社交媒体用户互动质量与审计收费——基于互动文本特征的分析

|吴芃 应钰萍

一、引言

随着信息技术的发展，企业信息的生产、传播和处理方式发生了巨大的变化(Miller和Skinner，2015)。互联网支持下的社交媒体正在加速信息环境向公共、双向模式转变。投资者可以通过在社交媒体对公司发表看法或者通过社交媒体广泛传播对公司的看法来参与企业信息披露过程。这种交互式信息环境的演变推动了企业由陈述式的信息披露方式向互动式的信息披露方式的转变，同时也使得企业的信息披露环境发生了巨大的变化。深交所与上交所分别于2011年与2013年设立了“互动易”和“上证e互动”两个网络互动平台。互动平台建立了投资者与上市公司直接的、双向的沟通渠道，促进了上市公司与投资者之间的“零差距”联系。在互动平台上，如果投资者对上市公司的经营活动有疑惑或建议，以及对其他渠道获得的信息存疑，都可以直接向上市公司发起提问，而上市公司必须诚实及时地回答投资者的问题。这种互动式的信息披露方式改变了传统信息披露方式的单向性、滞后性等弊端，其显现出的广触性、及时性等特点，可以更好提升资本市场的信息效率，从而降低信息不对称(丁慧等，2018；孟庆斌等，2020；徐巍和陈冬华，2016；杨凡和张玉明，2021；谭松涛等，2016；Blankespoor等，2014)。

审计费用是事务所与上市公司彼此博弈的结果。自Simunic(1980)通过建立审计定价模型研究审计费用影响因素以来，学者们陆续发现通过市场机制所形成的审计费用的均衡价格不仅受审计师特征、被审计公司特征等因素的影响，而且还受到审计师与被审计公司之间信息不对称程度的影响。已有不少研究表明被审计公司的信息环境与审计风险密切相关(薄仙慧和吴联生，2011)。Sengupta和Shen(2007)发现被审计单位信息不对称程度越高，审计师面临的审计风险越高(Sengupta和Shen，2007)。而对于更高的审计风险，注册会计师通常会收取相应的风险溢价(Houston，1999)。综合上述分析可知，信息不对称程度越低、企业信息披露质量越高，审计师面临的审计风险越低，其预期收取的审计费用也就越低(Gotti，2012；周冬华和赵玉洁，2015)。正因如此，公司在网络互动平台上的互动情况影响资本市场的信息披露质量并可能会影响审计师对审计环境和审计风险的评估，并进一步影响其审计收费。然而现有研究更多地关注于传统媒体提供的信息对审计收费的作用(刘启亮等，2014；吕敏康和冉明东，2012)，鲜有研究关注社交媒体信息披露，尤其是互动式社交媒体信息披露对审计收费的作用。本文以沪深两市2014—2020年所有A股上市公司为研究样本，以交易所互动问答平台的相关数据作为切入点，检验了互动平台上投资者与上市公司互动质量对审计收费的影响。

二、理论分析与研究假设

(一) 社交媒体投资者互动与审计费用

对于注册会计师而言，审计服务供给者与需求者之间信息不对称程度会加剧审计师的审计风险(秦荣生，2005；薄仙慧和吴联生，2011)。而根据风险导向审计理论，审计师以被审计单位的风险评估为基础来分配审计资源与安排审计程序。因此，审计风险是注册会计师估算审计收费的一项重要依据。对由于信息不对称引发较高审计风险的公司，注册会计师一方面需要投入更多的审计资源来降低风险至可接受的水平(Fang等，2014)；另一方面，注册会计师会通过收取较高的风险溢价来对较高的审计风险进行补偿(Danielsen等，2007)。不管是加大审计资源的投入还是收取较高的风险溢价，均会提高审计收费。而对于信息披露环境较好的企业，上市公司披露的大量信息在一定程度上缓解了信息不对称，从而能降低审计师对审计风险的评估，最终降低审计收费(Gotti，2012；施先旺等，2015)。

网络互动平台有利于加强上市公司与外部利益相关者之间的沟通和互动(Cade，2018)，提高信息披露水平，从而缓解各相关利益者之间的信息不对称。“互动易”和“上证e互动”平台的搭建便于投资者随时在平台上向公司发问，而交易所背书的准官方属性使得公司需及时并如实回复这些问题，信息的真实性和及时性得到保障。此外，社交媒体上用户与上市公司的互动行为不仅降低了用户的信息搜集成本，而且提高了用户对信息的即时解读能力(丁慧等，2018)。这有助于进一步提高资本市场上信息的传递效率，降低信息不对称程度。而对于审计师而言，被审计企业信息不对称程度的降低有助于降低审计师面临的审计风险，进而降低审计师预期收取的审计费用。

互动平台的互动也可以通过媒体监督的压力机制和声誉机制来进一步降低信息不对称(孙鲲鹏等，2020；高敬忠等，2021)。网络互动平台上的频繁互动会通过引起其他外部监督力量的关注来发挥公司治理作用(孙鲲鹏等，2020)。高频互动会导致企业的违规行为更容易被监管机构觉察，企业潜在违约成本的提高会抑制公司内部人的不良行为并发挥公司治理作用。此外，互动平台具有市场信息中介的属性，社交网络“多对多”的信息传播机制会进一步强化投资者的舆论监督效应(朱孟楠等，2020)。一旦上市公司发生违规行为，企业的负面信息便会通过信息交互网络迅速扩散，使得企业的声誉受损，从而增加了管理层的违法成本。公众“愤怒成本”上升带来的潜在成本会迫使管理层不得不提高信息的透明度(Ang等，2020；王丹等，2020)。总之，投资者通过网络平台互动以声誉机制与压力机制形成对上市公司的监督，促使企业提高信息披露质量。对于审计师而言，互动平台的互动能够发挥监督治理作用来促使企业提高信息披露质量。这降低了审计师可能面临的审计风险，进而降低了审计收费。

综合上述所言，互动平台的互动可以更有效缓解上市公司和信息使用者的信息不对称水平，从而降低审计师可能面临的审计风险并带来审计师预期的审计费用的减少。基于此，提出如下假设：

H1：社交媒体用户互动性水平的提高有助于降低审计费用。

(二) 文本可读性的调节效应分析

可读性是指文本易于阅读和理解的程度。可读性是文本沟通的基石(Leong等，2002)。文本可读性越差，文本透露的信息越难被读懂就越难反映实质(Li，2008；Klare，1974)。Bloomfield(2015)以实验的方式发现较差的年报可读性会增加报告使用者的信息负担。而文本的可读性较高时，信息接收者越容易理解文本所表达的意思和传递的信息。逯东等(2019)发现可读性较强的财务报告披露有助于提升投资者的信息解读准确性和效率。而反之，使用可读性较低、模糊的表达方式可能表示传递含糊不清的信息、逃避甚至是欺骗。这会让信息使用者怀疑企业发布信息的动机，进而降低沟通信息的有用性(Hirshleifer and Teoh，2003；Klare，1974)。

从审计师的角度来看，在网络互动平台上，公司管理层采用信息使用者难以理解的方式回复提问，容易被信息使用者认为是一种遮掩负面消息的消极行为，进而降低信息的可信度。与之相反，在公司管理层直接、明确回答投资者提问的情况下，该条回复信息的使用者会感知到公司管理层的回复认真、负责且该条信息来源是可信的。因此，回复信息文本的可读性越强，审计师的信息解析成本越低，审计师越不会增加审计投入并执行额外审计程序。综合上述分析，本文认为社交媒体披露文本的可读性降低会增加审计师与企业之间信息的不对称程度，进而增加了审计师对审计风险的感知，从而有可能减弱用户互动与审计收费之间的负向关系。基于此，提出如下假设：

H2：社交媒体发布信息的可读性降低，会削弱用户互动与审计收费之间的负相关关系。

(三) 语言强度的调节效应

语言强度是指信息在语言表达形式上的风格特征。一般语言表达越为肯定或情绪更为强烈，则该文本的语言强度较高(Dillard等，2002)。信息接收者可以从信息的风格特征推断信息源的可信度(Li和Zhan，2011)。一般而言，语言强度的提高会削弱信息接收方对信息源可信度的感知，从而降低信息的说服力(Buller等，1998)。从审计师的角度来看，审计师有责任对收集到的企业财务信息以及非财务信息的可靠性进行识别。秉持职业怀疑态度的审计师会更加警惕语言强度大的回复信息的可靠性。为此，审计师感知的信息风险的增加会促使审计师执行更多审计工作，以将执业风险控制在可接受的水平。综上所述，语言强度降低了审计师对于文本信息的信任程度。出于对信息发布动机的合理怀疑，审计师会在一定程度上增加对审计风险的评估，从而有可能减弱用户互动与审计收费之间的负向关系。基于此，提出如下假设:

H3：社交媒体发布信息的语言强度越强，会削弱用户互动与审计收费之间的负相关关系。

(四) 文本长度调节效应

语言学研究表明，较长的信息可能会降低读者感知信息的清晰度和论据质量(Hamilton和Mineo，2015；Lang和Lundholm，1996)。互动平台上的信息过长可能会分散审计师的注意力，导致审计师无法捕捉到有用的信息，从而降低信息披露的效果，加大审计师的风险感知。审计师为应对感知到的信息风险会加大审计资源的投入，而信息解读成本的提高会提高审计收费。因此，文本长度会减弱用户互动与审计收费之间的负向关系。基于此，提出如下假设:

H4：社交媒体发布信息的文本长度越长，会削弱用户互动与审计收费之间的负相关关系。

三、数据与模型

(一) 样本选择与数据来源

本文研究以“上证e互动”及“互动易”网络互动平台中问答板块数据为基础。由于深交所与上交所分别于2011年与2013年设立了“互动易”和“上证e互动”两个网络互动平台。因此，本文选取沪深两市2014—2020年所有A股上市公司为研究样本，并进行以下处理：(1)考虑到行业特殊性，剔除557个金融保险行业样本；(2)剔除1023个ST、＊ST等上市状态异常的样本；(3)剔除4055个变量数据缺失的样本；(4)对连续变量进行1%的Winsorize处理，剔除极端值。最后获得17490个公司年度样本观测值。其中，互动平台问答板块的数据来自CNRDS数据库，互动文本特征的数据是基于互动平台上的文本信息手工统计计算得到。公司规模、上市公司年龄、第一大股东持股比例、股权制衡度、产权性质、总资产周转率、现金流量比、资产负债率、资产收益率、公司成长性、净利润、是否为“十大”等数据均来自CSMAR数据库。

(二) 变量说明

1.被解释变量。审计费用(LnFee)。本文使用公司年末审计费用的自然对数来衡量审计收费。

2.解释变量。社交媒体用户互动指数(LnAN)。参考李思龙等(2018)、丁慧等(2018)的研究，本文使用互动平台上企业i的年度回复次数加1取自然对数来衡量社交媒体用户互动程度。该指数越高，表示社交媒体的用户互动性越强。

3.调节变量。

(1)可读性指数(Fog)。Klare(1974)总结了自1960年起国外学者提出的约70种测度可读性的方式。但是由于中英文语言之间的差异性较为显著，中文语料无法计算出中文词语音节的长度，因此这些分析方法无法直接适用于中文的文本环境中。考虑到国外通用的可读性的测度指标均将句子平均长度作为文本可读性的一部分，且标点符号能够起到分割文本的作用(Shriberg等，2000)，本文参考陈霄等(2018)，常青青(2020)的研究，采用回复信息的总字数除以句中出现的断句标点符号总数(“。”“！”“？”)来衡量互动平台披露信息的文本可读性。由于人脑处理信息能力有限，一个完整句子中表达信息的词汇越多、每次停顿的间隔越长，信息使用者越难理解文本所传递的信息，可读性越低。

(2)语言强度指数(Intensity)。借鉴Li(2011)以及常青青(2020)的研究，本文使用企业回复内容中出现的感叹号的总个数来度量企业回复的文本信息的语言强度。语言强度指数越大，说明企业回复内容的语言强度越高。

(3)文本长度指数(Length)。同样参考常青青(2020)、丁慧等(2018)的研究，本文使用企业回复内容中的总字数的自然对数来衡量文本长度。

4.控制变量。参考审计收费的相关文献(Simunic，1980；Wu，2020)，选取公司规模(Size)、上市公司年龄(Listage)、第一大股东持股比例(Top1)、股权制衡度(Balance)、产权性质(S O E)、总资产周转率(ATO)、现金流量比(Cfo)、资产负债率(Lev)、资产收益率(ROA)、公司成长性(Growth)、净利润(NP)、是否为“十大”(Big10)共12个变量作为控制变量。具体变量的定义见表1。

表1 变量定义表

(三) 模型说明

为检验H1社交媒体互动对审计师收费的影响，本文使用最小二乘法构建了模型(1)进行检验：

为检验H2至H4，本文构建了模型(2)：

上式中，被解释变量Lnfee是审计费用。解释变量LnAN是互动平台上的问答数的自然对数。Xi,t代表调节变量可读性指数、语言强度指数以及文本长度指数。模型(2)是在模型(1)的基础上依次加入文本的可读性指数、语言强度指数以及文本长度指数与互动平台上的问答数的交互项。

四、实证结果分析与讨论

(一)描述性分析

表2为各变量的描述性统计分析结果。由表3可知，审计费用(LnFee)均值为13.890，标准差为0.658，说明不同样本公司审计收费具有较大差异。企业回复次数取自然对数后的均值为4.235，最小值和最大值分别为0和6.896，说明有一部分上市公司没有回复投资者的提问，各公司间的用户互动行为差异较大。调节变量可读性指数(Fog)均值为15.694，平均叙事文本长度(Length)为3.953，平均文本强度(Intensity)为3.463。控制变量的描述性统计结果基本处于合理范围。

表2 变量描述性统计

表3 相关系数矩阵

(二)相关性分析

表3列示的是各主要变量之间的Pearson相关系数，结果显示，审计费用(LnFee)与社交媒体用户互动指数(LnAN)的相关性系数为-0.053且在1%水平下显著，这说明在控制其他因素不变的情况下，随着互动平台上用户互动程度提高，审计费用降低，初步支持了假设1。此外，控制变量与审计收费之间存在显著的相关性，表明本文选取的控制变量较为合理。另外，模型中方差膨胀因子(VIF)的最大值为3.07，表明模型不存在多重共线性问题。

(三)主假设检验结果

表4列示了社交媒体用户互动与审计收费关系的检验结果。结果显示，社交媒体用户互动指数的系数为-0.028，并在1%的水平上显著，这说明在控制其他可能影响审计收费的相关因素后，社交媒体用户互动对审计收费具有显著的负向影响。就变动幅度上看，每增加1%的社交媒体用户互动指数，审计收费会降低2.8%。综上所述，上市公司在互动平台上回答次数越多，披露信息越多，能显著降低审计师感知的审计风险，进而降低审计收费，H1得到支持。

表4 社交媒体互动与审计收费

(四)文本特征的调节效应

表5列示了互动信息的文本特征对社交媒体用户互动与审计收费关系的调节效应。回归结果显示，社交媒体用户互动指数与可读性指数的交互项(LnAN＊Fog)的回归系数为0.001，并且通过了5%的显著性水平检验。这一结果表明，较低的文本可读性增加了审计师解读文本信息的难度，进一步增加了公司与审计师之间的信息不对称程度，进而增强了审计师对信息风险的感知，从而削弱了社交媒体用户互动与审计收费之间的负向关系。因此，H2得到支持。社交媒体用户互动与语言强度的交互项(LnAN＊Intensity)系数为0.006，并且通过了1%的显著性水平检验，说明较高的语言强度削弱了社交媒体用户互动与审计收费之间的负向关系。过高的语言强度会使信息接收者质疑信息发布者发布信息的动机。此时信息使用者会更加警惕语言强度大的回复信息的可靠性，进而降低对该信息的信任程度，甚至觉得这一信息“无用”。综合而言，语言强度会使审计师对上市公司回复内容失去“信心”，审计师会认为自己没有获得“有用”的新信息，从而负向调节社交媒体用户互动与审计收费之间的关系。因此，H3得到验证。社交媒体用户互动与文本长度的交互项(LnAN＊Length)系数为0.007，且在1%的水平上显著，这一结果表明，较长的文本信息增加了审计师捕捉与处理信息的难度。过长的文本信息使得审计师难以聚焦有用信息，从而增加了审计师与企业之间的信息不对称程度，使得社交媒体用户互动与审计收费之间的负向关系被减弱。因此，H4得到支持。

表5 文本特征对社交媒体用户互动与审计收费关系的调节效应

(五)进一步分析

前文已述及被审计单位的信息不对称程度会影响审计师对审计风险的评估从而影响审计收费。盈余管理和代理成本都是信息不对称程度的体现。因此，下文进一步探究在不同的盈余管理和代理成本水平下，社交媒体用户互动对审计收费的影响。

1.真实盈余管理的调节效应。由于外界难以将真实盈余管理活动和正常的经营活动进行区分，因此相比应计盈余管理，真实盈余管理活动更为隐蔽。当企业的真实管理活动水平越高时，其信息传播效率越低(Kim和Sohn，2013)。真实盈余管理的隐蔽性使得审计师难以收集审计证据并做出审计判断。在此情况下，审计师会更倾向于采用互动平台等第三方信息披露渠道更为间接地收集相关审计证据。这也意味着审计师可能会更为重视互动平台所披露的信息，即互动平台的信息沟通中所披露的相关信息有助于更大程度地降低审计师的审计风险。综合上述分析，在真实盈余管理更严重的公司中，互动平台的信息沟通对降低审计收费的作用更显著。

本研究采用Roychowdhury (2006)的方法计算三个指标来衡量实际活动操纵的水平，包括异常经营活动现金流(AbCFO)、异常产品成本(AbPROD)和异常操控性费用(AbDISEXP)。为了避免三个独立的衡量指标直接相加会抵消一部分真实盈余管理的经济后果，参考Cohen和Zarowin(2010)、Zang(2012)等的研究，使用RM1和RM2两个指标来度量真实盈余管理水平。为进一步检验盈余管理程度对社交媒体互动与审计收费关系的影响，本研究构造互动指数与两个真实盈余管理综合性指标(即RM1和RM2)的交乘项LnAN＊RM1，LnAN＊RM2，并分别纳入回归模型中进行检验。从表6列(1)和列(2)可以看出，LnAN的系数均为负向显著，且互动指数与真实盈余管理综合指标(LnAN＊RM1，LnAN＊RM2)的交乘项也均在10%的统计水平上显著为负，说明真实盈余管理加强了社交媒体互动程度与审计收费之间的负向关系。当公司的盈余管理程度越严重时，审计师将更多从企业的互动式信息披露中获取企业经营状况等方面的信息，这意味着社交媒体互动对审计收费的降低作用会更明显。

表6 盈余管理程度、代理成本对社交媒体用户互动与审计收费关系的调节作用

2.代理成本的调节效应。代理问题是影响信息不对称的重要原因之一，通常代理问题更严重的情况下信息不对称水平也会更高(谭劲松等，2010)。相比其他公司，代理问题严重的上市公司披露的公司特质信息较少。审计师为获取更多的公司特质信息，需要更多地依靠第三方如网络平台。因此在代理问题严重的企业中，互动平台的信息互动对审计收费的负向作用更显著。

参考戴亦一等(2016)的做法，以销售费用和管理费用之和占营业收入的比例VC作为代理成本的代理变量，该值越大表示代理成本越高，并构造互动指标与代理成本的交乘项LnAN＊VC并纳入回归模型中进行检验。从表6列(3)的结果来看，LnAN的系数为-0.030，在1%的水平上显著，而交乘项LnAN＊VC的系数为-0.032，在10%的统计水平上显著，这说明代理成本加强了社交媒体互动与审计收费之间的负向关系。即当公司的代理问题越严重时，审计师越需要通过第三方中介平台获取有关企业经营状况等方面的信息。

(六)稳健性检验

1.改变解释变量测量方法。考虑到问答的有效性，本文采用回复率代替回复数作为上市平台互动水平的替代变量。同时在计算回复率时文章删除了无效信息，具体而言删除了投资者的重复提问以及一些无意义的回复(如谢谢、感谢关注等)。重新测定解释变量后，回归结果如表7列(1)所示，回复率AQ与审计收费LnFee为显著负相关且通过了1%的显著性水平检验，进一步验证了本研究的稳健性。

表7 稳健性检验

2.倾向匹配法(PSM)匹配样本。为排除公司特征差异的遗漏变量问题，本文借鉴张永珅等(2021)的研究，采用倾向匹配法(PSM)匹配样本，然后重新进行回归分析。本文将同行业同年度的企业平台互动程度取平均数，若样本大于平均数取值为1，否则为0；其次，通过psestimate命令筛选模型(1)中能实现最佳拟合效果的协变量的一阶和二阶形式来计算倾向得分，进行一对一最邻近无放回匹配；再次，对匹配结果进行共同支撑假设和平衡性假设检验，检验结果证明了匹配结果能够满足共同支撑假设和平衡性假设；最后，将匹配所得的样本重新进行回归分析，匹配后回归结果如表7列(2)所示，LnAN回归系数为-0.044，且在1%水平上显著相关，表明在考虑了相关的内生性问题之后，本文的研究结论依然稳健。

五、结论与启示

本文以交易所互动问答平台作为切入点，以沪深两市2014—2020年所有A股上市公司为研究样本，研究了社交媒体用户互动程度对审计收费的影响。研究发现公司在网络互动平台上与投资者的互动程度与审计收费显著负相关。将可读性指数、语言强度以及文本长度三个文本特征作为衡量互动质量的指标，检验了互动文本特征对社交媒体用户互动与审计收费的调节效应。研究结果表明，互动内容的可读性的降低、语言强度的增加以及文本长度的提高会削弱用户互动与审计收费之间的负向关系。以上三种文本特征均会增加企业与外部的信息使用者的信息不对称程度，并最终削弱了社交媒体用户互动对审计收费的负向影响。在通过重新定义关键变量、倾向评分匹配等稳健性检验以后，主要结果保持不变。此外，进一步研究表明，在真实盈余管理更严重、代理问题更突出的公司中，社交媒体用户互动性水平的提高对降低审计收费作用更显著。

基于上述研究结果，提出以下政策建议：

1.审计师应明确“互动易”和“上证e互动”网络平台的定位，在审计决策中合理利用互动平台上的互动内容来制订审计计划、提高审计效率。审计师除了通过财报季报等传统信息披露渠道了解上市公司经营情况之外，也要主动通过网络互动平台渠道获取审计证据。此外，互动平台作为中小投资者向企业表达诉求与意见的渠道，审计师也应充分关注中小投资者在互动平台的诉求与情感导向对评估审计风险的影响。

2.上市公司应积极利用互动平台与外部利益相关者进行沟通和互动。上市公司应当充分认知互动平台在信息传播方面的优势，积极使用互动平台与投资者进行有效的信息沟通，实时传递公司相关信息。另外，上市公司在按照市场规则在平台上向投资者充分、详细地传递公司披露事项时，不但要保证内容的真实性和完整性，更要保证披露内容的可读性、客观性与简洁性。

3.借助自媒体时代的技术优势，监管机构应加强现代信息技术在探索与完善企业信息披露渠道上的应用力度，从而不断提升市场信息效率。此外，监管层在对公司互动式披露情况进行考核时，不仅应关注回复数量、回复率等指标，还应关注企业回复内容的文本可读性、文本强度、文本长度等文本质量特征，进一步落实好社交媒体网络媒介对资本市场信息效率的提升作用。