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。　　(责任编辑：会计论文)