环境不确定性、股权结构与审计延迟

开篇：润墨网以专业的文秘视角，为您筛选了一篇环境不确定性、股权结构与审计延迟范文，如需获取更多写作素材，在线客服老师一对一协助。欢迎您的阅读与分享！

摘要：本文从审计保险假说出发，分别研究了企业环境不确定性、股权结构与审计延迟之间的关系。研究发现：环境不确定性所带来的风险， 使得审计师需要更长的时间，出具恰当审计意见来完成审计工作，从而导致了更长的审计延迟；由于政府的支持，环境不确定性对国有企业的影响较小， 审计师因而对国有企业环境不确定性所导致的企业经营风险顾虑降低，从而减少了审计延迟时间，国有股权结构与审计延迟负相关。

关键词：环境不确定性 股权结构 审计延迟

一、引言

近年来，上市公司年报披露的及时性开始逐渐受到重视，而制约年报及时披露的一个重要因素则是审计报告的及时与否，因为从资产负债表日到上市公司财务信息对外提供给公众常常存在一个时间差，这个时间差称为信息延迟（或报告时滞），审计延迟——从资产负债表日自审计报告签署日这个时滞段——即是其中的重要组成部分。投资者需要及时可靠的报表信息以做出正确的投资决策，不论对管制者或者报表使用者来说，研究审计延迟的决定因素都对理解资本市场的信息效率大有裨益。从近几年的研究成果来看，审计延迟的研究不但有助于理解审计信息和会计信息的及时披露，也有助于洞悉审计效率，因为审计延迟被理解为审计效率的表征量，更长的审计延迟可能意味着审计过程中出现了难题、解决敏感的审计问题时遇到困难等（Knechel & Payne， 2001），由于审计工作的特殊性，审计过程无法直接观察，大多数研究从被审计单位的特征出发，探讨了审计延迟的原因。而自现代风险导向审计实施以来，审计工作的展开无一不建立在风险评估的基础上，因此考虑企业整体风险对审计实务工作的影响更符合风险导向审计的本质。审计延迟行为关系到财务报告的及时性，资本市场的信息效率对投资者决策行为有重大影响，会导致投资决策不当从而产生风险。从这个角度讲，由于审计延迟行为影响了资本市场信息的效率从而可能导致投资者决策风险，因此投资者决策的风险有一部分就通过审计机制转嫁给了审计师，可见，从审计保险假说出发，基于实际企业整体风险来研究审计延迟行为，更能揭示审计延迟的原因。国外研究近年发现：审计师面临的非审计失败所导致的诉讼骤然增多（Palm rose， 1988），这迫使审计师不仅要考虑财务报告的可靠性，还要考虑公司的未来的持续经营能力，而环境不确定性则是企业持续经营中所面临的重大问题，根据COSO报告，环境不确定性是实现企业经营目标的主要风险。审计师在审计中是否会考虑企业的环境不确定性？如果是， 环境不确定性又会对审计行为产生什么影响？环境不确定性作为企业整体风险，既能够为验证审计保险假说提供一个很好的角度，同时，研究环境不确定性与审计延迟之间的关系，也有助于对审计师决策行为的理解。就企业股权结构而言，我国企业被区分为国有企业与非国有企业，国有企业的控股股东是政府，由于天然的股权关系，政府会利用各种机会和资源来帮助国有企业（李增泉等，2005）、对国有企业进行财政补贴等（陈晓和李静，2001），而非国有企业的控股股东是民营企业或个人，它与政府并不存在股权所带来的紧密联系，因此，非国有企业相对来说更难以获得政府的财务支持。从这方面讲，国有企业与民营企业在应对环境不确定性带来的整体风险时有很大的区别，而这又会对审计师行为产生什么影响？本文试图从环境不确定性与股权结构出发，基于审计的保险假说理论，重新解释审计延迟行为的原因，为审计延迟行为的研究提供一个新的研究视角。

二、研究设计

（一）研究假设 回顾相关研究文献发现，对审计延迟的研究主要集中在公司规模财务状况（Leventis，2005；Jasim Al-Ajmi，2008）、审计意见（Hammersley， 2009）、内部控制（张国清，2010）等方面。可以将主要原因归为三类：客户特征、审计程序、审计师特征（Leventis等，2005）。而客户特征的研究则集中在客户规模、结构、盈利状况等方面，还没有文献基于企业整体风险来研究审计延迟，而根据审计保险假说，审计师承担了部分由于企业存在的经营风险带给投资者的损失，环境不确定性作为企业整体风险的体现，如果可以规划到客户特征范畴，是否会对审计延迟造成影响？已有研究表明，环境不确定性对审计师风险评估有显著影响，而且审计师给予环境不确定性程度高的公司风险评估水平较高。（申慧慧、吴联生、肖泽忠，2012），当公司的风险评估较高时，审计师在出具审计意见时表现得更谨慎，出具非标审计意见的概率较大（Lennox，2000）。但是，还没有文献直接研究环境不确定性对审计延迟的影响。而根据上面的分析，由于受到成本的制约，在无法进行详细审计的情况下，如果将环境不确定性作为企业的整体风险来考虑，则审计师在出具审计意见时会更为谨慎，或者为此需要搜集更多的审计证据，履行其他审计程序来评估企业整体的风险水平，这些都会为正常的审计工作带来“麻烦”，换句话说，二者均会导致审计延迟的发生。可见，评估环境不确定性风险给审计师实施程序、出具正确的审计意见带来了困难，而这恰好与审计延迟的内涵一致——更长的审计延迟可能意味着审计过程中出现了难题、解决敏感的审计问题时遇到困难等（Knechel和Payne，2001）。由此本文认为，环境不确定性越大，意味着公司未来的经营具有更大的不确定性，这不仅是企业所面临风险的一个综合体现，还表现出企业受到不可预测因素的影响，这些都是审计师在审计过程中所面对的问题。如何实施审计程序，出具恰当审计意见从而减少风险的承担就会更加复杂，因此势必会导致审计延迟的产生，由此提出假设：

假设1：环境不确定性越强，越有可能出现审计延迟

国有控股是我国特有的公司治理特点，国有股权所带来的国有企业与政府之间的紧密关系，使得国有控股公司在财务和政治上能够得到政府更多的支持（Qian，1994），如政府对国有企业实施从财政补贴到银行贷款再到股市融资的支持（林毅夫和李志赟，2004），业绩下降或者亏损的国有公司更可能从政府那里得到补贴（Komai和Weibull，1983）等。因此，环境不确定性所带来的风险造成国有控股公司经营失败的可能性比较低，而非国有控股公司则需要完全独立承担环境不确定性带来的风险，可见，股权结构特点决定的不同企业抵御环境不确定性风险有区别，这对审计师判断企业整体风险有重要的影响。虽然已有部分文献研究了国有股权对审计意见和审计费用的影响（张奇峰等，2007、蔡吉甫，2007），但它们都没有研究国有股权结构对环境不确定性与审计延迟之间关系的影响。如上所述，政府对国有控股公司的支持相当于为外部股东提供了财务保险（Wang et a.l，？2008），因此，非国有控股公司对环境不确定性带来的风险应对要比国有股公司困难，而审计师对非国有控股公司由于环境不确定性带来的整体风险导致企业经营失败的考虑也会更加谨慎，这意味着需要更多的审计工作，从而更有可能加剧审计延迟，而对国有股企业则相反。据此，提出假设：

假设2：国有股权降低了环境不确定性带来的审计延迟

（二）模型建立与变量定义 为验证假设1和假设2，本文建立了如下模型：AD =β0+β1Eu+β2 stock+β3SIZE +β4 ROA +β5LEV +β6FS +β7LOSS +β8InvRec +β9ST+β10FOREIGN+β11V1+β12Age+β13AuChg+β14BIG4+β15AuOpin+β16SZ+ε

其中ε为残差项。具体变量定义见表（1）。（1）因变量。审计延迟（Audit Delay，简写为AD）。审计延迟即资产负债表日和审计报告日之间的时间差，审计报告日在上市公司年报中有直接披露。（2）自变量。包括：环境不确定性（EU）：在权变基础研究中，环境被定义为存在于组织边界之外的并对组织整体或者某一部分具有潜在影响的因素，即具有不确定性，而在COSO报告中，这种不确定性被认为是风险或者机会，对企业目标的实现产生重要影响。环境不确定性的根源存在于外部环境，而外部环境的变化将引起企业核心业务活动的波动，并最终导致企业销售收入的波动（Dess and Beard， 1984），因此，环境不确定性可以用公司业绩波动来予以衡量（Cheng and Kesner， 1997），销售收入的标准差通常被认为是衡量环境不确定的指标（Tosi et a.l ， 1973）。本文采用Kren（1992）的方法来衡量，即用销售收入的变异系数、利润总额的变异系数来衡量。具体如下： EU=Log（■CV（Xk））；CV=■。

其中，Eu代表了环境的不确定性，Zk，t=（Xk，t-Xk，t-1），Xk，t代表t年的第k个X值，X1代表样本公司的销售收入，X2代表样本公司的利润总额，t=1，2，3，4，5代表2005年至2009年度，例如：X1，2代表样本公司2005年度的销售收入额，CV计算的是变异系数，本文采用收入与利润的变异之和取10为底数的对数来衡量环境的不确定性。股权结构（stock）：国有股权的虚拟变量，若企业的终极控制人为国有，则stock= 1，否则stock = 0。根据假设1，环境不确定性与审计延迟行为正相关，预计符号显著为正；根据假设2，国有股权降低了环境不确定性给企业持续经营带来的风险，审计师对环境不确定性影响企业持续经营的敏感程度也会降低，因此不会搜集更多的审计证据，从而减少了审计延迟，预计符号显著为负。（3）控制变量。根据Leventis（2005），Jasim Al-Ajmi（2008），李维安等（2005）的研究结论与研究模型，公司规模，财务状况，亏损情况，审计意见类型，审计业务等因素均影响审计延迟情况，本文充分借鉴以上学者的研究结论，在模型中纳入以下变量作为控制变量，以保证本文研究假设的合理性。SIZE：公司规模。Givoly和Palmon（1982）研究发现，年报披露影响因素中一个比较重要的因素是公司规模。如果公司规模较大，其产生的业务量必定会比较多，毫无疑问这给审计师增加更多的工作量，从而导致审计延迟。但是Courtis（1976）和Garsombke（1981）等通过实证研究审计延迟，发现总资产和审计延迟呈负相关关系。目前的观点在对公司规模和审计延迟的关系研究中并未得到统一，即到底是正相关关系还是负相关关系仍存在争议。我国目前对审计延迟的研究中，公司规模一般采用总资产的对数，所得出的研究结果也大相径庭。因此，本文预测公司规模和审计延迟存在一定的相关关系，只是尚不确定两者之间到底呈正相关关系还是负相关关系。本文在衡量公司的规模时采用上市公司总资产的自然对数。ROA：资产收益率。当期净利润除以期初、期末总资产均值。资产收益率可以用来衡量企业的盈利能力。根据信号理论，若公司业绩好，则愿意主动发出信号。这样可以降低利益相关者的疑虑；并传递出公司治理水平高和经营业绩好的信号。因此，资产收益率越高，审计延迟越短。LEV：资产负债率。年末总负债除以总资产。资产负债率与审计延迟呈正相关关系。若资产负债率较高，则说明上市公司的财务风险较高，这会导致会计师事务所对上市公司财务状况差的公司收取较高的审计费用，因为要通过增加审计程序来降低审计风险。注册会计师为了降低审计风险，不得不扩大审计范围和实施的审计程序，而这也就不难解释审计延迟增加的原因了。FS：子公司的数量。若上市公司拥有子公司数目较多，则经营情况就会复杂，因此编制合并财务报表的难度就会增加，财务风险和经营风险也会相应增加。不仅如此，而且子公司数目越多，其关联方交易的可能性也就越大，需要投入的人力资源和物力资源就会越多，审计延迟自然就会更长。LOSS：亏损状况。在Pastena（1979）、Gilvoly和Palmon（1982）、Chambers和Penman（1984）以及Begley和Fischer（1998）通过对上市公司实证分析研究中一致发现公司业绩越好，越乐意较早地披露年度财务报告，使信息延迟时滞更短。我国学者在此方面的研究与国外学者的研究结果保持一致，例如李维安（2005）等。因此本文根据上述文献预期在其他条件不变的前提下，上市公司业绩变差，发生亏损时，审计延迟时滞更长。公司年末净利润为负代表公司当年发生亏损，企业发生亏损时为1，反之为0。InvRec：会计事项的复杂性。期末存货和期末应收款之和除以期末总资产。上市公司进行盈余管理的主要工具就是存货和应收账款。而存货和应收账款的审计方法对注册会计师而言，要比其他账户更复杂、耗时更多，因此检查风险更高。所以存货和应收账款的比重越高，所需要的审计时间越长，最终导致审计延迟更长。ST：反映上市公司财务状况。ST股是指境内上市公司连续二年亏损，被进行特别处理的股票。*ST股是指境内上市公司连续三年亏损的股票。公司当年被ST或*ST取1，否则取0。而根据李维安等（2005）针对我国资本市场的研究，发现ST 公司更倾向于选择比较晚的时间来披露年报解释。据此本文预测变量系数符号为正。FOREIGN：是否同为外资股的哑变量。若该股同时在国外上市或同为B股、H股则取1，否则取0。V1：股权集中度。上市公司第一大股东的持股比例。Age：公司年龄。上市公司上市年数。AuChg：审计师变更。上市公司在变更审计师以后，新任审计师工作任务重大，因为需要通过更多努力来获取审计证据及进行相关的审计调查工作，不仅如此，新任审计师所面临的审计失败的风险机率也大大增加，这一切都可能直接导致审计延迟增加。本文预期在其他条件不变的情况下，审计师变更与审计延迟存在正相关关系。当年发生审计师变更取1，否则为0。Big4：事务所规模。总的来说，在审计上市公司方面，规模较大的事务所具备更多的人力资源和审计经验。换言之，在审计工作的开展过程中，大事务所往往比小事务所效率更高。Gilling（1977）、Ahmad和Kamarudin（2003）、Leventis（2005）的研究结果都表明两者之间呈负相关关系。但Palmrose（1986）和Francis（1988）的研究与却与之相反。可见，就事务所规模而言，还没有取得一致的研究结论。本文预期在其他条件不变的情况下，事务所规模与审计延迟存在一定的相关关系，但是不能肯定是正相关关系还是负相关关系。我们对会计师事务所的规模进行度量，标准是“四大”或是“非四大”，“四大”定义为“1”，“非四大”定义为“0”。AuOpin：审计意见。经国内外学者研究证明，若上市公司被签署非标准审计意见，通常会被认为存在更长时间的审计延迟。Ng和Tai（1994）通过实证研究，结果论证了上述观点。此外研究过这方面的学者还有Whittred（1980）、Ashton等（1989）、Bamber等（1993）、Kinney等（1993）、李维安等（2005）以及王建玲（2008）。他们的实证研究分析一致，结论都证实了若上市公司被出具非标意见，则审计延迟或信息延迟时间更长。因此，本文预期在其他条件不变的情况下，被出具非标意见的公司审计延迟时滞更长。上市公司收到非标审计意见取“1”，收到标准无保留意见取“0”。SZ：交易所类型。公司在深交所上市取1，否则取0。YEAR：年度哑变量。INDUSTRY：行业哑变量。

（三）样本选取和数据来源 本文数据主要来源于深圳国泰安数据库（CSMAR）、上市公司年报。以沪、深两个证券市场上2009年和2010年已经上市的4075家公司为研究对象。为了增加实证结果的可靠性，对样本做了如下处理：（1）剔除了业绩过差的ST与*ST公司。原因是此类公司往往亏损巨大、净资产很少甚至为负，从而出现会计业绩指标过高或过低的现象，这种极端值对实证统计结果的影响不利。（2）剔除了2009年和2010年度首次发行股票的上市公司，因为本文研究的对象是已上市的公司。（3）剔除金融行业的上市公司，由于金融行业在这方面具有特殊性，可能面临更多的风险因素，金融类上市公司的经营活动及信息披露规则与其他行业不具有可比性，而参照以前学者的研究发现均没有将金融行业纳入研究。（4）由于计算环境不确定性需要5年的销售收入数据，另外，正常情况下公司销售收入不小于0，故本文剔除销售收入数据不满足连续5年无缺失及销售收入小于0的公司；（5）剔除其他关键财务数据缺失的公司。为了降低异常值的影响，将所有变量均进行1%分位数Winsorize 处理，经过上述处理，最终得到研究样本1330个。

三、实证检验分析

（一）描述性统计 表（2）为模型的描述统计结果。从全样本来看，AD的平均值为84.906，表明大多数上市公司审计延迟的时间大约在三个月左右，而最大值可以达到119天，这表明各上市公司审计延迟情况不同；EU 的平均值为0.9073，中位数为0.8018，最大值和最小值分别为3.956和-0.366，说明环境不确定性作为衡量企业整体风险的指标在不同公司之间存在较大的差异；Stock的平均值为0.7428，说明我国上市公司大部分为国有控股公司；而财务杠杆（LEV），公司结构（FS）两个公司特征变量的最大值与最小值之间也存在明显的差距。

（二）相关性分析 表（3）报告了研究模型的相关性分析结果，从结果来看AD（审计延迟）与EU（环境部确定性）相关系数为正的0.13，在5%的显著性水平下显著，这符合本文的假设预期，环境不确定性显著增加了审计延迟水平，而STOCK（股权结构）与审计延迟的相关系数显著为负，其值为-0.065，这表明，当环境不确定性作为企业整体风险来考虑时，国有股股权结构对于企业财务风险的缓解显著影响了审计师行为，其结果为降低审计延迟水平，也与本文的假设预期一致。此外，表（3）还显示出，ROA（资产收益率）与审计延迟成负相关，表明财务状况越差，审计延迟越长，也印证了我国企业“报喜不报忧”的行为，而LOSS（亏损企业），ST与审计延迟相关系数为正，与李维安等（2005）研究情况一致。 INVREC（存货与应收账款数量）、 AUOPIN（审计意见）的相关系数也符合以前学者对审计延迟的研究结论，此处不再赘述。实证结果显示，没有在相关分析表中发现共线性现象，表明本文的模型设定不存在共线性问题。

（三）回归分析 表（4）显示了模型的回归结果。其中，被解释变量为AD（审计延迟）。从全样本的回归结果来看，EU 的估计系数为2.257，并且在5%水平上显著，表明企业的环境不确定性程度越高，则审计延迟时间越长；STOCK的估计系数为- 3.36，在5%水平上显著，表明国有控股公司审计延迟时间比非国有控股公司的明显要低，国有股权结构降低了环境不确定性带来的风险，从而减少了审计延迟时间。以上结果证明，审计师在将环境不确定性作为企业整体风险考虑时，环境不确定性越强，则企业整体风险越大，影响审计行为表现为审计延迟越长，而国有股权结构则减轻了环境不确定性作为整体风险对审计延迟的影响。以上回归结果支持了本文的假设1和假设2，即环境不确定性与审计延迟正相关；国有股权结构降低了审计师考虑环境不确定性风险时产生审计延迟的时间。此外本文的模型结果中，总资产收益率（ROA）这类反映财务状况的指标与审计延迟呈显著负相关，而应收账款与存货占总资产的比重（INVREC）与国外上市（FOREIGN）这两类反映审计工作量的指标与审计延迟也成显著正相关性，而且也没有发现企业规模与事务所类型会影响审计延迟，这与以前学者的研究结论一致。本文模型F值整体显著，但拟合程度大约40%，考虑到本文没有将全部审计延迟的因素纳入，这个结果可以接受。

四、结论

本文以2009年至2010年中国沪深两市上市公司为研究样本，从公司股权结构的角度研究了环境不确定性与审计延迟之间的关系。研究结果发现，环境不确定性与审计延迟显著正相关，国有股权降低了审计师考虑环境不确定性风险产生的审计延迟，与审计延迟负相关。研究结果说明，环境不确定性所带来的风险使得审计师在评估企业整体风险时更加困难，而需要考虑赔偿风险的审计师需要更多的审计证据与审计程序来出具恰当的审计意见，从而加剧了审计延迟的时滞。由于政府的支持，环境不确定性对国有控股公司的影响较小，因此审计师对国有控股公司环境不确定性风险带来的经营失败顾虑较低，从而减少了部分审计程序或者审计工作，表现为审计延迟的程度比非国有控股企业要小。本文在衡量企业整体风险的基础上研究环境不确定性对审计延迟行为的影响，一方面对审计保险假说理论是一种验证；同时，本文研究了国有控股公司与非国有控股公司的环境不确定性对审计延迟影响的差异，为国有股权治理效应提供了证据。此外，本文分析的审计延迟所包含的环境不确定性信息，可以为投资者的投资决策提供依据，也可以为监管部门监管审计质量、洞悉审计工作效率提供依据。本文的不足之处在于：选取的数据为两年的样本，在一个较长的时间能不能完全印证还需要进一步研究，此外股权结构对审计师行为影响研究中，一股独大指标在本文模型中显著，这证明股权集中程度对审计师行为有影响。这是本文局限也是以后研究方向。

参考文献：

[1]蔡吉甫：《公司治理. 审计风险与审计费用关系研究》，《审计研究》2007 年第3期

[2]陈晓、李静：《地方政府财政行为在提升上市公司业绩中的作用探析》，《会计研究》2001年第12期

[3]李增泉、余谦、 王晓坤：. 《掏空、支持与并购重组——来自我国上市公司的经验证据》，《经济研究》2005年第1期

[4]林毅夫、 李志赟： 《政策性负担、道德风险与预算软约束》，《经济研究》2004年第2期

[5]张奇峰、张鸣、王俊秋：《公司控制权安排影响外部审计需求吗》，《中国会计与财务研究》， 2007年第9 期

[6]申慧慧、吴联生、肖泽忠：《环境不确定性与审计意见： 基于股权结构的考察》，《会计研究》2010年第12期

[7]张国清：《自愿性内部控制审计的经济后果：基于审计延迟的经验研究》 ，《经济管理》2010年第6期

[8]王建玲：《股权结构、盈余消息对审计报告及时性的影响》，《西安交通大学学报社会科学版》2008年第7期

[9]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第2期

[10]李维安、唐跃军、左晶晶：《未预期盈利、非标准审计意见与年报披露的及时性》，《管理评论》2005年第3期

[11]Lennox C. Do Companies Successfully Engage in Opinion Shopping？ Evidence from the UK. Journal of Accounting and Economics， 2000.

[12]Menon K.， D. D. William s. The Insurance Hypothesis and Market Prices. The Accounting Review， 1994.

[13]Palm rose Z.， An Analysis of Auditor Litigation and Audit Service Quality. The Accounting Review， 1988.

[14]Qian Y.. A Theory o f Shortage in Socialist Economies Based on the So ft Budget Constraint. American Economic Review， 1994.

[15]Wang Q. T. J. Wong， L. Xia. State Ownership， the Institutional Environment， and Auditor Cho ice： Evidence from China. Journal o f Accounting and Economics， 2008.

[16]Leventis.S， Weetm an P， Caramel is C1 Determinants of Audit Report Lag： Some Evidence from the Athens Stock Exchange，International Journal of Auditing， 2005.

[17]Lee H， Mande V， SonMl Do Lengthy Auditor Tenure and the Provision of Non-Audit Services by the External Auditor Reduce Audit Report Lags.International Journal of Auditing， 2009.

[18]KnechelW， Payne J1 Additional Evidence on Audit Report Lag.Auditing， 2001.

[19]Hamersley J， Myers L， Zhou J. The Failure to Remediate Previously-Disclosed Material Weaknesses in Internal Controls.Working Paper， 2009.

[20]Givoly D， Pa lm on D1 Timeliness o f Annual Earning s Announcements： Some Empirical Evidence.Accounting Review， 1982.

[21]Ashton， R. H. ， Grau，l P. R. ， and Newton， J. D. Audit De lay and the Timeliness of Corporate Reporting. Contemporary Accounting Research， 1989.

[22]Francis R. and E R. Wilson， Auditor Changes： A Joint Test of Theories Relating to Agency Costs and Auditor Differentiation. The Accounting Review .1988.

[23]Kren， Leslie. Budgetary Participation and Managerial Performance： The Impact of Information and Environmental Volatility. The Accounting Review， 1992.

[24]Bamber，E.m.，L.S.Bamber，and M.P.Schoderbek， “Audit structure and other determinants of audit report lag： An empirical analysis”， Auditing： A Journal of Practice & Theory，1993.

[25]Begley，J.，and P.E.Fischer， Is there information in an earnings announcement delay？. Review of Accounting Studies， 1998.

[26]Chambers， A.， and S. Penman， “Timeliness of reporting and the stock price reaction to earnings announcements”， Journal of Accounting Research， 1984.

[27]Kinney， W. R.， Jr.， and L. S. McDaniel， “Audit delay for firms correcting quarterly earnings”， Auditing： A Journal of Practice & Theory， 1993.

[28]Pastena， V.， and R.Ronen， Some hypotheses on the pattern of management’s information disclosures， Journal of Accounting Research， 1979.

[29]Whittred.G. Audit qualification and the timeliness of corporate annual reports， The Accounting Review， 1980.

[30]Dyer， J. C. and McHugh， A. J. The Timeliness of the Australian Annual Report. Journal of Accounting Research， autumn， 1975.