李文贵，陈钰涵，路 军
(浙江财经大学会计学院，浙江 杭州 310018)
互联网技术的发展极大地推动着资本市场信息交流机制的变革。例如，2010年1月和2013年7月，深圳和上海证券交易所先后推出了基于互联网的“互动易”平台和“上证e互动”平台。通过相应的网络互动平台，有疑问的投资者可以直接就其关注的内容向上市公司提问，以适时获得公司管理层的回复和说明，其他投资者也能开放性地浏览前述提问和答复信息，交易所则负责对互动平台的运行情况予以监督。自开通以来，这两个互动平台受到愈来愈多投资者的关注，逐步成为投资者有针对地与上市公司进行信息沟通的便捷渠道。根据中国研究数据服务平台(CNRDS)提供的数据，直接参与互动平台交流的投资者由2013年的近34万人次增加到2020年的大约48万人次，投资者累计提问超过360万次，上市公司答复问题340余万个。监管机构开通网络互动平台的初衷在于增强资本市场相关参与者之间的信息交流以缓解信息不对称。现有文献也的确为网络平台互动的“信息效率提升效应”提供了一些支持性的证据。由于投资者能更及时迅速地掌握反映企业经营现状的信息，网络平台互动提高了投资者的信息获取和解读能力，使得整个市场的盈余预期准确性显著提升[1]，股价同步性得以显著下降[2]，投资者的意见分歧更少所以企业股价发生崩盘的可能性更小[3]，在提升信息透明度的基础上缓解了企业融资约束[4]。着眼于互动沟通过程中的问答语气，孟庆斌等(2020)[5]发现更负面的问答语气对股票未来的累计超额收益具有更好的负向预测作用。
然而，公司利用网络互动“蹭热点”等现实表现却使“信息效率提升效应”受到挑战。例如，自2020年以来，雅本化学、泰和科技、秀强股份、深赛格以及中文在线等多家上市公司，均因在互动平台沟通时涉嫌“蹭热点”而先后收到证券交易所下发的关注函。在逻辑上，“信息效率提升效应”得以发挥作用的前提是企业与投资者在互动平台交流的信息真实、可靠，但是，委托代理关系下的管理者可能为了寻求个人私利而操纵互动平台的信息披露。根据代理理论，企业管理者作为股东聘任而来直接负责企业经营的代理人，在经营活动中会倾向于追求自我利益最大化而非企业价值最大化。相应地，传播速度快速且难以统一沟通标准的网络平台互动为自利动机下管理者操纵信息披露提供了特有的便利，进而可能损害企业信息环境。实际上，杨凡和张玉明(2020)[6]发现，更频繁的网络平台互动降低了分析师的盈余预测质量；
徐寿福等(2022)[7]发现，网络平台互动在增加信息传播不平衡的基础上放大了投资者之间的意见分歧，使上市公司的股票异质性风险显著提升；
李文贵和路军(2022)[8]还为网络平台互动加剧企业股价崩盘风险提供了证据。可见，在现有的实践框架下，网络平台互动究竟会如何影响企业信息环境尚有待于更深入的实证检验。为了厘清该问题，本文拟着眼于审计师这一财务信息鉴证服务的提供者，探讨网络平台互动对审计定价的影响。由于审计定价综合反映了审计师在审计过程中的资源投入和潜在可能承担责任的风险补偿要求[9]，因而对监管者制定市场发展策略和优化市场监管措施具有重要的指导作用。理论上，如果网络平台互动改善了企业信息环境，那么审计师将显著降低审计定价。以企业在“互动易”和“上证e互动”平台答复投资者提问的情况衡量网络平台互动，结合2010—2020年沪深两市非金融上市公司的相关数据，研究发现网络平台互动与企业实际支付的财务报表审计费用显著正相关，但这种正相关关系仅存在于民营企业。有关作用机制的检验发现，网络平台互动显著加剧了企业的股价崩盘风险且降低了分析师盈余预测的准确性，这表明，审计费用得以显著提升的主要原因在于更多的网络平台互动对企业信息透明度产生了消极影响。
本文可能的理论贡献在于：第一，从互联网沟通视角为审计定价的影响因素提供了新解释。不同于现有文献主要从公司内部特征和诸如投资者保护、宏观经济状况等外部制度环境方面分析审计师的定价决策[10][11][12]，本文从企业在“互动易”或“上证e互动”答复投资者提问的现实表现出发，研究发现网络平台互动会因企业的信息披露操纵行为损害信息透明度从而提升审计收费，丰富了有关审计定价影响因素的研究。第二，从审计师定价决策视角为网络平台互动的经济后果提供了新证据。随着互联网在资本市场信息传播和沟通领域的逐步使用，学者们开始从信息含量、投资者和分析师决策、股价崩盘风险以及融资约束等方面探讨网络平台互动对企业经营和投资者行为的影响。本文则着眼于审计师这一资本市场的重要参与者，从代理理论出发揭示了管理者自利动机下网络平台互动对审计定价的消极作用及其在不同产权性质企业的异质性表现，拓展了有关互联网沟通经济效应的研究。
(一)审计定价影响因素的相关研究
审计定价对审计质量具有重要影响，因而成为监管机构执行相关审计监督以及市场参与者评价公司信息质量的重要参考依据。自Simunic(1980)[9]提出经典的审计定价模型以来，大量文献对审计定价的影响因素展开了深入探讨。
在公司财务和治理特征方面，由于需要耗费更多的审计工作时间，客户更高的经营风险促使审计师收取了更高水平的审计费用。相应地，公司的避税行为和金融化表现会降低信息透明度，增加审计复杂性进而提高审计费用[10][13]，但更高的纳税信用评级有助于降低审计师的风险溢价要求，带来更低的审计定价水平[14]。因财务报告含有更高的可操控应计利润，董事会成员存在政治联系的企业向审计师支付了更多审计费用[12]。与内部控制类似，风险投资持股能发挥增值服务和监督职能，帮助企业改善运营效率因而降低审计定价[15]。数字化转型则通过提升客户的治理水平和审计师的工作效率，对企业财务报告审计费用具有显著的降低效应[16]。Hsieh等(2020)[17]和姜付秀等(2021)[18]分别发现，审计师对CFO面部信任度更高以及实际控制人为女性的公司收取了更低的审计费用，为客户高管特征在审计定价决策中的作用提供了实证证据。在外部制度环境方面，无论是经济或监管特征还是社会学特征，均是解释不同主体之间审计定价存在差异的因素[19]。李青原和马彬彬(2017)[20]分析了国家审计对社会审计定价水平的影响，发现国家审计的权威性会强化注册会计师的风险意识，使其执业过程更严谨进而收取更高的审计费用。媒体的负面报道、更差的宏观经济形势和企业处于更腐败的地区均会增加审计师感知的审计风险，使其增加审计努力程度并提升审计定价水平[21][22]。从监管行为出发，Dunn等(2021)[23]发现，PCAOB对小型会计师事务所质量控制系统的检查以及审计任期的强制披露政策均对审计师的定价策略具有重要影响。此外，刘笑霞和李明辉(2019)[24]揭示了地区社会信任水平对审计定价的负向作用，Moser(2020)[11]还从公司涉诉和投资者保护的角度探讨了恐怖主义风险对公司审计费用的提升效应。
(二)网络平台互动对审计定价的影响
审计定价不仅是对审计师在审计过程中预期资源投入的反映，更是审计师对潜在可能承担法律责任而要求风险补偿的体现[9]。围绕审计成本和风险溢价，网络平台互动可能对审计师的定价策略产生如下两种相反的影响效应。
网络平台互动有助于缓解企业与市场之间的信息不对称，减少审计师的审计投入和潜在风险进而降低审计定价。在传统的单向信息披露模式下，投资者尤其是个体投资者往往只能被动地接收公司对外发布的信息，获取的信息量不仅十分有限而且还存在滞后性，难以及时掌握公司的经营情况。网络平台则为投资者提供了与管理层直接沟通的机会，通过在平台上有针对性地向管理层提问并适时获得相应的答复，投资者能够更迅速地获取和更有效地理解反映公司发展动态的信息[1]。投资者信息获取和解读能力的增强能缓解市场噪音的负面影响，降低企业未预期盈余的市场反应，带来更准确的盈余预期[5][25][26]。可见，网络平台互动在使公司更好地满足市场参与者独特信息需求的基础上改善了市场信息效率，提高了公司的信息透明度[2][27]。这不仅有助于审计师减少为确认财务报表公允性和合法性所需的审计投入，降低审计师的信息搜集成本，还能有效地搭建资本市场与公众信任之间的桥梁，弱化审计师感知的法律风险而收取更少的风险溢价，最终降低审计定价。
然而，根据代理理论，拥有自利动机的管理者很可能利用在互动平台答复投资者问题的自由裁量权，有目的地实施策略性信息披露操纵行为以实现个人私利最大化。在此情境下，网络平台互动将会因损害企业信息环境，而迫使审计师加大审计资源投入或收取更高的风险溢价进而提高审计定价。作为一种非强制的自愿性信息披露手段，网络互动过程中的信息发布缺乏统一标准。就目前的互动现状来看，管理层在网络互动平台答复投资者提问时倾向于以文字性描述内容为主。与定量信息相比，定性信息的表述方式比较多样且内容呈现出碎片化、零散化和抽象化等特征，这弱化了沟通信息在事后的可验证程度进而为管理层有目的的操纵行为提供了更大灵活性。另一方面，信息的准确度不仅受到答复者文字表达能力的影响，往往还涉及管理者较多的主观判断。自利动机越强的管理者，互动时以模糊化语句予以主观表述的倾向越强，从而在为投资者带来更多冗余信息的同时增加了理解难度，使得市场噪音增多并降低信息的决策价值[7][28]。孟庆斌等(2020)[5]的分析表明，管理层在网络平台互动中呈现出明显的以乐观语气掩盖公司负面消息的倾向。徐寿福等(2022)[7]发现，网络平台互动降低了投资者识别信息的准确度并带来了投资者更大的意见分歧。李文贵和路军(2022)[8]则从高管减持和薪酬水平的视角验证了网络平台互动过程中的管理者私利动机。
此时，出于保证审计质量或维护事务所声誉的考虑，审计师会秉承更严谨的执业态度，采取更谨慎的审计程序，加大审计资源投入，以获取更多更可靠的审计证据以保证发表合理的审计意见，从而导致审计定价提升。除此之外，管理层的信息操纵行为可能意味着公司存在比较严重的代理问题，这会增加公司财务报表的重大错报风险并因此提高公司涉及行政监管或法律诉讼的概率。为了避免因承担连带责任而受到监管部门的行政处罚或市场参与主体的民事诉讼，审计师会向公司索取更高的风险溢价。基于上述分析，我们提出如下对立假设：
H1a：其他条件不变，企业与投资者之间更多的网络平台互动会显著降低审计定价；
H1b：其他条件不变，企业与投资者之间更多的网络平台互动会显著提升审计定价。
(一)样本选择与数据来源
本文以2010至2020年中国沪深A股上市公司为初始研究样本。然后，对数据进行了如下处理：(1)剔除银行和保险等金融类公司样本；
(2)剔除资产负债率大于1的观测值；
(3)剔除主要变量存在缺失的观测值。经过处理后，最终获得27162个公司—年度观测值。检验所使用的深交所“互动易”和上交所“上证e互动”平台问答数据来自于中国研究数据服务平台(CNRDS)，其他数据主要来源于CSMAR数据库和同花顺iFind金融数据库。为了避免极端取值对回归结果的影响，对反映公司财务特征的连续变量进行了1%和99%分位数的缩尾处理(Winsorize)。
(二)模型设定与变量定义
为了检验投资者与企业之间网络平台互动对审计定价的影响，本文构建如下检验模型：
(1)
在模型(1)中，被解释变量是审计定价(Lnfee)，以企业每年实际支付的财务报表审计费用予以衡量。解释变量是网络平台互动，借鉴高敬忠等(2021)[4]和徐寿福等(2022)[7]，以企业在深交所“互动易”和上交所“上证e互动”平台问答板块的问题答复情况予以衡量，主要包括企业当年度回答投资者的提问数(Answer)和回答投资者提问的字数(Words)等两个指标。Control代表一系列控制变量，参考刘笑霞和李明辉(2019)[24]以及Hsieh等(2020)[17]现有文献，在模型中控制了可能影响审计定价的变量及企业的行业(Industry)和年度(Year)固定效应。表1列示了变量的具体定义方式。
表1 变量定义
(一)描述性统计分析和组间差异检验
表2报告了主要变量的描述性统计分析结果。审计定价变量Lnfee的均值和中位数分别为13.652和13.554，与张永珅等(2021)[16]的计算基本一致，对应的审计费用大约为85万元和77万元。网络平台互动变量Answer的均值和中位数分别为3.783和4.078，Words的均值和中位数分别为7.560和8.243。相应地，样本企业每年在互动平台回答问题数量的中位数大约为59，最大值和最小值则分别为5680和0；
企业回答每个问题的平均字数大约为60字，最大值和最小值分别为2718和0，表明不同企业在网络平台的互动情况存在较大的差异性。除此之外，变量Leverage和Gsales的均值分别为0.415和0.133，表明样本企业的平均资产负债率为41.5%，营业收入的平均增长率为13.3%。变量Lagop的均值为0.031，反映出上一年度仅有大约3.1%的样本企业年报为非标审计意见；
变量Auditor的均值为0.052，说明仅有大约5.2%的样本企业聘请“国际四大”担任年度财务报表的审计师。
表2 描述性统计
基于上市公司在网络平台回答投资者提问数的中位数，将全样本分为互动较少组和互动较多组。表3的组间差异检验结果显示，互动较少组的审计定价变量Lnfee的均值为13.627，在1%的水平上显著低于互动较多组的13.687。在财务特征方面，互动较多组样本企业拥有显著更低的资产负债率和存货比重，但其营业收入增长率、应收账款占比、速动比率和盈利水平要显著高于互动较少组。在治理特征方面，互动较多组的第一大股东持股比例、上年度获得非标审计意见的概率以及聘请“国际四大”的可能性均更低，但其独立董事人数占比更高。另外，两个组别之间的企业规模和可操控性应计额不存在显著差异。直观地看，互动较多组更高的审计费用并不是直接源自资产规模或业务复杂度等企业内在特质。
表3 组间差异检验
(二)网络平台互动对审计定价的影响
表4报告了网络平台互动影响审计定价的回归结果，相应的标准误均经过企业聚类调整(Cluster)。数据显示，当模型中仅控制年份和行业效应但不加入反映企业财务和治理特征的控制变量时，第(1)列中网络平台互动变量Answer的系数在5%的水平上显著为正；
第(2)列加入所有控制变量后，Answer的系数取值为0.015，在1%的水平上显著为正。这表明，企业在网络互动平台回答投资者的问题越多，其当年度实际支付的审计费用越多。后两列以企业回答投资者每个提问的平均字数为解释变量，第(3)列在模型中加入了相应的控制变量但未包含年份和行业固定效应，变量Words的系数在1%的显著性水平上取值0.013；
第(4)列再加入年份和行业固定效应后，变量Words的系数仍然在1%的水平上显著为正，取值降为0.008。这表明，企业回答投资者提问的内容越多，其当年度实际支付的审计费用也显著越高。上述发现验证了本文假设1b的观点而不支持假设1a。也就是说，审计师在进行审计定价决策时会考虑企业在网络平台的信息披露情况，更频繁和更多内容的网络互动可能会恶化企业的信息环境，进而促使审计师提高审计收费。
表4 网络互动平台对审计定价的影响
(三)稳健性检验(1)限于篇幅，检验结果略，作者备索。
1.内生性问题。网络平台互动与审计定价的正相关关系也可能内生于企业的相关特征。例如，正是因为企业与市场之间的信息不对称程度比较高，才促使投资者具有更迫切的需求通过网络平台向企业提问，以期更全面地了解企业的经营状况。为了更好地缓解模型(1)可能存在的内生性问题，本文再采用双重差分模型(DID)和工具变量法(IV)进行检验。(1)双重差分模型(DID)。“互动易”和“上证e互动”两个平台并非同时开通，深交所于2009年开始构建上市公司与投资者的关系互动平台“互动易”，并于2010年1月正式投入使用，上交所的“上证e互动”则是2013年7月才得以上线。基于此，本文以2007—2012年为样本期间，采用双重差分模型检验网络平台互动对审计定价的影响。(2)工具变量法。以分析师关注度(Analyst)作为网络平台互动变量的工具变量，采用两阶段回归进行检验。变量Analyst被定义为Ln(该年度对公司进行过跟踪分析的分析师数量+1)。理论上，存在更多分析师跟踪分析的上市公司一般也是投资者关注较多的公司，相应地投资者在网络平台与企业的互动沟通也就更多。
2.变更审计定价的衡量指标。第一，参考刘笑霞和李明辉(2019)[24]，以资产费用率(Auditfee)衡量审计定价，变量Auditfee定义为年度实际支付的审计费用除以企业期末资产总额的平方根。第二，以未来一期的审计费用为被解释变量。考虑到网络平台互动对审计定价的影响可能具有一定的滞后性，再以企业下一期实际支付的审计费用作为被解释变量。
3.其他稳健性检验。第一，仅以制造业企业为研究样本。投资者对不同行业企业的关注度存在一定差异，进而带来投资者与企业之间的互动沟通以及审计师的定价策略均有所不同。为此，本文再删除其他行业的样本观测值而仅保留制造业企业为检验样本，以缓解行业差异对检验结果的可能影响。第二，在模型中进一步增加了事务所变更(Change)和事务所任期(Tenure)等两个控制变量，再执行回归。Change定义为一个虚拟变量，若当年度涉及事务所变更，则取值为1，否则为0；
Tenure定义为当年度事务所任期年数的自然对数。此时，无论是以Answer还是Words衡量网络平台互动，其系数均在1%的水平上显著为正，与前文的主检验结果高度一致。
(一)产权性质的异质性影响
国有企业与民营企业在治理机制和面临的经营风险等方面均存在较大差异。在各级国有资产管理部门的相关考核要求下，国有企业管理者构建和完善内部控制体系的动力往往更强[29]；
同时，在更低的市场竞争压力以及政府多领域的政策倾斜和资源支持下，国有企业进行盈余管理的动机相对更弱，其发生违规行为进而涉及法律诉讼或被行政处罚甚至是卷入破产的可能性也更低[30]。这意味着，国有企业更不可能因管理者操纵网络平台互动而被收取更高的审计费用。据此，这里对网络平台互动影响审计定价在不同产权性质企业是否具有显著的异质性展开进一步的分析。
根据企业实际控制人的性质，将全样本区分为国有企业组和民营企业组。以企业当年度实际支付的审计费用的自然对数为被解释变量，在表5第(1)列和第(3)列的国有企业组，网络平台互动变量的系数取值分别为0.000和0.001，均不具有统计意义上的显著性。但是，在第(2)列和第(4)列的民营企业组，变量Answer和Words的系数取值分别为0.015和0.008，均在1%的水平上显著为正，表明网络平台互动对企业审计费用的影响主要存在于民营企业。系数差异性检验结果显示，变量Answer和Words在民营企业组的取值均在1%的水平上显著高于国有企业组。也就是说，对于国有上市公司，审计师的审计定价决策并未受到企业在网络平台与投资者互动的显著影响。
表5 产权性质的异质性影响
(二)作用机制分析
理论上，网络平台互动既可能通过增加投资者与管理层直接沟通的机会而在提升信息透明度的基础上优化企业的信息环境，也可能因管理者自利动机下的信息披露操纵行为带来更严重的信息不对称问题。前面的检验结果总体上支持基于后一个分析逻辑得到的观点，这里我们再从分析师预测准确度和企业股价崩盘风险等两方面出发，拟直接检验网络平台互动对企业信息透明度的影响以厘清前述影响效应的作用机制。具体来说，以Accuracy和Optimism衡量分析师预测准确度。变量Accuracy定义为当年度跟踪企业的所有分析师盈余预测偏差均值，盈余预测偏差为分析师对每股盈余的预测值与真实值之差的绝对值除以公司实际每股盈余的绝对值；
变量Optimism定义为当年度跟踪企业的所有分析师盈余预测乐观偏差均值，盈余预测乐观偏差为分析师对每股盈余的预测值减去实际值后再除以预测前一个交易日的股票收盘价格。两者的取值越大，意味着分析师对相应企业的盈余预测准确度越低。有关分析师预测的原始数据来自CSMAR数据库，回归结果报告于表6的前四列。无论是以Answer还是Words作为解释变量，其系数始终在5%或1%的水平上显著为正，反映出企业在网络平台回答的问题越多，以及企业回答问题时的内容越多，分析师对企业的盈余预测准确度越低且呈现出显著更高的乐观偏差。
表6 具体作用机制分析
在此基础上，再以股票的周收益负偏态系数(Ncskew)和上下波动率比例(Duvol)衡量股价崩盘风险，Ncskew和Duvol的具体计算方法主要参照Kim等(2011)[31]以及李文贵和严涵(2020)[32]。该两个指标的取值越大，意味着企业的股价崩盘风险越大。企业股价崩盘反映的是管理层基于机会主义动机，隐藏的坏消息或极力渲染的好消息经过积累而达到一定阈值后爆发的股价急速下跌。从隐藏坏消息或渲染好消息到企业股价发生崩盘，往往需要一段相对较长的时间，因而检验时以企业未来一期的股价崩盘风险作为被解释变量。表6后四列的数据显示，变量Answer和Words的系数也始终在5%或1%的水平上显著为正，说明管理层在网络平台与投资者更多的互动显著加剧了企业未来的股价崩盘风险。
尽管监管者搭建网络互动平台的初衷是为企业和投资者提供一个能更及时有效地进行沟通的平台，以缓解一直以来备受困扰的信息不对称问题[2][5]。但是，就表6的发现来看，管理层通过网络平台回答投资者提问的互动沟通不仅未能有效改善企业的信息环境，反而为管理层自利动机下策略性的信息披露行为提供了机会，最终带来了更严重的信息不对称。相应地，审计师在执行最终的定价策略时识别到了企业操纵网络互动平台信息披露的风险，提升了对那些网络互动更频繁企业的审计收费。可见，信息透明度被损害是网络平台互动提升审计费用的一个重要的具体作用机制。
网络互动平台促使资本市场的信息披露由单向式发布转变为双向式交流，从而为投资者提供了获取上市公司经营信息的便捷渠道。理论上，直接的互动交流有助于公司在更好地满足市场参与者独特信息需求的基础上改善市场信息效率，但实践中公司利用互动平台“蹭热点”以涉嫌信息披露操纵等现象却频频发生。为了厘清网络平台互动究竟对企业信息环境产生了怎样的影响，本文以2010至2020年中国A股非金融上市公司为样本，结合“互动易”和“上证e互动”的数据，实证检验了网络平台互动对审计师定价决策的影响。研究发现，企业在网络互动平台回答投资者提问的频次和内容越多，实际支付的财务报表审计费用越多；
网络平台互动与审计费用之间的正相关关系主要存在于民营企业。拓展性检验发现，网络平台互动显著加剧了企业股价崩盘风险并降低了分析师的盈余预测质量，这表明，加剧信息不对称是网络平台互动提升审计费用的重要作用机制。
上述结论表明，当前实践框架下的网络平台互动对企业信息环境产生了一定的消极影响，因而具有重要的现实启示。首先，企业应恰当地认识网络平台互动对自身信息环境的重要作用，更严谨规范地与投资者进行交流。为了保证答复信息的完整性和准确性，管理层应在严格遵循相关法律法规的基础上客观、全面地对企业经营状况展开描述。同时，企业可以考虑通过将平台互动情况设为管理层的综合考核指标等方式，约束私利动机下管理层的信息披露操纵行为。其次，监管机构有必要进一步完善监管机制以规范企业与投资者之间的网络平台互动。尽管在网络平台答复投资者提问并非法定的信息披露渠道，但实践表明投资者对此类沟通确实存在强烈的真实需求。监管机构应通过加强监管或适当标准化互动模式等方式抑制企业对网络平台的滥用，并通过相应的投资者教育引导个体投资者更理性规范地进行提问。最后，审计师在审计过程中应深入关注企业网络平台互动对财务报表信息披露可能存在的不利影响，科学合理地设计审计程序以应对企业滥用网络互动平台所带来的重大错报风险。
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