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一、引言我國施行的上市公司年報表露軌制劃定,上市公司必需在企業會計年度結束日以后的四個月內,即下一年的四月三十號之前正式公然表露審計后的財務講演。近年來,跟著上市公司數目的增多,上市公司的年報表露進度泛起“前松后緊”的現象,年報集中于最后期限前集中表露,表露時間分布極不均衡。在中國,因為公然表露的年報是關于公司年度財務狀況的最主要信息來源,因此,年報是影響投資者決議計劃的重要信息。為進一步加強證券市場的透明度,促使證券市場不斷走向規范,上交所和深交所從2001年開始劃定,上市公司應先向交易所申報年報預約表露時間,交易所在各公司申報時間的基礎上,按照“均衡表露”原則加以平衡和調整,終極確定所有公司的年報預約表露時間表,并予以公然。這一預約表露軌制使得市場首先對上市公司的年報表露時間形成了一定的預期,減少和避免了利用年報表露時間的不確定性進行惡意炒作的行為。在實踐中,年報預約表露時間并不必定是實際表露時間,預約表露實施兩年來,每年都有部門公司實際表露日并不等同于預約表露日。變更預約表露時間的公司可分為兩類:提前表露和延遲表露。那么,造成這兩種截然不同的變更年報預約表露時間選擇的可能影響因素有哪些呢?王立彥、伍利娜(2003)基于中國特殊的年報預約軌制背景,首次以2002年年報表露中變更預約表露日的上市公司為對象,對變更預約表露日的影響因素進行了探討,但文中所用的主要檢修方法是單變量列聯表分析,因為影響因素之間不能保證是獨立關系,故研究方法上值得做進一步改進。鄧順永(2004)同樣以2002年年報表露為研究對象,對年報預約表露日變更與盈余動靜的關系進行了分析,其主要研究方法為樣天職組檢修,固然文中也進行了線性回歸分析,但解釋變量只有未預期盈余,并且回歸模型較低的R2也說明了模型及變量設置存在不足。鑒于以上所述,本文擬采用Logistic回歸模型,將非尺度審計意見、審計事務所變更等多個因素一并納入模型中,綜合考察這些變量對上市公司年報表露預約日變更行為的影響。　　(責任編輯：會計論文)