic回归分析尽管相关性分析揭示了年报提前表露或延迟表露与审计意见类型、事务所变更、未预期盈余、年度亏损之间的相关性,但因为没有控制因素间的相互影响,因此还不能就此完全推断审计意见类型、事务所变更、未预期盈余、年度亏损对提前或延迟表露年报有明显影响,而必需运用多元分析将变量纳入统一模型,进一步加以测试。表3列示了Logistic回归分析的结果。由表3的回归结果可以看到,Opin-ion、Loss在1%水平明显为正,Switch的系数在5%水平明显为正,DUE变量的回归系数估计值在1%水平明显为负,检修结果与假设相符,UE变量系数固然为负但并不明显,说明未预期收益值的大小程度对提前或延迟表露年报影响不明显。
(三)敏感性分析1?剔除变更天数很少的企业样本在本文所研究的样本中,延迟表露的天数起码为1天,最多为68天;提前表露的天数起码为1天,51①2002年年报预约表露日数据来源于证券之星网站(https://www?stockstar?com),2002年年报实际表露日数据来源于中国证券监视委员会网站(https://www?csrc?gov?cn),上市公司财务数据来源于色诺芬数据库。审计研究　2004年第5期表3　公司年报表露预约日变更行为:延迟与提前表露行为差异的影响因素比较变量符号猜测参数估计Wald Chi-SquareIntercept ?　0?6619 0?0851Opinion +　1?3114 10?4411***Switch +　0?703 5?2509**UE - -0?3354　0?551DUE- -0?6476 10?4653***Loss +　1?4422 11?5522***Size +　0?0121 0?0024R2=0?1713**表示在5%水平上明显;***表示在1%水平上明显。最多为69天。考虑到公司延迟或提前少数几天表露年报可能更多是因为其它无意偶然性因素所导致,难以说明公司有强烈的念头在有意变更预约表露日,所认为验证本文结论,分别剔除变更表露天数不超过1、2、3、4和5天的公司,组成不同子样本进行Logistic回归,各子样本回归结果与本文总样本回归结果一致,假设得到验证①。2?按交易所分子样本回归Haw等人(2000)的研究显示,深市公司年报实际表露时滞的均值明显长于沪市公司年报实际表露时滞的均值,考虑到两市公司在年报表露特征中可能存在的差异,本文按交易所区分子样本进行回归,沪市和深市子样本回归结果均显示与假设一致②。3?表露预约日变更行为与准时表露行为差异的影响因素比较因为上文结果主要是来自公司两种年报表露预约日变更行为的比较分析,为了比较表露预约日变更行为与准时表露行为差异的影响因素,我们又做了两次Logistic回归分析,详细模型如下:Y=B0+B1Opinion+B2Switch+B3DUE+B4UE+B5Loss+B6Size+ε(2)在模型(2)中,令Y=1,表示公司延迟表露;另Y=0,表示公司按预约日准时表露。若前述假设成立,则B1、B2、B5应明显大于零,B3、B4应明显小于零。结果如表4(只讲演了主要考察的变量结果):表4　延迟表露行为与准时表露行为差异的影响因素比较变　量参数估计Wald Chi-SquareOpinion 0?8364 13?2747***Switch 0?5493 5?4673**DUE-0?0691 0?1793UE 0?2803 0?6511Loss 0?8288 15?0388******在1%水平下明显;**在5%水平下明显。由表4可知,延迟表露的公司相对于准时表露的公司而言,更多地得到非尺度审计意见、更普遍地发生审计师变更、以及更多地发生亏损。Y=B0+B1Opinion+B2Switch+B3DUE+B4UE+B5Loss+B6Size+ε(3)在模型(3)中,令Y=1,表示公司提前表露;另Y=0,表示公司按预约日准时表露。若前述假设成立,则B1、B2、B5应明显小于零,B3、B4应明显大于零。结果见表5(只讲演了主要的考察变量结果):表5　提前行为与准时表露行为差异的影响因素比较变　量参数估计Wald Chi-SquareOpinion　0?0516 0?0126Switch -0?5031 1?3656DUE　0?2828 1?9953UE　1?0341 3?7499*Loss -0?9713 3?7463**在10%下明显由表5可见,提前表露的公司相对于准时表露的公司而言,表现出的特点为:未预期盈余普遍更高,亏损企业更少。综上所述,在各种分析中一直不乱的结论是:当年收到非尺度审计意见、当年更换会计师事务所、当年发生亏损的公司倾向于延迟表露年报;当年未发生亏损的公司更倾向于提前表露年报。　　#p#分页标题#e#
五、结论与意义上市公司年报预约表露轨制是中国市场的一项特色划定,研究在这一特殊轨制背景下上市公司的行为特征,这一选题本身便具有重要的意义。本文的一个重要贡献是通过建立多变量Logistic回归模型,考察了审计意见类型、审计事务所变更、未预期盈余、公司是否发生亏损、公司规模等多个因素对上市公司变更预约表露日行为的影响,克服了以前对同类话题研究在方法和所考察变量方面的不足。本文的研究结果发现,审计意见类型、事务所变更、未预期盈余、年度亏损是影响上市公司做出延迟或提前表露年报决议计划的重要因素。详细而言:当年收到非尺度审计意见、当年更换会计师事务所、当年发生亏损的公司倾向于延迟表露年报。本文的研究表明,年报审计意见“不干净”及其涉及事项是制约年报表露进度的(下转第88页)52①②因为篇幅关系,详细结果未讲演。因为篇幅关系,详细结果未讲演。审计研究　2004年第5期划定》,中海内部审计协会也制定了《内部审计基本准则》、《内部审计职员职业道德规范》以及十项内部审计详细准则。除此之外,相关法律法规对内部审计也做出了相应的划定①。但是,从上市公司内部审计现状及发展趋势分析,这些规制远不能知足实际需要②,急需在实践中积极鉴戒国外提高前辈的经验,紧密结合上市公司内部审计机构的设置、内部审计职员的配备、内部审计程序与方法的建立、内部审计尺度的制定,以及内部审计质量的监视等题目,寻求各法律法规的协调与同一,以制定出较为健全有效的内部审计规范体系,以通过详细规制强化内部审计的地位和责任,确保上市公司内部审计工作的正常开展及其作用的充分施展。与此同时,要加快各级内部审计协会的组织建设与轨制建设,尽快设立和完善地方性或区域性内部审计协会,建立健全中海内部审计新的行业治理体系体例,使我海内部审计工作由行政型的法规强制治理、分散治理,转变为社团型的行业自律治理、集中治理。主要参考文献:陈梅、陈君宁,2004,“交易用度、契约本钱、受托责任与内部审计”,《财务与会计导刊》第2期。国际内部审计师协会颁发、中海内部审计协会翻译,2001,《内部审计实务尺度》,中国审计出版社。雷光勇,2003,“审计轨制铺排与企业契约机制运行”,《审计研究》第6期。时现,2003,“现代企业内部审计的管理功能透视”,《审计研究》第4期。王光远,2004,“关于中海内部审计准则制定的若干题目”,《财务与会计导刊》第1期。吴淑琨等,1999,《公司管理与中国国有企业改革》,机械产业出版社。朱小平、暴冰、叶友,2004,“管理结构的国际趋同与我国当前之实践:一个综述”,《会计研究》第3期。　　①　《中华人民共和国会计法》、《中华人民共和国中国人民银行法》、《信托投资公司治理办法》、《国有重点金融机构监事会暂行条例》、《中华人民共和国贸易银行法》、《国有大中型企业建立现代企业轨制和加强治理的基本规范(试行)》等相关法律法规对内部审计工作也做了一般性的划定。②　如,应在中国证监会《上市公司管理准则》(2002年)中,对内部控制、内部审计应作出明确的划定,并反映它们与公司管理之间的关系。(上接第52页)枢纽之一。在年报表露最后时限前,就“非标意见”涉及事项进行反复协调,甚至不惜一再推迟年报表露日,好像成为“非标意见”公司年报表露前的必定途径。为消除公司与审计机构间无效率地“讨价还价”,除了加强对上市公司表露轨制执行与审计机构的监管之外,应加强对公司随意变更审计师行为的监管,以解除审计机构的后顾之忧,从而均衡年报表露的进度。本文研究的局限性主要体现在:因为时间及数据来源的限制,只收集了公司一年的横断面数据,尽管在研究中进行了各种敏感性测试,验证了结论的相对不乱性,但仍旧值得收集更长时期的数据做进一步分析,以检修研究结论是否在长时间内具有不乱性。#p#分页标题#e#
主要参考文献:
邓顺永,2004,“上市公司年度讲演预约表露轨制的实证研究”,《证券市场导报》第2期。
李爽、吴溪,2002,“审计意见变通及其监管:经验证据”,《中国会计与财务研究》第4期。
李增泉,1999,“实证分析:审计意见的信息含量”,《会计研究》第8期。
王立彦、伍利娜,2003,“上市公司年报表露预约日变更及表露后更转业为”,《经济科学》第6期。
伍利娜、王立彦、高强,2003,“审计讲演时滞与审计师、客户特征”,收录于《中国审计改革与发展研究》,中国财政经济出版社。
Begley, J., and P.E.Fischer,1998,“Is there information in anearnings announcement delay?”Review of Accounting Studies
3.Charles J.P.Chen, /shenjilunwen/Xijia Su and Ronald Zhao, 2000,“MarketReaction to Initial Qualified Audit Opinions in an EmergingMarket: Evidence from the Shanghai Stock Exchange,”Con-temporary Accounting Research
17.In-Mu G.Haw, Kyungjoo Park, Daqing Qi, and Woody Wu,2003,“Audit Qualification and Timing of Earnings Announce-ments: Evidence from China,”Auditing: A Journal of Practice& Theory 22.Watts, R.L., and J.L.Zimmerman,1990,“Towards a positivetheory of the determination of accounting standards,”The Ac-counting Review 65:131—156.Whittred, G,1980,“
Audit qualification and the timeliness ofcorporate annual reports,”The Accounting Review 55.