楊雨馨 廖義剛

(江西財經(jīng)大學會計學院，江西 南昌 330013)

一、引言

近年來，隨著關鍵核心技術缺失、產(chǎn)業(yè)基礎薄弱等供給側結構性問題的日益凸顯，如何保障產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈安全的問題受到廣泛關注。習近平總書記在黨的十九屆五中全會上提出，“把提高供給體系質(zhì)量作為主攻方向，顯著增強我國經(jīng)濟質(zhì)量優(yōu)勢”，突出了降低供應鏈供給端風險對于提升產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈自主可控能力的重要作用。工業(yè)和信息化部在2021年6月召開的工業(yè)經(jīng)濟運行座談會中也指出，我國原材料價格大幅上漲對下游行業(yè)和中小企業(yè)的成本沖擊仍在延續(xù)，來自供給端的風險隱患需要引起高度重視。在產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈網(wǎng)絡中，企業(yè)與上游供應商之間合作關系日趨緊密，使得上游供應商受到風險沖擊時下游企業(yè)通常很難“獨善其身”(中國社會科學院工業(yè)經(jīng)濟研究所課題組，2021)，因此，在“補鏈、強鏈”過程中，關注來自供應鏈上游企業(yè)的潛在風險，形成預警防范意識，既是提高鏈內(nèi)企業(yè)自身抗風險能力的基礎，也是增強供應鏈整體韌性、提升產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈安全自主可控水平的現(xiàn)實要求(黃群慧和倪紅福，2020)。

由于供應鏈風險會對鏈內(nèi)企業(yè)的經(jīng)營績效或信息披露行為產(chǎn)生直接影響(Dhaliwal et al.，2016)，審計師在收集審計證據(jù)和評估風險的過程中，已經(jīng)越來越關注公司上下游企業(yè)的相關信息(張敏等，2012)。然而，大多數(shù)供應鏈審計的文獻主要考察了共享審計師引起的一系列審計行為的變化(Huang et al.，2014；楊清香等，2015)，而較少探究“非共享”情境下供應鏈信息對審計師的決策價值。盡管有少量文獻發(fā)現(xiàn)，下游客戶的年報語調(diào)有助于上游供應商的審計師確定審計收費(徐曉彤和李淑慧，2021)，但其主要聚焦于供應鏈下游企業(yè)信息在“自下而上”傳遞時產(chǎn)生的經(jīng)濟效應，而忽略了來自供應鏈上游企業(yè)的相關信息可能發(fā)揮的功效。上游企業(yè)的生產(chǎn)和供給構成了經(jīng)濟循環(huán)的起點，加之當前關鍵基礎領域薄弱等供給端風險對供應鏈的穩(wěn)定性形成了較大制約(黃漢權，2020)，因此，來自上游供應商的相關信息在審計師的定價決策中應具有參考價值。

進一步地，由于供應商年報中的MD＆A風險信息大多為“軟”信息，不僅集中反映了管理層針對本企業(yè)運營狀況、不利因素、未來前景等的態(tài)度與思考(Hope et al.，2016)，并且經(jīng)過了審計師的鑒證(Chen et al.，2019)，故相較于一般的財務數(shù)字，該信息在揭示供應鏈供給端風險方面具有獨特優(yōu)勢。那么，審計師在執(zhí)行審計工作的過程中，是否關注了上游供應商年報MD＆A中的風險信息，并將其反映在審計定價決策中呢？此外，由于供應鏈活動存在多維不確定性，不同供應商資源劣勢的差異性會導致供給側風險趨于多元化(Jukka et al.，2004)，因此，在審計師確定收費標準的過程中，供應商何種類型的風險信息更易引起審計師的關注，也是值得進一步思考的問題。

基于此，本文以2009—2019年A股上市公司為研究樣本，利用機器學習算法與Python文本分析技術，通過量化年報MD＆A中的“軟”信息，檢驗了供應商的MD＆A風險信息與客戶審計收費的關系。在此基礎上，通過區(qū)分供應鏈關系緊密度、供應商的相對議價能力，考察了何種情境下風險信息產(chǎn)生的影響更顯著；通過機制檢驗分析了風險信息影響審計收費的可能路徑。最后，通過進一步分析探究了不同類型風險信息的差異化影響，以及該信息最終是否有助于提高審計質(zhì)量。

本文可能的研究貢獻在于：第一，不同于以往文獻從媒體、分析師等信息視角解釋審計費用的變化(劉啟亮等，2014；Newton，2019)，本文基于供應鏈風險信息傳遞視角，考察了樣本公司上游供應商的MD＆A風險信息如何影響審計收費，為打開審計定價“黑匣”提供了經(jīng)驗證據(jù)，拓寬了審計定價決策影響因素的研究。第二，針對供應鏈信息如何影響鏈外其他市場主體的決策，既有文獻主要從供應鏈共享分析師、共享審計師等信息傳遞視角進行了探索(Guan et al.，2015；蔡利等，2018)，而較少關注風險信息可能產(chǎn)生的溢出效應；本文通過探索上游供應商的MD＆A風險信息對客戶審計定價的影響，揭示了風險信息對“非共享”審計行為的溢出作用，豐富了供應鏈信息與鏈外市場主體決策價值的相關文獻。第三，本文結論顯示，供應商的MD＆A風險信息通過揭示潛在的供給側風險，有助于完善審計師的經(jīng)濟決策，證明了供應鏈企業(yè)的風險信息披露具有正外部性；這一發(fā)現(xiàn)為監(jiān)管機構改進年報文本信息的披露制度、制定相關監(jiān)管政策提供了經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻回顧與假設發(fā)展

(一)文獻回顧

供應鏈中的上下游企業(yè)通過長期合同、戰(zhàn)略聯(lián)盟等方式建立經(jīng)濟關聯(lián)，使供應鏈信息在供應商與客戶之間垂直流動(吳江華和姜帆，2021)，進而直接影響上下游企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營績效。研究顯示，上游企業(yè)通過從下游客戶的盈余公告或年報中獲取有效的供應鏈信息，有助于提升上游企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績與投資效率(Radhakrishnan et al.，2014)，完善現(xiàn)金持有決策(底璐璐等，2020)，降低其與下游企業(yè)之間的供需波動偏離度，從而進一步緩解庫存冗余或產(chǎn)能過剩等問題(楊志強等，2020)。此外，具有較高參考價值的供應鏈信息也會流向投資者、分析師、審計師等與上下游企業(yè)密切相關的其他市場主體，并對這些利益相關方的決策產(chǎn)生重要影響。

首先，在投資者決策方面，當下游客戶發(fā)布月度銷售公告(Olsen and Dietrich，1985)、提交破產(chǎn)申請(Hertzel et al.，2008)或季度盈利公告(Pandit et al.，2011)時，公告中涵蓋的供應鏈信息能夠有效提升上游企業(yè)投資者的外部監(jiān)督(Chen et al.，2019)，進而導致供應商的股價發(fā)生重大變化。尤其是當客戶的盈利公告偏離市場預期時，上游供應商很可能緊隨其后發(fā)布業(yè)績預告以調(diào)整投資者預期(Cho et al.，2020)。其次，就分析師預測而言，Luo and Nagarajan(2015)、Guan et al.(2015)的研究均發(fā)現(xiàn)，當分析師同時跟蹤公司及其下游大客戶時，利用搜集的跨行業(yè)知識，分析師發(fā)布的盈利預測將更具信息含量。最后，針對審計師決策的研究也顯示，下游客戶年報中的語調(diào)信息有助于完善審計師對上游供應商的收費決策(徐曉彤和李淑慧，2021)。

總體而言，已有研究證實，供應鏈信息不僅能夠提升鏈內(nèi)企業(yè)的投資運營績效，對于鏈條外部的其他市場主體亦具有決策價值。然而，大量文獻主要關注了供應鏈需求端信息“自下而上”傳遞時產(chǎn)生的經(jīng)濟效應，即下游客戶信息對上游供應商及其利益相關方的決策影響，而忽略了供應鏈供給端信息“自上而下”傳遞時可能發(fā)揮的功效。同時，在審計行為方面，盡管部分文獻考察了下游客戶的年報語調(diào)信息能否為上游供應商的審計師確定收費提供決策參考(徐曉彤和李淑慧，2021)，但研究視角仍然是供應鏈下游企業(yè)信息在向上傳遞過程中產(chǎn)生的作用。考慮到上游供應商和下游客戶在供應鏈中分別扮演著不同的經(jīng)濟角色，因而本文基于供應鏈供給端信息“自上而下”傳遞的視角，探究了上游供應商的風險信息對下游客戶審計師定價決策的影響，以期對既有文獻做出補充。

(二)假設發(fā)展

供應鏈中日益緊密的合作關系，使上下游企業(yè)成為“一榮俱榮、一損俱損”的經(jīng)濟聯(lián)系體。一方面，供應商企業(yè)通過影響原材料供給與定價過程，決定下游企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營績效(Lee et al.，1997)；另一方面，上下游企業(yè)在合作時積累的商業(yè)信用也會影響彼此的融資能力、投資效率和公司治理水平(Hertzel et al.，2008；方紅星和張勇，2016)。因此，公司所處的供應鏈蘊藏著大量與鏈內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)運營過程相關的有益信息，這些信息有助于減輕供應鏈內(nèi)外部各主體之間的信息差距。也正是由于供應鏈信息具有豐富的信息含量，作為財務報告專業(yè)鑒證方的審計師在進行審計定價決策時，已經(jīng)將客戶集中度、地理距離等眾多體現(xiàn)供應鏈企業(yè)合作關系的因素納入考量(唐斯圓和李丹，2019)。

然而，不同于直接反映供應鏈企業(yè)經(jīng)濟依賴程度的單維財務指標，源自供應商年報MD＆A中的風險信息具有“定性”特點，有助于從多維視角反映潛在的供應鏈斷裂風險、供應鏈合作方信用風險等(何捷和陸正飛，2020)。具體而言，一方面，供應商MD＆A中的風險信息涵蓋了管理層針對本公司未來經(jīng)營成果、不確定事項等的解釋說明(Kravet and Muslu，2013；孟慶斌等，2017)，該信息越多，暗示著客戶可能面臨較高的外部經(jīng)營風險，經(jīng)營業(yè)務不確定性的上升將使審計的工作難度激增，從而促使審計師增加額外的證據(jù)收集程序，由此導致審計成本顯著上升。另一方面，當審計師結合供應商MD＆A風險信息佐證了對客戶經(jīng)營風險的判斷后，潛在的重大錯報風險甚至審計失敗將會加大審計師承擔的聲譽和訴訟風險，審計師基于風險補償?shù)目紤]也會收取一定的風險溢價。綜合以上分析，本文提出假設：

H1：保持其他條件不變，供應商年報MD＆A中的風險信息越多，客戶的審計收費越高。

上下游企業(yè)合作關系越密切，供應鏈風險越容易發(fā)生傳染(Itzkowitz，2013)。尤其當公司嚴重依賴少數(shù)幾家特定的供應商時，交易中斷將使公司面臨較大的經(jīng)營風險甚至財務危機(Gosman et al.，2004)。因此，隨著客戶與供應商企業(yè)合作程度的加深，更多的供應商MD＆A風險信息意味著客戶將面臨更大的經(jīng)營不確定性，固有風險的上升更易導致審計師提高對客戶重大錯報風險的評估水平，并相應地調(diào)高審計收費。據(jù)此本文提出假設：

H2：保持其他條件不變，客戶與供應商的合作關系越緊密，供應商MD＆A風險信息對客戶審計收費的正向影響越顯著。

在供應鏈關系中，議價能力的強弱決定了上下游企業(yè)在博弈時誰將更具話語權(Porter，1979)。當客戶相對于上游企業(yè)的議價能力較高時，其對個別供應商的依賴程度及轉(zhuǎn)換成本均較低，可通過轉(zhuǎn)換合作方、垂直整合等多種方式緩解潛在的供給側風險。在此情境下，來自供應商的風險不會對客戶的正常經(jīng)營造成嚴重威脅，從而降低了審計師對客戶重大錯報風險的評估水平。據(jù)此本文提出假設：

H3：保持其他條件不變，供應商相對客戶的議價能力越強，供應商MD＆A風險信息對客戶審計收費的正向影響越顯著。

當供應商的MD＆A風險信息越多時，客戶面臨的來自供給端不確定性的經(jīng)營風險越高。若審計師根據(jù)客戶披露的既有財務信息未能識別出上述外部風險，這一未知的增量風險信息不僅會引起審計師的職業(yè)懷疑，還可能通過引發(fā)潛在的重大錯報風險甚至審計失敗，進一步加大審計師的聲譽和訴訟風險，從而使其收取的風險溢價顯著上升。若審計師通過前期測試已經(jīng)獲知客戶的生產(chǎn)經(jīng)營會受到來自供給端的不利影響，供應商MD＆A風險信息作為一種可靠性更強的外部證據(jù)(Chiu et al.，2019)，能夠為審計師的已獲信息提供核實，進一步佐證客戶的經(jīng)營風險事實。此時，審計師為了將審計風險降至可接受水平，通常會改變審計程序的性質(zhì)、時間和范圍，增加額外的證據(jù)收集程序，從而使審計成本顯著上升?？傮w而言，無論是基于風險補償還是審計投入視角，審計師均會提高收費標準。據(jù)此本文提出假設：

H4：供應商年報MD＆A中的風險文本通過提供增量風險信息、增加額外審計投入使審計師提高了審計收費。

三、研究設計

(一)樣本和數(shù)據(jù)

本文以2009—2019年的3866家A股上市公司為觀測對象，初始樣本包括38073個公司-年觀測值，其中供應商MD＆A風險數(shù)據(jù)的樣本期間為2008—2018年，審計收費及其他數(shù)據(jù)的樣本期間為2009—2019年。保留完整披露具體前五大供應商名稱的樣本后得到13775個公司-年觀測值，保留供應商為上市公司的樣本后得到1460個公司-年觀測值。在此基礎上，借鑒既有研究的做法(底璐璐等，2020)，對樣本進行如下篩選處理：(1)剔除176個上游供應商在觀測當年還未上市的樣本；(2)剔除672個因年報數(shù)據(jù)缺失無法獲取供應商MD＆A風險信息的公司樣本；(3)剔除6個客戶與供應商共享審計師的樣本；(4)剔除33個金融保險行業(yè)及ST、*ST的樣本；(5)剔除36個其他主要變量缺失無法查證的樣本，最終得到537個公司-年觀測值。供應商MD＆A風險信息數(shù)據(jù)通過Python軟件分析處理上市公司年報后獲得，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，為剔除異常值影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。

(二)模型設定

為探究供應商MD＆A風險信息對客戶審計收費的影響(假設1)，借鑒Simunic(1980)和竇超等(2020)的研究，建立實證模型(1)進行檢驗：

為探究不同供應鏈關系緊密度與供應商相對議價能力作用的異質(zhì)性(假設2和假設3)，在模型(1)的基礎上進行分組回歸檢驗。為探究增量風險信息和審計資源投入的中介機制(假設4)，借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)的研究，在模型(1)的基礎上建立實證模型(2)和(3)進行檢驗：

(三)變量定義

借鑒Simunic(1980)和王雄元等(2014)的研究，定義審計收費()為上市公司審計收費的自然對數(shù)。

借鑒Chiu et al.(2019)、底璐璐等(2020)的研究，采用如下方法度量供應商MD＆A風險信息()。

首先，確定風險關鍵詞。本文采用“種子詞+Word2Vec相似詞擴充”的方法確定風險關鍵詞，具體步驟如下：第一，根據(jù)Campbell et al.(2014)和Muslu et al. (2014)主題詞匯及主題分類，找到與風險相關的詞并結合中文語境進行轉(zhuǎn)換。第二，參考《DIB內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫》中對風險事項的描述和劃分，對第一步獲取的風險詞匯進行補充，并通過隨機選取100份公司年報MD＆A進行人工閱讀。第三，對以上兩步獲取的風險種子詞進行語義確認，刪除詞義明顯不具有風險內(nèi)涵的詞匯，最終形成100個風險種子詞集。第四，使用機器學習算法中無監(jiān)督的Word2Vec統(tǒng)計語言模型，對已獲取的風險種子詞進行相似詞擴充，最終基于Word2Vec算法得到400個風險關鍵詞。

其次，提取上市公司年報M D＆A章節(jié)的文本，并利用Python的“結巴”分詞模塊進行分詞。通過分詞計算出MD＆A章節(jié)的風險詞匯數(shù)量后，分別定義MD＆A風險信息1=(MD＆A的風險詞頻數(shù)/MD＆A的總詞頻數(shù))×100%、MD＆A風險信息2=(MD＆A的風險總字數(shù)/MD＆A的總字數(shù))×100%。

最后，計算供應商的MD＆A風險信息?？紤]到不同的供應商對客戶的經(jīng)濟重要程度存在差異，根據(jù)供應商在客戶前五大供應商采購額中的占比，對上游供應商的MD＆A風險信息(1、2)進行不等權重加權。最終計算出的供應商MD＆A風險信息指標分別包括：供應商MD＆A風險詞頻占比1、供應商MD＆A風險字數(shù)占比2。

為探究供應鏈關系緊密度()產(chǎn)生的異質(zhì)性影響，借鑒蔡利等(2018)的研究，根據(jù)供應商在客戶前五大供應商中的排名順序，定義當供應商排名處于前兩名時，取值為1，否則為0。若客戶當年存在多個供應商，根據(jù)供應商排名的加權平均值進行計算。

為探究供應商相對議價能力()產(chǎn)生的異質(zhì)性影響，借鑒徐玉德和韓彬(2017)的研究，根據(jù)年行業(yè)上市公司的營業(yè)收入計算行業(yè)競爭強=∑ (S /S)，定義若供應商當年所在行業(yè)的高于中位數(shù)時，取值為1，否則為0。若客戶當年存在多個供應商，根據(jù)供應商的加權平均值進行計算。

對于中介變量增量風險信息()，借鑒王雄元等(2017)的做法，分別將供應商MD＆A風險詞頻占比1和字數(shù)占比2代入如下模型(4)進行計算：

其中，反映客戶風險的定量指標為：市場風險，包括股票日收益率年度標準差()、采用普通收益率法計算并剔除財務杠桿的股票貝塔系數(shù)()；經(jīng)營風險，包括發(fā)行前三個年度經(jīng)行業(yè)調(diào)整的資產(chǎn)收益率的標準差()、應收賬款比率()；財務風險，包括經(jīng)行業(yè)調(diào)整的貝塔系數(shù)()、破產(chǎn)風險()；將模型(4)回歸得到的殘差(τ)作為增量風險信息的替代指標，分別包括1、2。

對于中介變量審計投入()，借鑒劉笑霞等(2017)的研究，定義=ln(資產(chǎn)負債表日到審計報告日之間的日歷天數(shù)+1)。

參考已有文獻(S i m u n i c，1 9 8 0；楊華領等，2021)，在實證模型(1)～(3)中還控制了其他可能影響審計收費的變量。

具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結果。審計收費()的均值和中位數(shù)分別為13.6885和13.6171，二者較為接近，表明上市公司的審計收費水平整體分布較為均勻。供應商MD＆A風險詞頻占比(1)和字數(shù)占比(2)的均值分別為0.25%和0.45%，且2的最小值與最大值分別為0和1.88%，表明不同供應商披露的風險信息數(shù)量差異較大。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

(二)基準回歸分析

表3為供應商M D＆A風險信息與客戶審計收費的回歸結果。結果顯示，供應商的MD＆A風險詞頻占比(1)、字數(shù)占比(2)與審計收費()均在5%水平下顯著正相關。從經(jīng)濟意義上看，供應商的MD＆A風險詞頻占比每增加一個標準差(0.0018和0.0033)，客戶審計收費將提高5.35%和5.15%。以上結果表明，客戶上游企業(yè)的MD＆A風險信息是審計定價的確定依據(jù)之一，且該信息通過向?qū)徲嫀焸鬟f客戶經(jīng)營風險的相關信號使審計師提高了收費標準，假設1得到驗證。

表3 供應商MD＆A 風險信息與客戶審計收費

(三)異質(zhì)性分析

表4顯示了供應鏈關系緊密度的分組回歸結果。在供應商排名靠前組(=1)，供應商MD＆A風險信息與審計收費顯著正相關，表明緊密的供應鏈合作關系強化了上游企業(yè)MD＆A風險信息的警示作用，加劇了審計師對客戶受到供給側風險傳染的擔憂，從而使其提高了審計收費以應對潛在的審計風險，假設2得到驗證。

表4 供應鏈關系緊密度的分組回歸結果

表5顯示了供應商相對議價能力的分組回歸結果。在供應商相對議價能力較高組(=1)，供應商MD＆A風險信息與審計收費顯著正相關，表明當供應商相對議價能力更高時，高昂的轉(zhuǎn)換成本使客戶更易受到供給側風險的波及，從而使審計師更加關注上游企業(yè)的MD＆A風險信息，并增加了審計定價以應對審計風險，假設3得到驗證。

表5 供應商相對議價能力的分組回歸結果

(四)機制分析

表6顯示了增量風險信息的機制檢驗回歸結果。對比表6的第(1)(3)列和第(4)(6)列可以發(fā)現(xiàn)，在加入增量風險信息()中介變量后，1和2對的正向影響顯著性下降，表明供應商的MD＆A風險文本通過提供增量風險信息增加了審計師對客戶重大錯報風險的評估水平，并使審計師提高了審計收費以應對潛在的審計風險，假設4初步得到驗證。

表6 提供增量風險信息的機制檢驗結果

表7列示了增加審計投入的機制檢驗回歸結果。對比表7的第(1)(3)列和第(4)(6)列可以發(fā)現(xiàn)，在加入審計延遲()中介變量后，1和2對的正向影響顯著性下降，表明供應商MD＆A風險信息傳遞的客戶風險信號使審計師增加了額外的審計資源投入，進而導致了審計收費顯著上升，假設4再次得到驗證。

表7 增加審計投入的機制檢驗結果

(五)進一步分析

考慮到供應商不同種類的風險信息對審計師的決策有用性存在差異，因此，本文參考“迪博內(nèi)部控制風險數(shù)據(jù)庫”中的風險分類方式，將供應商MD＆A風險信息按照語義特征進一步劃分為財務風險()，市場風險()，經(jīng)營風險()，戰(zhàn)略風險()和法律風險()。表8顯示了供應商不同類型的MD＆A風險信息與客戶審計收費的回歸結果。根據(jù)表8的列(1)～(6)，上游供應商的財務風險、市場風險和法律風險信息與審計收費顯著正相關，表明相較于其他類別的風險，審計師在閱讀供應商MD＆A風險信息時，更傾向于關注其在財務狀況、經(jīng)營過程及法律訴訟方面呈現(xiàn)出的不利因素，原因可能是這些風險暗示著上游公司會因重大財務危機、經(jīng)營業(yè)績不佳、訴訟失敗等陷入生產(chǎn)經(jīng)營困境。

表8 供應商不同類型的MD＆A 風險信息與客戶審計收費

前文檢驗證實，供應商的MD＆A文本能夠向?qū)徲嫀焸鬟f關于客戶的增量風險信息，導致審計師調(diào)高了重大錯報風險的評估水平，并增加了額外的審計資源投入。那么，當審計師將上述信息作為補充證據(jù)納入風險評估流程后，審計質(zhì)量是否會有所提升呢？借鑒Khanna et al.(2015)的研究，本文以客戶是否發(fā)生財務重述或違規(guī)()表征審計質(zhì)量，進一步考察審計師增加審計投入后，供應商的MD＆A風險信息對審計質(zhì)量的影響。表9的回歸結果顯示，供應商MD＆A風險信息和審計投入的交互項與客戶財務重述或違規(guī)顯著負相關，表明隨著審計資源投入的增加，供應商的MD＆A風險信息增強了審計師發(fā)現(xiàn)公司錯報與違規(guī)行為的能力，從而有助于提高審計質(zhì)量。

表9 供應商MD＆A 風險信息與審計質(zhì)量

(六)穩(wěn)健性檢驗

為排除供應鏈企業(yè)的MD＆A風險信息與審計收費之間可能存在的反向因果問題，以我國證監(jiān)會2012年發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露內(nèi)容與格式準則第2號——年度報告的內(nèi)容與格式(2012年修訂)》作為近似外生沖擊，運用PSM-DID模型進一步考察供應商MD＆A風險信息對審計收費的影響。具體而言，借鑒de Chaisemartin and D’Haultfoeuille(2018)的研究，定義如果供應商當年披露的MD＆A風險信息數(shù)量在行業(yè)中處于前10分位，則其客戶公司為處理組；如果供應商在研究期間披露的MD＆A風險信息數(shù)量從未進入后50分位，則其客戶公司為潛在的對照樣本，再根據(jù)客戶公司的公司規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率等匹配因子，采用核匹配法篩選控制組樣本，并構建DID模型如下：

模型中Reform表示1、2，分別定義為當客戶的上游供應商在樣本期間披露的MD＆A風險詞頻占比(字數(shù)占比)從未進入后50分位時，取值為0；當客戶的上游供應商當年披露的MD＆A風險詞頻占比(字數(shù)占比)在同行業(yè)中處于前10分位時，如果該年在2012年之前取值為0，2012年之后取值為1，其他變量定義與前文一致。表10的回歸結果顯示，與顯著正相關，再次證實供應商MD＆A風險信息的增加會使審計師提高審計收費。

表10 近似外生沖擊的回歸結果

在供應鏈背景下，某些外部宏觀因素可能導致客戶的審計定價與供應商的MD＆A風險信息同時上升，即審計收費的提高是源自共同的外部沖擊而非上游供應商披露的MD＆A風險信息。為緩解此類內(nèi)生性問題，本文采用兩階段最小二乘法進行檢驗。具體而言，借鑒曾慶生等(2018)的研究，以客戶同年度同行業(yè)的供應商MD＆A風險信息的均值()，以及同年度同省份的供應商MD＆A風險信息均值()作為工具變量。表11的結果顯示，選取的工具變量能夠滿足相關性和外生性的要求。同時，表11中列(2)與列(4)的回歸結果表明，供應商MD＆A風險信息與審計收費依然顯著正相關，再次驗證了研究假設。

表11 工具變量回歸結果

由于客戶對供應商的信息披露行為是自愿的，這可能產(chǎn)生樣本自選擇偏差?；诖?，本文采用Heckman二階段回歸緩解上述問題。具體而言，借鑒底璐璐等(2020)的研究，在第一階段，以“是否披露供應商信息”作為被解釋變量，以公司產(chǎn)權性質(zhì)、成長性、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負債率、上市年限、公司規(guī)模為解釋變量進行Logit回歸；再將第一階段估計的逆米爾斯比率()放入第二階段進行回歸。表12的第二階段回歸結果與前文基本一致，證實了樣本自選擇問題未對本文結果產(chǎn)生影響。

表12 Heckman 二階段回歸結果(第二階段)

部分研究指出，年報中的MD＆A風險信息披露存在“樣板化”現(xiàn)象(Schrand and Elliott，1998)，同時，與公司相關的、不可觀測的遺漏變量也可能會對供應商MD＆A風險信息與審計收費的關系產(chǎn)生影響?；诖耍疚耐ㄟ^差分模型控制不隨時間改變的公司固定因素的影響。

首先，為減輕基于不等權重方法計算供應商MD＆A風險信息的主觀性，本文將基于等權重方法計算的供應商MD＆A風險信息(1、2)作為替代性解釋變量，重新納入模型(1)進行回歸。其次，考慮到三季度報告一般于每年的10月底之前發(fā)布，且集中反映了公司當年1—9月的經(jīng)營情況，就及時性而言更有利于為審計師所用，故本文進一步檢驗了供應商的三季報風險信息(1、2)與客戶審計收費的關系。

一方面，考慮到審計師選擇關注客戶的上游供應商，可能是由于曾經(jīng)審計過這些上游企業(yè)，而非源于上游企業(yè)的MD＆A風險信息具有決策價值。為排除這一替代性解釋，剔除三個會計年度內(nèi)客戶與上游供應商共享審計師的樣本。另一方面，當客戶審計師的經(jīng)濟規(guī)模大于上游企業(yè)審計師的經(jīng)濟規(guī)模時，客戶的審計師(大所)可能會認為經(jīng)過上游企業(yè)審計師(小所)鑒證的年報信息不具備參考價值。為排除這一潛在可能，在模型(1)中加入客戶與上游企業(yè)的審計師規(guī)模差異變量()。

上述回歸結果均顯示，供應商MD＆A風險信息與客戶審計收費依然顯著正相關，證實了本文結論具備穩(wěn)健性。

五、結論與啟示

本文以我國2009—2019年A股上市公司為研究對象，檢驗了供應商MD＆A風險信息是否會影響客戶的審計定價決策。檢驗結果發(fā)現(xiàn)：(1)供應商的MD＆A風險信息與客戶審計收費顯著正相關，這一研究結論在經(jīng)過雙重差分法、工具變量法、Heckman兩階段回歸等穩(wěn)健性檢驗后依然成立。(2)當供應鏈關系越緊密、供應商的相對議價能力越強時，供應商MD＆A風險信息對審計收費的影響更顯著，表明隨著供應鏈合作程度的不斷加深以及高議價能力供應商帶來的高昂轉(zhuǎn)換成本，供應商MD＆A風險信息的警示作用愈加明顯，從而加劇了審計師對客戶面臨的供給側風險的擔憂，并使其提高了收費標準。(3)供應商MD＆A風險信息主要通過揭示與客戶相關的增量風險、增加額外的審計投入提高了審計收費，表明相較于一般的財務數(shù)字，供應商的MD＆A風險文本能夠向?qū)徲嫀焸鬟f反映客戶經(jīng)營風險的增量信息，該信息揭示的潛在重大錯報風險使審計師提高了審計強度并要求更高的風險補償，從而提升了審計收費的整體水平。(4)不同類型MD＆A風險信息的影響存在差異性，表現(xiàn)為相較于其他類別的風險，審計師在閱讀供應商的MD＆A風險文本時，更傾向于關注與上游企業(yè)財務狀況、經(jīng)營過程及法律訴訟相關的不利因素；同時，隨著審計投入的增加，供應商MD＆A風險信息增強了審計師發(fā)現(xiàn)公司錯報與違規(guī)行為的能力，從而有助于降低客戶后續(xù)發(fā)生的財務重述或違規(guī)、提高審計質(zhì)量。

受全球貿(mào)易保護主義與新冠肺炎疫情沖擊，產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈安全可控問題受到各市場主體及政府部門的高度關注。同時，隨著文本分析技術的不斷發(fā)展，供應鏈生產(chǎn)運營過程中產(chǎn)生的定性“軟”信息的經(jīng)濟價值愈發(fā)凸顯。在此背景下，本文結論顯示，供應商年報中的風險類文本信息有助于完善審計師的定價決策。據(jù)此本文提出如下的政策啟示：

第一，就審計師而言，其作為經(jīng)濟監(jiān)督體系的重要組成部分，在當前產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈安全穩(wěn)定仍面臨較大威脅的背景下，需要對來自供應鏈供給端的風險隱患給予高度重視。尤其在評估客戶是否受到供給側風險的負面影響時，應當綜合考量客戶及其上游企業(yè)的相關信息，通過將包括供應商MD＆A風險信息在內(nèi)的各類“軟”信息納入風險評估過程，并結合供應鏈關系緊密度、供應商相對議價能力等指標進行輔助判斷，對客戶的經(jīng)營風險處境形成更加全面的認識和理解，降低自身執(zhí)業(yè)風險，提高審計決策的質(zhì)量與效率。

第二，就監(jiān)管機構而言，準確充分的信息披露既是注冊制改革背景下有效監(jiān)督上市公司的核心要求，也是供應鏈不確定性環(huán)境下增強市場主體應對供給側風險能力的現(xiàn)實需要。因此，建議監(jiān)管機構繼續(xù)深入完善年報中各類“軟”信息的披露內(nèi)容及形式，增加非財務信息中的供應鏈元素，如通過構建上市公司供應鏈文本信息披露指引、推行具有代表性的風險文本信息披露形式作為示范等，降低資本市場主體的信息搜尋成本，及時阻斷因信息不暢造成的供應鏈風險的大規(guī)模傳染。

第三，就投資者而言，鑒于供應商年報中的MD＆A風險文本在審計定價決策中具有信息價值，因此，在進行投資決策時，不應孤立地將企業(yè)自身年報中披露的各項財務數(shù)字作為唯一的決策依據(jù)，而應增加對公司上游企業(yè)等其他利益相關方非財務信息的關注，通過借助多方信息渠道，正確地理解和把握公司的財務及經(jīng)營現(xiàn)狀，避免因信息不對稱而遭受重大損失。 ■

1. 共享審計師是指供應鏈中的上下游企業(yè)由同一個審計師審計的現(xiàn)象。

2. 由于自2009年起才有一定數(shù)量的上市公司發(fā)布前五大供應商的具體名稱信息，故選擇2009年作為研究始點。

3. 為最大限度確保檢驗樣本的充足性，根據(jù)客戶公司年報中披露的前五大供應商名稱信息，判斷每個供應商是否為上市公司，只要披露的供應商中有一個為上市公司，則將該樣本保留。

4. 為驗證基于Word2Vec文本分析方法獲取的風險詞匯在衡量公司風險方面的有效性，本文對最終確定的風險關鍵詞進行如下的效度檢驗：①將風險關鍵詞與隨機選取的100份公司年報的MD＆A文本進行比對；②以現(xiàn)有的權威文獻(王雄元等，2017)[37]為基礎，利用風險關鍵詞構建文獻中的“年報風險信息”指標并進行結果復制；③檢驗本文的供應商MD＆A風險信息指標與傳統(tǒng)的財務風險指標如經(jīng)營波動性、是否虧損、財務杠桿等的相關關系。上述效度檢驗結果均顯示，運用Word2Vec文本分析法測度公司風險具備穩(wěn)健性。

5. 具體計算方式為：當客戶當年存在多個供應商為上市公司時，將每個供應商的MD＆A風險信息按該供應商的采購額在客戶前五大供應商采購額中的占比進行加權平均。例如，客戶A的上游供應商MD＆A風險信息=∑(供應商的MD＆A風險信息×供應商i的采購額在客戶前五大供應商采購額中的占比)。

6. 根據(jù)當年會計師事務所排名是否居于國內(nèi)前十大，定義客戶與供應商的審計師規(guī)模差異()為：當客戶的審計師規(guī)模大于、等于、小于供應商的審計師規(guī)模時，分別取值為1、0、-1。

7. 限于篇幅，本部分回歸結果未詳細列示，資料備索。