研发文本信息披露与审计费用

【摘要】作为资本市场的重要“看门人”， 审计师能否发现企业研发文本信息披露中蕴含的潜在风险值得探究。本文以2007 ～ 2021年A股上市公司为样本， 考察了研发文本信息披露与审计费用之间的关系。结果表明： 研发文本信息披露与审计费用之间呈U型非线性关系。换言之， 当上市公司研发文本信息披露水平未达到临界值时， 研发文本信息披露水平的提高有助于降低公司审计费用， 一旦超过该临界值则会增加公司审计费用。而媒体关注对二者关系起调节作用， 使U型曲线形态更为陡峭， 拐点左移。进一步研究发现， 研发文本信息披露与审计费用的U型关系与企业的信息披露策略有关， 当企业年报采取异常积极的语调、 具有较高的文本相似度以及进行更详细的信息披露时， 研发文本信息披露与审计费用的U型关系更显著。此外， 审计费用具有信息含量， 能帮助分析师提高预测的准确性。本文的结论为信息使用者深入了解企业的信息披露策略提供了参考， 也为审计师监督职能的落实提供了经验证据。

【关键词】研发文本信息；审计费用；媒体关注；信息披露策略

【中图分类号】F270 " " "【文献标识码】A " " "【文章编号】1004-0994（2024）22-0076-7

一、 引言

习近平总书记在主持召开二十届中央审计委员会第一次会议时强调， 审计是党和国家监督体系的重要组成部分。作为独立的第三方监督机构， 审计机构承担着评估企业信息披露质量和可靠性的重要责任， 通过审核和评估企业披露信息的真实性、 准确性和合规性， 提供客观的评价和意见， 帮助投资者了解企业的研发活动情况， 进而为投资者做出决策提供可靠的参考依据。

在全面注册制实施背景下， 研发文本信息披露扮演着重要的角色。企业通过发布具有独特性、 前瞻性和吸引力的创新文本信息来吸引投资者关注， 提升投资者对企业的认可度以获得资金支持。然而， 研发文本信息的不实披露会使投资者无法准确评估企业创新活动的市场价值和风险， 造成投资决策失误， 损害投资者利益并降低投资者信心， 长此以往还会对资本市场产生不良影响。根据2022年英国特许公认会计师公会（ACCA）和格拉斯哥大学的调研报告， 其研究的样本中约有53%的企业存在研发投入少却大量披露研发文本信息的现象。

现有研究对研发文本信息披露与审计师行为关系的观点存在分歧。一方面， 作为财务信息的补充和说明， 非财务信息披露具有信息增量动机， 研发文本信息披露可以提供研发活动的文字信息说明， 加深审计师对企业研发活动的认知和了解， 进而减少其对企业不确定性和风险进行评估的工作量（Bicudo等，2019 ；牛彪等，2024；刘珍瑜等，2024；王雄元等，2018）。另一方面， 企业的非财务信息披露具有信息操纵动机， 研发活动所具有的专业性和复杂性， 以及企业在披露文本信息时所具有的自由裁量权等特征， 使得研发文本信息披露容易沦为企业信息操纵动机下的策略性行为（Yu和Lee，2023；Yu等，2022）， 进而需要审计师花费更多时间和精力进行鉴证。因此， 尽管研发文本信息披露必然会对审计师行为产生影响， 但研发文本信息披露与审计费用之间是单纯的递增或递减关系还是非线性的曲线关系， 值得商榷。

相较于现有文献， 本文可能的贡献在于： 第一， 现有文献大多单独探究了文本信息披露的增量动机或操纵动机， 而忽视了两种动机共存的现象。本文从U型曲线关系视角对研发文本信息披露与审计费用的关系进行探究， 发现研发文本信息披露水平的不同会对审计工作投入和审计风险感知产生不同的影响， 进而使得审计费用随着研发文本信息披露水平的提升先下降后上升， 丰富了审计费用影响因素的相关研究。第二， 现有文献多从外部投资者、 分析师和竞争者视角对企业研发文本信息披露的经济后果展开研究， 忽视了审计师作为重要的外部信息使用者， 也会受到企业研发文本信息披露的影响。因此， 本文的研究完善了研发文本信息披露经济后果的相关研究。第三， 本研究为“审计费用具有信息含量且能够发挥信号传递作用”的观点提供了理论支持。审计师通过对被审计企业的长期跟踪和全方位观测， 对被审计企业的经营状况有着更为深入全面的了解， 因此， 审计费用可以作为审计师向外界传递的一种有效信号， 帮助信息使用者更真实地了解被审计企业的风险。

二、 文献综述和假设提出

（一） 文献综述

1. 研发文本信息披露。研发文本信息作为财务报表的补充具有信息含量， 有助于缓解信息不对称（Feng等，2022）、 提高分析师预测准确性（李岩琼和姚颐，2020；Liu等，2023）， 进而对投资者和分析师行为产生显著影响（倪筱楠等，2021；Merkley，2014）， 比如上市公司披露的研发文本信息篇幅越短、 可读性越好、 异质性越低， 投资者对公司未预期盈余的市场反应就越大（张娟和黄志忠，2020）。但是， 由于上市公司在披露研发文本信息时具有较大的自由裁量权， 向外界披露研发文本信息可能只是企业的一种商业策略行为（Yu等，2022）。因此， 理论界将企业文本信息披露动机分为信息增量动机和信息操纵动机（Yu和Lee，2023）。

2. 审计费用影响因素。审计费用作为一种代理成本或契约成本， 与审计成本和审计风险有关。针对高风险客户和复杂业务， 审计师通常收取更高的审计溢价（Johnstone和Bedard，2001）。但如果客户本身的财务报告质量较高， 那么审计师收费也将较低（Charles等，2010；Lee，2012）。对于非财务信息对审计行为的影响研究， 理论界存在不同观点。

部分学者认为， 非财务信息作为财务信息的补充和说明， 可以提供更全面、 准确的信息基础， 从而降低企业的审计费用（牛彪等，2024；刘珍瑜等，2024）。比如， 企业年报中新增的风险信息披露可以通过减少审计工作程序来降低审计费用（王雄元等，2018）。审计师还可以通过系统地评估和确定信息披露的语言属性来强化其审计风险评估实践。若公司年报信息披露使用乐观语调， 审计师则有可能降低对其审计风险的评级从而减少审计收费。还有部分学者认为， 非财务信息披露所提供的额外信息， 可能涉及复杂的创新业务、 战略规划等方面， 若要准确评估这些非财务信息的可靠性和准确性以确定其对财务报表的影响， 不仅需要审计师花费更多的时间、 资源来理解和评估， 还可能需要配备更高水平专业知识和技能的审计师， 因此审计工作量和能力需求的增加提高了审计师的审计收费（张俊瑞等，2023）。比如， 年报中前瞻性环境信息披露虽然对外释放了绿色信号， 却因“傍绿”嫌疑的存在而使得审计师的审计风险和成本大幅提高并最终增加了审计费用（何春燕和郑义，2023 ）。此外， 企业在年度报告中使用异常的积极语气（Teng和Han，2023）、 诉讼语气（Malik等，2022）以及难以阅读的披露方式（Abernathy等，2019；Cho等，2022）都会显著提高企业的审计费用。

综上所述， 关于研发文本信息披露影响审计师行为的经验研究较为缺乏， 且鲜有文献探讨非财务信息披露与审计费用之间的非线性关系。基于此， 本文尝试从信息增量动机和信息操纵动机两个方面出发， 对研发文本信息披露与审计费用的非线性关系进行探讨。

（二） 假设提出

1. 研发文本信息披露与审计费用。由审计费用定价模型可知， 审计费用主要受审计工作投入和审计风险感知影响（牛彪等，2024）。如果被审计企业的业务复杂且专业性较强， 会计师事务所不仅需要付出更多的人力成本和时间成本， 也需要提高对审计师学历及能力的要求以应对复杂专业的业务。如果被审计企业的业务风险水平较高， 即使审计师不故意发表不准确的审计意见， 也会受到被审计企业的牵连， 因此， 当审计师感知到企业风险水平较高时， 为了弥补可能因审计失败带来被牵连风险所造成的损失， 审计师将收取额外的费用作为溢价补偿。

理论界对于企业非财务信息披露存在信息增量动机观和信息操纵动机观之分。信息增量动机观认为： 一方面， 由于企业与外部信息使用者之间存在信息不对称， 相较于外部投资者， 企业内部管理者掌握了更多的研发活动信息， 但财务报表及附注中的研发投入金额只能简单展示企业研发投入的金额， 并不能很好地对企业研发方向、 项目进展及未来规划等叙述性内容进行说明， 而年报中披露的研发文本信息可以对研发投入金额进行补充和说明。因此， 企业披露的研发文本信息可以提供有用的增量信息（Feng等，2022）， 帮助审计师更好地了解企业的研发活动情况， 减少审计师对财务信息的验证工作（王雄元等，2018）， 降低审计师工作投入。另一方面， 研发信息往往是外部利益相关者较为关心的重要话题， 因而披露较多研发信息的企业往往更容易受到投资者及监管机构的监督， 例如， 非控股大股东以直接监督和退出威胁的方式进行监督（Edmans和Manso，2011）， 媒体报道以舆论压力和声誉机制的方式进行监督（郑志刚，2007）。在投资者和媒体等外部主体协同治理的作用下， 审计师对企业的审计风险感知水平降低， 从而降低对被审计企业的审计收费。

信息操纵动机观则认为： 一方面， 企业具有披露“热点”信息以进行策略性炒作的嫌疑（赵璨等，2020）， 因而企业大量披露研发文本信息背后潜藏了“炒热点”的动机， 偏离实际的研发文本信息也势必促使审计师增加额外的审计程序测试， 以验证信息的真实性、 可靠性。通常研发文本信息包括研发项目的费用、 人员成本、 外包费用等详细的研发支出信息， 因此， 为了验证研发支出是否符合规定， 审计师不得不审查和核实企业财务记录、 合同和支出凭证， 或与项目团队负责人沟通交流甚至进行实地考察， 这极大地提高了审计师工作的复杂性和投入成本。另一方面， 研发文本信息披露引发的过高市场关注也会给审计师造成较大的声誉压力。作为监督机构， 审计师承担着评估企业信息披露质量的重要责任， 一旦被审计企业出现负面事件， 审计师将面临较大的诉讼风险， 进而对自身及所属会计师事务所的声誉产生负面影响。因此， 随着企业披露研发文本信息的增加， 审计师的风险感知水平也会提高， 为了弥补审计投入成本和审计风险溢价， 审计师倾向于提高对被审计企业的审计收费。

综上可知， 研发文本信息中存在的信息增量动机和信息操纵动机均会对审计师收费产生影响， 但是， 在不同的研发文本信息披露水平下， 占主导地位的信息披露动机不同。

当研发文本信息披露水平较低时， 投资者和其他利益相关者无法获取足够的信息来评估企业的研发实力和未来发展前景。为了获得更多利益相关者的信任， 减少因信息不对称所导致的信任风险， 企业倾向于通过提供更多真实和有益的信息来提高信息透明度， 并展示其在技术创新和发展方面的优势， 而非操纵信息以短期获利， 此时， 企业的信息增量动机占主导地位。在此情形下， 研发文本信息披露水平的提高会促使审计费用下降。但是， 研发文本信息披露对审计师工作投入和风险感知的影响存在上限， 研发文本信息披露降低审计费用的边际作用会逐渐减弱。一旦研发文本信息披露水平超过正常水平， 企业就容易通过夸大正面消息来进行策略性信息管理（赵璨等，2020）， 此时， 企业操纵信息来管理市场预期的可能性较大， 信息操纵动机占主导地位。因此， 当研发文本信息披露处于较低水平时， 企业的信息增量动机要大于信息操纵动机， 披露的研发文本信息能够降低审计费用。一旦研发文本信息披露水平超出一定限度之后， 企业的信息操纵动机会大于信息增量动机， 披露的研发文本信息反而会增加审计费用。据此， 本文提出如下假设：

H1： 审计费用会随着研发信息披露水平的提高先降低后升高， 二者间存在 U 型曲线关系。

2. 媒体关注的调节作用。外部媒体是影响企业内部行为的重要因素（Dyck等，2008）。当企业研发文本信息披露水平较低时， 媒体关注的信息推广作用会增加公众对企业研发活动的关注和讨论， 为了避免负面舆论产生消极影响（Zaman等，2018）， 企业信息增量动机会增加， 也更倾向于提供准确的研发信息以提高信息透明度并展示其诚信。因此， 在拐点左侧， 媒体关注会导致企业信息增量动机占比提升， 从而降低审计师工作投入和风险感知水平， 使得曲线下降速度加快。当研发文本信息披露水平较高时， 媒体作为上市公司信息的挖掘者和传播者， 能够对上市公司策略性披露研发文本信息的操纵动机起到威慑作用， 而媒体报道引发的分析师跟踪则进一步抑制了企业的信息操纵动机（周开国等，2014）。但是， 因为管理层在披露文本信息时具有较大的自由裁量权， 且目前对于文本信息的披露没有明确的监管要求， 所以媒体关注对企业信息操纵动机的抑制作用有限。此外， 在媒体关注度较高的情况下， 审计师面临的诉讼风险会加大， 审计失败对其自身及所属会计师事务所声誉的负面影响也将更为明显。因此， 当研发文本信息披露水平超出一定限度之后， 尽管媒体关注下企业利用研发文本信息的操纵动机会有所减弱， 但审计师的风险防范意识会更强， 使得拐点右侧曲线上升速度加快， 曲线形态更为陡峭。

综上， 媒体关注在影响信息增量动机和信息操纵动机方面发挥着重要作用， 能够对研发文本信息与审计费用的U型曲线关系产生调节作用。在低披露水平下， 媒体关注度的提高促使企业更早地提高信息披露水平， 原本需要更高的披露水平才能达到的审计费用下降点（拐点）会提前到来。而在高披露水平下， 媒体的监督作用抑制了信息操纵动机， 使得企业在较低的披露水平下就能达到较高的信息透明度和诚信度， 审计费用上升的拐点也会提前到来， 使得曲线左移。此外， 随着拐点左侧的曲线下降速度加快， 拐点右侧的曲线上升速度减慢， 曲线形态更为陡峭。据此， 提出如下假设：

H2： 媒体关注能够对研发文本信息披露与审计费用的 U 型曲线关系产生调节效应， 使曲线拐点左移， 形态更陡峭。

三、 研究设计

（一） 样本选择与数据来源

研发文本信息披露数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）， 其他数据来自CSMAR数据库。本文以2007 ～ 2021年A股上市公司为研究样本， 并对数据进行以下处理： 剔除ST及被退市企业； 剔除金融行业企业； 剔除资不抵债的企业； 对所有连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理。

（二） 主要变量定义

1. 研发文本信息披露。研发文本信息披露（RD_text）为解释变量， 根据研发活动文本信息的关键词法构建。本文使用年报中研发活动文本信息披露关键词总数的自然对数衡量研发文本信息披露（RD_text）。根据CNRDS相关数据可知， 研发活动文本信息的关键词主要有“设计”“实验”“预研”“研制”“研发”“资本化”“新项目”“软件”“Ramp;D”“新业务”“试验”“开发”“创造”“科研”“技术”“研究”“新产品”“工艺”“知识产权”“实用新型”“发明”“创新”“科技投入”“科技成果”“专利”。

2. 审计费用。审计费用（A_fee）为被解释变量。参考牛彪等（2024）的做法， 用上市公司年报审计费用的自然对数衡量审计费用（A_fee）。

3. 调节变量。媒体关注（M）为调节变量， 主要用媒体对企业新闻报道数量的自然对数进行测度， 媒体对企业的报道数量越多， 表明企业所受的外部关注度越高。

4. 控制变量。根据已有相关文献， 本文从公司基本财务特征、 公司治理特征及外部审计特征等维度选择控制变量。具体变量定义如表1所示。

（三） 模型构建

为验证前文的研究假设， 本文拟构建模型（1）检验H1， 构建模型（2）检验H2。如果H1成立， 则预期β1显著为负， β2显著为正。如果H2成立， 则预期δ1显著为负， δ2显著为正， 同时δ3显著为负， δ4显著为正。

A_feei，t=β0+β1RD_texti，t+β2RD_text2i，t+

controlsi，t+ind+year+εi，t " （1）

A_feei，t=δ0+δ1RD_texti，t+δ2RD_text2i，t+δ3M×

RD_texti，t+δ4M×RD_text2i，t+δ5M+controlsi，t+ind+

year+εi，t （2）

其中： M为媒体关注； controlsi，t为系列控制变量； εi，t为残差项； i，t分别表示企业和时间。同时， 在回归中控制行业（ind）、 年份（year）固定效应。

四、 实证分析

（一） 描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。表2显示， 审计费用（A_fee）的均值为13.8， 最小值为12.43， 最大值为16.23， 标准差为0.721， 说明审计师对不同上市公司收取的审计费用存在较大差异。研发文本信息披露（RD_text）的均值为6.11， 标准差为0.652， 最小值和最大值分别为4.331、 7.477， 即上市公司披露研发文本信息词频总数最少为76次（e的4.331次方）， 最多为1766次（e的7.477次方）， 表明不同上市公司披露的研发文本信息量差异较大。其他变量相关数据与已有文献基本一致。

（二） 主效应模型回归分析

表3列（1）为模型（1）的回归结果。其中： 研发文本信息披露与审计费用的相关系数β1为-0.257， 在1%的水平上显著， β2为0.026， 在1%的水平上显著。 通过计算可以发现， 研发文本信息披露与审计费用的拐点为-β1/（2β2）=0.257/（2×0.026）=4.94， 意味着当企业研发文本信息披露频次低于e4.94=140次时， 研发文本信息披露水平的提高会降低其审计费用； 而当企业研发文本信息披露频次超过140次时， 研发文本信息披露水平的提高反而会提高审计费用， 初步验证了企业研发文本信息披露与审计费用间存在非线性关系。

接下来， 参考Lind和Mehlum（2010）提出的三步法检验U型曲线关系。第一步， 判断系数符号。模型（1）中β1显著为负， β2显著为正， 满足条件一。第二步， 判断曲线两个端点的斜率是否陡峭。根据模型（1）对RD_text求一阶导数得到曲线斜率A_fee'［见模型（3）］， 代入RD_text的最大值和最小值可求出A_fee'max=-0.257+2×0.026×7.477=0.132， A_fee'min=-0.257+2×0.026×4.331=-0.032， 满足条件二。第三步， 判断拐点是否在RD_text的区间范围内。前面已经计算出拐点为4.94， 在［4.331，7.477］的区间范围内， 满足条件三。因此， 研发文本信息披露与审计费用之间的U型曲线关系得到验证， H1成立。

A_fee'=β1+2β2RD_text " " " " " " " " " " " （3）

表3列（2）为模型（2）的回归结果， 其中， 研发文本信息披露与审计费用的回归系数δ1为-0.155， 在5%的水平上显著， δ2为0.019， 在1%的水平上显著。同时， 媒体关注与研发文本信息披露的交互项（M×RD_text）的回归系数δ3为-0.001， 在1%的水平上显著， 媒体关注与研发文本信息披露平方的交互项（M×RD_text2）的回归系数δ4在1%的水平上显著。以上回归结果表明， 媒体关注对研发文本信息披露与审计费用的U型曲线关系起到了调节作用。

参考Haans等（2016）的方法检验调节变量。首先， 考察调节变量对曲线形态的影响。由前文可知， 令二次函数的一阶导数等于0计算得到的解释变量的值即为曲线的拐点。构建模型（4）对RD_text求一阶导数后得到模型（5）， 进一步对RD_text求二阶导数可求得顶点曲率K［见模型（6）］， 而调节变量对曲线的影响则根据K对M求偏导得到。在模型（7）中， 由于δ4显著为正， 当调节变量M越大时， 顶点曲率越大， 曲线越陡峭。其次， 考察调节变量对曲线拐点的影响。令模型（5）中A_fee'等于0即可求出曲线拐点［见模型（8）］， 为了研究调节变量M对RD_text∗的影响， 可以将RD_text∗对M进一步求偏导， 见模型（9）。由于δ1δ4-δ2δ3的值为-0.000008， 说明当媒体关注度更高时， 研发文本信息披露与审计费用U型关系曲线的拐点发生了左移， H2成立。

A_fee=δ0+（δ1+δ3M）RD_text+（δ2+δ4M）×

RD_text2+δ5M （4）

A_fee'=δ1+δ3M+2（δ2+δ4M）RD_text " "（5）

K=A_fee''=2（δ2+δ4M） " （6）

∂K/∂M=2δ4 " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （7）

RD_text∗=-（δ1+δ3M）/［2（δ2+δ4M）］ " " " " （8）

∂RD_text∗/∂M=（δ1δ4-δ2δ3）/［2（δ2+δ4M）2］ " " （9）

（三） 内生性及稳健性检验

1. Heckman两阶段检验。考虑到企业研发文本信息披露过程中可能存在样本选择偏误， 以及可能同时影响企业研发信息披露和审计费用等而造成内生性问题， 本文采用 Heckman两阶段回归模型进行内生性检验。第一阶段以研发文本信息披露概率（dum_RD_text）为被解释变量进行 Probit模型检验， 求出IMR， 第二阶段将 IMR代入原模型进行检验， 回归结果如表 4所示。表4列（2）显示IMR的系数为0.242， 在5%的水平上显著， 表明确实在一定程度上存在样本选择偏误， 而经Heckman两阶段回归纠正后， RD_text的系数在1%的水平上显著为负， RD_text2的系数在1%的水平上显著为正。表明在消除样本选择偏误的影响后， 二者之间的U型关系依然成立。

2.替换解释变量。为了增强研究结论的可靠性， 借鉴李岩琼和姚颐（2020）构建的创新活动关键词词典， 重新构建RD_text变量并对模型（1）进行回归， 结果见表4列（3）。RD_text的系数在1%的水平上显著为负， RD_text2的系数在1%的水平上显著为正。表明在替换解释变量后， 二者的U型关系依然成立。

3. 改变样本区间。为了减轻样本区间不同对研究结论稳健性的影响， 本文分别剔除2015年股灾期间样本和信息技术服务业样本后重新进行回归， 结果见表4列（4）和列（5）。RD_text的系数均在1%的水平上显著为负， RD_text2的系数均在1%的水平上显著为正。回归结果表明， 前文结论不受样本区间的影响， 具有稳健性。

五、 进一步分析

（一） 分组检验

管理层对文本信息披露方式具有较大的自由裁量权， 文本信息操纵的低成本和难以验证性， 使得管理层倾向于在年报中操纵文本信息以促成良好的市场反应。由于信息披露方式不同会对审计师工作投入和风险感知造成影响， 因此， 本文从企业信息披露异常积极语调、 文本相似度和文本详细程度三个方面， 考察前文结论是否因管理层策略性信息披露方式不同而存在差异。

首先， 参考林晚发等（2022）的做法， 根据模型（10）将当期异常积极语调从管理层信息披露语调中分离出来， 定义为Atone， 然后根据异常积极语调的行业年度中位值， 将样本企业分为异常积极语调较大组（More_Atone）和异常积极语调较小组（Less_Atone）。其次， 参考钱爱民和朱大鹏（2020）的做法， 根据余弦相似度计算出企业当期年报与上期年报的文本相似度， 并按照文本相似度行业年度中位值， 将样本企业分为文本相似度较大组（High_sim）和文本相似度较小组（Low_sim）。最后， 参考熊浩和钱润红（2022）的做法， 计算出企业年报文本总字数， 然后根据文本总字数行业年度中位值， 将样本企业分为文本详细程度较高组（More_detail）和文本详细程度较低组（Less_detail）。

Tonei，t=α+β0Roai，t+β1Sizei，t+β2MVi，t+β3Reti，t+

β4Std_Reti，t+β5Agei，t+β6Lossi，t+β7△Roai，t+

β8Std_Roai，t+εi，t " （10）

其中： Tone为管理层语调， 定义为（年报正面词汇-年报负面词汇）/（年报正面词汇+年报负面词汇）； Roa为净利润与总资产之比； Size为总资产的自然对数； MV为年末市值的对数； Ret为12个月的股票持有到期收益率； Std_Ret为一年中个股每月收益率的标准差； Age为上市年限加1的自然对数； Loss为0-1虚拟变量， 若当年净利润小于上一年取1， 否则取0； △Roa为当期与上期Roa之差； Std_Roa为过去五年Roa的标准差； 公式残差项ε即为异常积极语调（Atone）。

表5列（1）、 列（3）和列（5）显示， RD_text的系数均在1%的水平上显著为负， RD_text2的系数均在1%的水平上显著为正； 而列（2）、 列（4）和列（6）显示， RD_text的系数并不显著。上述结果表明， 当管理层采取策略性方式披露信息时， 即管理层采用异常积极语调、 文本相似度较高且文本详细程度较高的披露方式时， 研发文本信息披露与审计费用的U型关系更显著。

（二） 审计费用的信号传递作用

审计师通过对被审计企业的长期跟踪和全方位的观测， 对被审计企业的经营状况有着更为深入全面的了解， 因而审计师行为是外部利益相关者获取企业信息的重要渠道（Hu等，2023）。那么， 审计费用是否对分析师等外部信息使用者起到信号传递的作用呢？对此， 本文构建模型（11）进一步对审计费用的信号传递作用进行探究。模型（11）中， Ferror为分析师预测准确性， 参考王爱群和王婧怡（2021）的做法， 以分析师的盈余预测与实际情况的平均偏离程度来衡量， Ferror的值越大表明分析师预测准确性越高。

Ferrori，t=ϕ0+ϕ1RD_texti，t+ϕ2RD_texti，t×A_feei，t+

ϕ3A_feei，t+controlsi，t+ind+year+εi，t （11）

回归结果见表6， 研发文本信息披露与分析师预测的相关系数为-2.724， 在10%的水平上显著， 而A_fee×RD_text的系数为0.195， 在10%的水平上显著， 表明审计费用缓解了研发文本信息披露对分析师预测准确性的负向影响， 即审计师的收费行为提高了分析师预测的准确性， 验证了审计费用的信号传递作用。

六、 结论与启示

本文以2007 ～ 2021年A股上市公司样本数据检验研发文本信息披露对审计费用的影响， 发现上市公司在进行研发文本信息披露时存在信息增量动机和信息操纵动机， 从而使研发文本信息披露与审计费用间呈U型非线性关系， 且媒体关注对研发文本信息披露与审计费用的U型关系起调节作用， 使曲线形态更为陡峭， 拐点左移。进一步分析发现， 当管理者对文本信息采用策略性披露方式时， 如使用异常积极的语调、 较高的文本相似度以及更详细的信息披露， 研发文本信息披露与审计费用的U型关系更为明显。此外， 审计费用有助于提高分析师预测的准确性， 证实了审计费用具有信号传递作用。

本研究为企业、 审计师和信息使用者提供了有益借鉴：

第一， 企业应意识到过量的研发文本信息披露反而会导致审计费用的增加。因此， 在制定信息披露策略时， 企业应权衡信息披露的详细程度和成本效益， 确保信息披露的真实性和可靠性， 并控制审计费用的增长。此外， 企业还应意识到研发文本信息披露对审计费用的提升作用受到管理层信息披露策略的影响， 因此， 企业应规范文本信息的披露， 为信息使用者提供真实信息以降低信息不对称水平。

第二， 审计师应意识到作为资本市场的重要监督者， 其审计行为具有信号传递作用， 能提高分析师预测准确性， 进而成为外部利益相关者获取信息的重要渠道， 因而审计师应严格按照审计准则和规范进行审计， 确保财务信息的真实性和可靠性。此外， 审计师还应保持对行业和审计领域的持续学习， 通过不断提升自身的专业知识和技能， 提高审计质量， 为信息使用者提供更有价值的信息。

第三， 政策制定者可以进一步规范和完善企业研发文本信息披露制度， 敦促不同行业制定符合行业特征的研发文本信息披露模板， 提高信息披露的真实性和可靠性。而投资者应充分挖掘审计收费的内涵信息， 注意审计费用的信号传递作用， 以更加精准、 可靠地提炼与分析企业数据。

【 主 要 参 考 文 献 】

何春燕，郑义．前瞻性环境信息披露与审计费用［ J］．财会月刊，2023（24）：107 ～ 113．

李岩琼，姚颐．研发文本信息：真的多说无益吗？——基于分析师预测的文本分析［ J］．会计研究，2020（2）：26 ～ 42．

林晚发，赵仲匡，宋敏．管理层讨论与分析的语调操纵及其债券市场反应［ J］．管理世界，2022（1）：164 ～ 180．

刘珍瑜，李璇，刘浩．季度经营信息披露与审计收费——非财务信息披露监管创新的溢出效应研究［ J］．外国经济与管理，2024（5）：104 ～ 119．

倪筱楠，王明先，温佳瑜．研发活动文本信息披露缓解了融资约束吗［ J］．财会月刊，2021（24）：75 ～ 82．

牛彪，于翔，苑泽明等．数据资产信息披露与审计师定价策略［ J］．当代财经，2024（2）：154 ～ 164．

钱爱民，朱大鹏．财务报告文本相似度与违规处罚——基于文本分析的经验证据［ J］．会计研究，2020（9）：44 ～ 58．

王爱群，王婧怡．社会化媒体对分析师行为的影响——以东方财富股吧讨论为例［ J］．经济问题，2021（12）：112 ～ 119．

王雄元，高曦，何捷．年报风险信息披露与审计费用——基于文本余弦相似度视角［ J］．审计研究，2018（5）：98 ～ 104．

熊浩，钱润红．年报篇幅与股价崩盘风险：信息冗余还是信息传递［ J］．中南财经政法大学学报，2022（1）：26 ～ 37．

张娟，黄志忠．公司盈余、研发文本信息披露与市场反应——基于我国创业板上市公司的实证分析［ J］．山西财经大学学报，2020（6）：112 ～ 126．

张俊瑞，危雁麟，尹兴强等．企业数据资源信息披露影响审计收费吗？——基于文本分析的经验证据［ J］．审计研究，2023（3）：60 ～ 71．

赵璨，陈仕华，曹伟．“互联网+”信息披露：实质性陈述还是策略性炒作——基于股价崩盘风险的证据［ J］．中国工业经济，2020（3）：174 ～ 192．

郑志刚．法律外制度的公司治理角色—— 一个文献综述［ J］．管理世界，2007（9）：136 ～ 147+159．

周开国，应千伟，陈晓娴．媒体关注度、分析师关注度与盈余预测准确度［ J］．金融研究，2014（2）：139 ～ 152．

Abernathy J. L.， Guo F.， Kubick T. R.， et al.. Financial statement footnote readability and corporate audit outcomes［ J］．Auditing： A Journal of Practice amp; Theory，2019（2）：1 ～ 26．

Bicudo de Castro V.， Gul F. A.， Muttakin M. B.，et al.. Optimistic tone and audit fees： Some Australian evidence［ J］．International Journal of Auditing，2019（2）：352 ～ 364．

Charles S. L.， Glover S. M.， Sharp N. Y.. The association between financial reporting risk and audit fees before and after the historic events surrounding SOX［ J］．Auditing： A Journal of Practice amp; Theory，2010（1）：15 ～ 39．

Cho M.， Hyeon J.， Jung T.， et al.. Audit pricing of hard-to-read annual reports［ J］．Asia-Pacific Journal of Accounting amp; Economics，2022（2）：547 ～ 572．

Dyck A.， Volchkova N.， Zingales L.. The corporate governance role of the media： Evidence from Russia［ J］．The Journal of Finance，2008（3）：1093 ～ 1135．

Edmans A.， Manso G.. Governance through trading and intervention： A theory of multiple blockholders［ J］．The Review of Financial Studies，2011（7）：2395 ～ 2428．

Haans R. F. J.， Pieters C.， He Z. L.. Thinking about U： Theorizing and testing U-and inverted U-shaped relationships in strategy research［ J］．Strategic Management Journal，2016（7）：1177 ～ 1195．

Hu Z.， Li Y.， Lin B.， et al.. The impact of key audit matter reporting on analyst forecast accuracy and forecast dispersion： Evidence from Chinese listed firms［ J］．Managerial Auditing Journal，2023（3）：288 ～ 313．

Johnstone K. M.， Bedard J. C.. Engagement planning， bid pricing， and client response in the market for initial attest engagements［ J］．The Accounting Review，2001（2）：199 ～ 220．

Lee H.. Incentive contracts and time pressure on audit judgment performance［ J］．Managerial Auditing Journal，2012（3）：263 ～ 283．

Liu B.， Huang D.， Chen T.， et al.. Mandatory Ramp;D disclosure and analyst forecast accuracy： Evidence from an emerging market［ J］．Journal of Contemporary Accounting amp; Economics，2023（3）：100366．

Malik M. F.， Shan Y. G.， Tong J. Y.. Do auditors price litigious tone？［ J］．Accounting amp; Finance，2022（62）：1715 ～ 1760．

Merkley K. J.. Narrative disclosure and earnings performance： Evidence from Ramp;D disclosures［ J］．The Accounting Review，2014（2）：725 ～ 757．

Teng Z. L.， Han J.. Audit fees， audit report lag and abnormal tone：evidence from China［ J］．Managerial Auditing Journal，2023（2）：186 ～ 205．

Yu J.， Lee J. M.， Kim Y.. Effects of voluntary Ramp;D disclosure on business performance： Empirical evidence from Korean manufacturing firms［ J］．Asian Journal of Technology Innovation，2022（2）：295 ～ 312．

Yu Y.， Lee Y. T.. Can inquiry letters make Ramp;D information pricing more effective？ Evidence from China［ J］．Emerging Markets Finance and Trade，2023（8）：2747 ～ 2774．

Zaman R.， Bahadar S.， Kayani U. N.， et al.. Role of media and independent directors in corporate transparency and disclosure： Evidence from an emerging economy［ J］．Corporate Governance： The International Journal of Business in Society，2018（5）：858 ～ 885．