康 鑫（博士生導(dǎo)師），周海萍

一、引言

審計對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展目標至關(guān)重要，受到資本市場的持續(xù)關(guān)注。獨立的外部審計主要發(fā)揮兩方面的作用：其一是提高信息質(zhì)量。審計師運用其專業(yè)能力可以較為準確地鑒證財務(wù)報告，降低財務(wù)報表重述概率[1]，提升公司所披露信息的可信度[2]，幫助公司吸引更多市場投資者，擴大公司發(fā)展規(guī)模。其二是有效監(jiān)督管理層[3]。審計師有能力、有動機識別管理層的機會主義行為，積極主動報告管理層的不當行為，約束道德風險和解決逆向選擇問題，避免代理成本的發(fā)生。不同會計師事務(wù)所提供的審計服務(wù)質(zhì)量水平不同，高質(zhì)量的審計服務(wù)不僅表明審計師具備更專業(yè)的審計能力，還意味著會計師事務(wù)所獨立性更強，不易受單個公司影響，進而能更好地發(fā)揮信息鑒證和監(jiān)督治理作用。但是，公司享受高質(zhì)量審計服務(wù)的同時也需要支付高昂的審計費用。因此，公司是否選擇高質(zhì)量的審計服務(wù)，應(yīng)結(jié)合自身經(jīng)營狀況和發(fā)展愿景，綜合考慮內(nèi)外部因素的影響。

大量研究表明，信息披露能夠緩解資本市場的信息不對稱，對外部利益相關(guān)者的決策至關(guān)重要，特別是年度財務(wù)報告（簡稱“年報”）的披露通常會引起市場波動。近年來，隨著上市公司的信息披露逐漸規(guī)范以及計算機挖掘文本信息的技術(shù)日益精進，預(yù)期信息使用者獲取用于決策的信息時，不再只關(guān)注公司披露的反映財務(wù)狀況、經(jīng)營成果以及現(xiàn)金流量等傳統(tǒng)定量財務(wù)信息，還會認真剖析公司披露的管理層工作總結(jié)以及公司未來規(guī)劃等包含情感語調(diào)的定性文本信息。相對于定量財務(wù)信息，文本語調(diào)信息具有信息含量大、表達形式豐富、披露途徑多樣等特點[4]。已有研究表明，公司披露文本語調(diào)信息可以向外界提供增量信息[5]，且具有一定可信度，降低內(nèi)外信息不對稱程度，有助于利益相關(guān)者做出正確的決策[6]。然而，部分研究表明，管理層很可能出于自利欲望操縱文本語調(diào)方向，誤導(dǎo)投資者決策[7]，便于其謀取私利。曾慶生等[4]指出，年報文本語調(diào)的積極性與信息披露不久后管理層拋售本公司股票數(shù)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明上市公司管理層存在年報文本語調(diào)操縱行為，從而加劇委托代理沖突。由此可見，上市公司披露的文本語調(diào)信息可能對公司的審計服務(wù)選擇產(chǎn)生重要影響，而文本語調(diào)與公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間存在何種關(guān)系？它們之間的關(guān)系受何種因素的影響？在公司內(nèi)外部環(huán)境影響下，兩者的關(guān)系是否會發(fā)生變化？這些問題值得深入探究。

基于此，本文以我國A股非金融保險類公司2016～2020年年報文本信息為基礎(chǔ)，從公司信息質(zhì)量和股東—管理層代理沖突視角出發(fā)，研究上市公司年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間的關(guān)系，并探究市場融券背景下兩者關(guān)系的變化。本文的可能貢獻如下：第一，基于年報文本語調(diào)這一獨特視角，嘗試對公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求的影響因素做出補充?，F(xiàn)有文獻主要圍繞董事特征[8，9]、高管特征[10，11]、大股東股權(quán)質(zhì)押[12]、公司戰(zhàn)略差異度[13]、企業(yè)金融化[14]以及公司外部環(huán)境[15-17]等方面對高質(zhì)量審計服務(wù)需求的影響因素進行探究，而本文以公司所披露的年報文本語調(diào)作為切入點，對公司選擇高質(zhì)量審計服務(wù)的影響因素進行了有益拓展和深化，同時進一步揭示了公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求產(chǎn)生的動因。第二，從高質(zhì)量審計服務(wù)需求角度對文本語調(diào)的經(jīng)濟后果進行探索。已有成果主要探究了文本語調(diào)對內(nèi)部人交易[4]、公司未來業(yè)績[18]、盈余管理[19]、股價崩盤風險[20]、審計意見[21]以及審計費用[22]等方面的影響，而本文實證檢驗了年報文本語調(diào)對公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求的影響，并在賣空機制作用下進一步探尋兩者之間的關(guān)系，拓寬了文本語調(diào)經(jīng)濟后果的研究范圍。第三，為外部市場投資者鑒別上市公司所披露的年報文本語調(diào)信息提供了參考性意見。投資者面對積極程度較高的年報文本時，應(yīng)保持謹慎態(tài)度，并多方面收集資料。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求

根據(jù)滬深證券交易所規(guī)定，上市公司股東大會對聘用會計師事務(wù)所擁有決定權(quán)。股東作為公司利益的最終享有者，會在理性分析成本收益的基礎(chǔ)上慎重選擇審計師。一般情況下，股東若想要提高會計信息穩(wěn)健性或者緩解委托代理問題，會傾向于選擇高質(zhì)量的審計師，而年報文本語調(diào)則會向股東傳遞有關(guān)公司信息質(zhì)量或委托代理問題的信號。那么，上市公司年報文本語調(diào)是否會影響股東判斷，進而影響公司對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求呢？

Tversky和Kahneman[23]基于前景理論提出了心理學(xué)的框架效應(yīng)理論，發(fā)現(xiàn)人們對不同語言描述的同一結(jié)果會做出不同決策。具體而言，倘若一個結(jié)果可以用A+或者A-表達，且A+和A-的涵義無差別，僅表述方式有區(qū)別，這時人們對同一結(jié)果的不同表達做出的差異化反應(yīng)就是框架效應(yīng)[24]。框架效應(yīng)會直接影響人們的信息加工方式，往往積極框架更能觸發(fā)人們對評價對象的良好印象，促使人們表現(xiàn)出更多的啟發(fā)式推理特點[25]。這種框架效應(yīng)不僅對資本市場投資者產(chǎn)生重要影響，還可能影響公司股東決策。具體到年報文本語調(diào)與股東高質(zhì)量審計服務(wù)需求的關(guān)系上，上市公司的年報文本信息往往含有不同的情感語調(diào)，而那些語調(diào)傾向會形成啟發(fā)式推理信息，影響股東對年報文本的認知、思考和分析。在積極框架作用下，股東對年報的整體印象會影響其具體決策。具體而言，謝德仁和林樂[18，26]研究指出，年報文本語調(diào)的積極性越高，公司未來業(yè)績則表現(xiàn)得越好，并且也會引發(fā)公司未來股價的積極反應(yīng)。根據(jù)框架效應(yīng)理論，若上市公司的年報文本語調(diào)越積極，且積極的語調(diào)透露出公司良好的發(fā)展前景，那么股東對公司未來發(fā)展的信心越強[27]，會更加肯定管理層對年報文本做出的積極表述，對信息質(zhì)量穩(wěn)健性有著積極印象。因此，通過積極語調(diào)表述年報文本信息（形成積極框架效應(yīng)），股東通常更可能采用啟發(fā)式推理，認為目前的信息已經(jīng)足夠并且對信息質(zhì)量評價較樂觀，從而減少對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求。

然而，上市公司文本信息的編制往往由管理層主導(dǎo)，所以容易受到管理層的主觀影響，進而影響股東對審計質(zhì)量的選擇。大量研究表明，公司高管可能通過操縱文本信息的情感語調(diào)為自己謀取私利。如Brockman等[28]用管理層編制的電話會議文本進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)積極的文本語調(diào)傳遞出內(nèi)部人交易的信號。曾慶生等[4]也發(fā)現(xiàn)，年報文本語調(diào)與內(nèi)部人交易顯著正相關(guān)，進一步證實了年報文本語調(diào)是除會計財務(wù)報表之外另一種被用于管理層信息操縱或管理的手段。此外，王華杰和王克敏[29]揭示了公司高管操縱文本信息以協(xié)助其數(shù)字信息操縱的行為，并且該行為在難以實施數(shù)字信息操縱時更顯著?？梢?，在中國市場情境中，年報文本語調(diào)可能被管理層操縱而存在虛假信息[20]。其主要原因在于，市場監(jiān)管機構(gòu)對上市公司披露的信息語調(diào)監(jiān)控目前處于空白期，管理層進行語調(diào)管理付出的代價較低，并且當前管理層進行數(shù)字信息操縱的難度與風險越來越大，因此管理層極可能出于自利動機進行語調(diào)操縱，欺騙處于信息劣勢的公司股東，無形中加劇委托代理沖突。

既有研究表明，股東與管理層之間的信息不對稱和利益沖突在一定程度上驅(qū)使公司選擇高質(zhì)量審計服務(wù)[2，30]，即公司委托代理問題越嚴重，股東就越希望通過聘請高質(zhì)量的審計師來監(jiān)督管理層，以緩解代理問題[31]。因此，股東會因積極的年報文本語調(diào)傳遞出的代理沖突信號，而增加對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求。除此之外，由于管理層存在語調(diào)管理且市場披露規(guī)則無法約束管理層語調(diào)，因此年報向資本市場傳遞的文本信息并非完全真實可靠[32]，其穩(wěn)健性容易受到管理層動機影響。此外，Demers等[33]提出了管理層語調(diào)實質(zhì)上是一種“廉價信息”的觀點。因此基于信號傳遞理論，當年報文本語調(diào)越積極時，股東為了向市場傳遞真實而有利的信號，會越傾向于選擇高質(zhì)量的審計服務(wù)。

基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1a：其他條件不變的情況下，年報文本語調(diào)與公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求負相關(guān)。

H1b：其他條件不變的情況下，年報文本語調(diào)與公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求正相關(guān)。

（二）賣空機制、年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求

賣空交易在我國證券市場上長期未啟動，直至2010年3月31日才被中國證券監(jiān)督管理委員會允許發(fā)生，標志著“單邊做多”狀態(tài)從我國證券市場上消失。此后，融券業(yè)務(wù)發(fā)展迅速，賣空機制在資本市場上發(fā)揮的作用日益凸顯。賣空機制對上市公司行為影響重大，因此一直受到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，賣空機制能夠發(fā)揮公司治理效應(yīng)。Massa等[34]基于33個國家的公司賣空數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，賣空威脅與盈余管理之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，賣空機制可以成為一種有效的公司外部監(jiān)督機制，約束管理層自利行為。顧琪和陸蓉[35]也發(fā)現(xiàn)，賣空機制能夠篩選出大部分盈余管理嚴重和會計信息質(zhì)量差的問題公司。馬云飆等[36]基于融資融券制度分析發(fā)現(xiàn)，賣空機制通過緩解股權(quán)高溢價來抑制企業(yè)內(nèi)部人減持行為。此外，Karpoff和Lou[37]證實賣空機制降低了公司財務(wù)報表重述概率，能夠提升信息披露的真實性；同時指出賣空機制促使公司負面消息傳播速度加快，加大了公司股價下跌壓力，導(dǎo)致管理層有動機減少自身的機會主義行為。Fang等[38]也發(fā)現(xiàn)，賣空機制能夠改善公司信息質(zhì)量，促進管理層盈余預(yù)測準確度提升。以上研究表明賣空機制在盈余管理和財務(wù)信息質(zhì)量等方面均發(fā)揮了公司治理效應(yīng)，能夠有效抑制管理層的不當行為，緩解內(nèi)部委托代理問題，同時降低信息不對稱程度。

因此，本文從公司審計服務(wù)質(zhì)量選擇角度，分析賣空機制的經(jīng)濟后果。通常公司進入賣空標的名單后就會成為賣空者重點關(guān)注的對象，管理層既承受股價下跌的壓力，又受到賣空者密切監(jiān)督，所以公司是否為賣空標的，會影響年報文本語調(diào)與公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求的關(guān)系。較之非賣空標的公司，賣空標的公司管理層有動機約束自身的機會主義行為，股東與管理層之間的利益沖突較弱，并且賣空標的公司受到賣空者關(guān)注，會在客觀上提升信息透明度，使會計信息具有較高的可靠性。故此，在賣空標的公司的股東看來，賣空機制可以替代外部審計發(fā)揮改善信息質(zhì)量和監(jiān)督管理層的作用，繼而促使股東減少對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求。

基于此，本文提出如下待檢假設(shè)：

H2a：若年報文本語調(diào)與公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求負相關(guān)，則賣空機制增強兩者之間的關(guān)系。

H2b：若年報文本語調(diào)與公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求正相關(guān)，則賣空機制削弱兩者之間的關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

鑒于我國上市公司必須對年報進行審計與披露，且為了滿足樣本代表性特征，本文利用滬深A(yù)股5年（2016～2020年）的上市公司數(shù)據(jù)進行實證檢驗，并且依循慣例對數(shù)據(jù)進行了如下簡單處理：①刪除了金融保險類上市公司；②剔除了研究期間被證券交易所特殊處理的公司；③刪除了至少缺乏一個變量觀測值的樣本；④對所有連續(xù)型變量在1%和99%分位數(shù)上進行了Winsorize處理。最后共得到有效年度觀測值11461個。年報文本語調(diào)相關(guān)數(shù)據(jù)和審計質(zhì)量相關(guān)數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS），賣空標的公司名單來自上海和深圳證券交易所披露的2020年第四季度融資融券標的信息，其余數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量定義與模型構(gòu)建

1.高質(zhì)量審計服務(wù)需求。本文研究對象是公司對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求，參照胡國柳等[39]的研究經(jīng)驗，本文將重點關(guān)注審計師變更。Deangelo[1]認為，大型會計師事務(wù)所能提供更高質(zhì)量的審計服務(wù)，因此本文選用“變更為排名前十的會計師事務(wù)所進行審計”衡量公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求（CTOP10）情況，若變更為排名前十的會計師事務(wù)所提供審計服務(wù)則CTOP10取值為1，否則為0。

2.年報文本語調(diào)。本文參考Loughran等[40]關(guān)于情感語調(diào)的詞典，獲得積極詞匯數(shù)量和消極詞匯數(shù)量，通過以下計算得到年報文本凈積極語調(diào)（TONE）：

TONE1和TONE2都表示凈積極語調(diào)，取值范圍是［-1，1］，TONE1和TONE2越大，表明年報文本情感語調(diào)越積極。

3.賣空機制。借鑒已有研究，將賣空機制（SHORT）設(shè)定為虛擬變量，若公司在當年被列入融資融券標的名單，SHORT取值為1，否則取值為0。

4.控制變量。為了更好地檢驗賣空機制、年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間的關(guān)系，本文借鑒胡國柳等[39]的研究，在模型中加入公司財務(wù)和治理層面的控制變量，并且也控制了行業(yè)和年份帶來的影響?？刂谱兞棵Q及定義詳見表1。

表1 控制變量定義

5.模型構(gòu)建。為了檢驗H1a和H1b，本文建立模型（1）檢驗?zāi)陥笪谋菊Z調(diào)積極程度對公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求的影響：

其中，解釋變量年報文本語調(diào)分別用TONE1和TONE2衡量。若H1a成立，則模型（1）中的α1應(yīng)該顯著為負，即年報文本語調(diào)越積極，股東對年報文本信息印象越好，公司對高質(zhì)量審計服務(wù)需求越小。若H1b成立，則模型（1）中的α1應(yīng)該顯著為正，即年報文本語調(diào)越積極，股東越懷疑管理層的自利行為，公司對高質(zhì)量審計服務(wù)需求越大。

針對H2a和H2b，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入TONE1和TONE2與SHORT的交乘項及SHORT本身，具體構(gòu)造見模型（2）：

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果列示在表2中。由表2可以發(fā)現(xiàn)，CTOP10的均值為0.6301，說明63.01%的上市公司更愿意選擇高質(zhì)量的審計服務(wù)。TONE1和TONE2的均值分別為-0.0012和-0.0086，標準差分別為0.0089和0.0630，并且兩個變量的變化范圍分別為［-0.0234，0.0195］和［-0.1623，0.1410］，表明研究期間的大部分樣本公司所披露的年報文本使用的消極詞匯數(shù)量超過積極詞匯數(shù)量，年報文本語調(diào)普遍不積極，樣本公司之間的年報文本語調(diào)也存在一定差異。SHORT的均值為0.3951，說明研究期間內(nèi)有39.51%的上市公司進入了可融券名單。

表2 描述性統(tǒng)計

其他控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有文獻列示大體無差別，此處不再贅述。

（二）基準回歸分析

1.年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計需求關(guān)系的回歸檢驗。表3報告了年報文本語調(diào)對公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求影響的Logit回歸結(jié)果。第（1）列和第（2）列的結(jié)果顯示，TONE1的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為11.9501（z=5.19）和11.7005（z=4.68），表明上市公司的年報文本凈積極語調(diào)詞匯占總詞匯的比例越大，公司對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求越強烈。第（3）列和第（4）列的結(jié)果顯示，TONE2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別是1.7152（z=5.30）和1.6771（z=4.78），說明上市公司的年報文本凈積極語調(diào)詞匯占積極詞匯和消極詞匯總數(shù)的比例越高，公司越傾向于選擇高質(zhì)量的審計服務(wù)。

表3 年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求

上述結(jié)果支持了H1b，說明上市公司年報文本凈語調(diào)的積極性越高，越容易傳遞出委托代理沖突嚴重或信息不對稱程度高的信號，進而促使公司增加對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求。

2.賣空機制影響年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計需求關(guān)系的回歸檢驗。表4通過全樣本測試和樣本分組測試，報告了賣空機制對年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求關(guān)系的影響。在全樣本測試中，第（1）列的結(jié)果顯示，交乘項TONE1×SHORT與CTOP10在10%水平上顯著負相關(guān)，其回歸系數(shù)為-7.9999（z=-1.74），說明受賣空機制影響的上市公司，其年報文本凈積極語調(diào)的詞匯數(shù)量占年報總詞匯數(shù)量的比例與高質(zhì)量審計服務(wù)需求的正向關(guān)系減弱；第（2）列結(jié)果顯示，交乘項TONE2×SHORT與CTOP10在10%水平上顯著負相關(guān)，其回歸系數(shù)為-1.0944（z=-1.70），表明在賣空機制影響下，上市公司披露的年報文本凈積極語調(diào)詞匯數(shù)量占積極詞匯與消極詞匯之和的比例與高質(zhì)量審計服務(wù)需求的正向關(guān)系減弱。

在樣本分組測試中，賣空組的第（3）列和第（4）列顯示TONE1和TONE2均在5%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為6.7706（z=2.04）和0.9905（z=2.11），而非賣空組的第（5）列和第（6）列顯示TONE1和TONE2均在1%的水平上顯著為正，且回歸系數(shù)分別為16.8501（z=4.27）和2.3636（z=4.3）。通過對比兩組回歸檢驗下TONE1和TONE2的回歸系數(shù)和顯著性水平，發(fā)現(xiàn)非賣空組相較于賣空組年報文本凈語調(diào)的回歸系數(shù)和顯著性水平都較高，說明賣空機制弱化了年報文本凈語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求的正向關(guān)系。表4第（1）～（6）列的聯(lián)合結(jié)果支持了H2b，即當年報文本凈語調(diào)積極程度高時，非賣空標的公司相比于賣空標的公司更加傾向于選擇高質(zhì)量審計服務(wù)。

表4 賣空機制、年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.控制內(nèi)生性問題。

（1）工具變量法。鑒于年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求可能存在反向因果關(guān)系，本文參照曾慶生等[4]、李世剛和蔣堯明[21]等的研究經(jīng)驗，選取年報文本語調(diào)的行業(yè)—年度均值（TONE_MEAN）作為工具變量，基于模型（1）進行工具變量法回歸。為了檢驗選取的工具變量是否合理，查看了弱識別檢驗列示的Wald-F統(tǒng)計值，結(jié)果顯示工具變量TONE1_MEAN和TONE2_MEAN的F值分別為471.785和486.131，均大于所有臨界值，故選取的工具變量滿足檢驗要求，不是弱工具變量。表5第（1）列和第（2）列顯示，TONE1和TONE2經(jīng)工具變量TONE1_MEAN和TONE2_MEAN調(diào)整后，與CTOP10的關(guān)系均在5%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為6.0733（z=2.17）和0.8580（z=2.21），表明在控制了潛在的反向因果關(guān)系之后，年報文本語調(diào)依然能夠顯著提高公司對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求，研究結(jié)果依舊支持H1b。

表5 控制內(nèi)生性問題

（2）固定效應(yīng)模型。鑒于遺漏變量可能影響年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求的正相關(guān)關(guān)系，本文采用公司個體和時間的固定效應(yīng)模型進行檢驗以控制遺漏變量問題。表5第（3）列和第（4）列報告了固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，可以看出，在控制公司個體和時間的固定效應(yīng)后，TONE1和TONE2與CTOP10的關(guān)系分別在10%和5%水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為1.1857（t=1.80）和0.1813（t=1.96），說明潛在的遺漏變量偏誤被控制后，年報文本語調(diào)越積極的公司，依然越傾向于選擇高質(zhì)量審計服務(wù)，H1b依舊被支持。

2.改變模型的估計方法。本文還通過改變模型估計方法對H1b和H2b進行穩(wěn)健性檢驗。表6列示了條件Logit模型的回歸結(jié)果，第（1）列和第（2）列顯示TONE1和TONE2對CTOP10的影響在1%水平上顯著為正，結(jié)果支持了H1b。表6第（3）列和第（4）列顯示交乘項TONE1×SHORT和TONE2×SHORT對CTOP10的影響在1%水平上顯著為負，結(jié)果支持了H2b。另外，表7列示了Probit模型的回歸結(jié)果，H1b和H2b均得到了支持。上述結(jié)果說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 條件Logit回歸

表7 Probit回歸

3.更換被解釋變量的衡量方式。前文采用“變更為排名前十的會計師事務(wù)所進行審計”（CTOP10）對被解釋變量高質(zhì)量審計服務(wù)需求進行衡量，為進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還借鑒胡國柳等[39]的研究經(jīng)驗，采用“變更為具有行業(yè)專長的會計師事務(wù)所進行審計”（INAS）衡量高質(zhì)量審計服務(wù)需求。在行業(yè)專長方面，使用行業(yè)市場份額法，并基于被審計單位的審計費用計算會計師事務(wù)所行業(yè)專長，若計算結(jié)果大于10%，則認為該事務(wù)所具有審計行業(yè)專長，具備提供高質(zhì)量審計服務(wù)的能力，公司變更為該類事務(wù)所進行審計，INAS取值為1，否則為0。表8報告了賣空機制、年報文本語調(diào)與重新衡量的高質(zhì)量審計服務(wù)需求的關(guān)系：第（1）列和第（2）列結(jié)果顯示TONE1和TONE2對INAS的影響在1%水平上顯著為正；第（3）列和第（4）列結(jié)果顯示TONE1×SHORT和TONE2×SHORT對INAS的影響分別在10%和5%水平上顯著為負，說明本文結(jié)論仍然成立。

表8 更換被解釋變量衡量方式

五、拓展性分析

（一）影響動因檢驗

1.代理成本。從上文的結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，年報文本凈語調(diào)越積極，越容易傳遞管理層語調(diào)操縱的信號，公司股東為遏制管理層不當行為、緩解委托代理問題，會增加對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求。為了檢驗上述需求動因，本文采用銷售管理費用率來衡量代理成本（AC），將代理成本高于年度行業(yè)中位數(shù)的樣本定義為代理成本較高樣本，并將代理成本取值為1（AC=1），反之，則定義為代理成本較低樣本，取值為0（AC=0）。表9報告了代理成本（AC）的分組測試結(jié)果：在代理成本較高組（AC=1），TONE1和TONE2對CTOP10的影響在1%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為12.3162（z=3.50）和1.7554（z=3.55）；而在代理成本較低組（AC=0），雖然TONE1與CTOP10的相關(guān)系數(shù)同樣在5%水平上顯著為正，且回歸系數(shù)為11.3699（z=2.05），但TONE2的系數(shù)并不顯著，表明當公司內(nèi)部代理沖突更為嚴重時，年報文本語調(diào)越積極，公司對聘請高質(zhì)量審計師的需求越大。上述結(jié)果說明，代理沖突是公司選擇高質(zhì)量審計服務(wù)的動因之一。

表9 影響動因檢驗：代理成本

2.會計信息穩(wěn)健性。已有研究表明，盡管文本相較于數(shù)字具有信息含量大的特點，但是也存在一定的缺陷，例如“語言膨脹”、信息可驗證性弱、信息廉價等[6，33]。因此，當年報文本語調(diào)越積極時，股東越傾向于聘請高質(zhì)量的審計師以提升會計信息質(zhì)量。為了檢驗上述需求動因，本文采用C_Score模型來度量會計信息穩(wěn)健性，將會計信息穩(wěn)健性高于年度行業(yè)中位數(shù)的樣本定義為會計信息穩(wěn)健性較強組，并將該組樣本賦值為1（C_Score=1），否則定義為會計信息穩(wěn)健性較弱組，并將該組樣本賦值為0（C_Score=0）。

表10報告了會計信息穩(wěn)健性（C_Score）的分組測試結(jié)果：相比于會計信息穩(wěn)健性較弱組，在會計信息穩(wěn)健性較強組，TONE1和TONE2對CTOP10的影響程度都較小，并且只是在10%水平上顯著，說明當公司會計信息穩(wěn)健性較弱時，年報文本語調(diào)越積極，越容易提升公司對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求。上述分析表明會計信息穩(wěn)健性是公司選擇高質(zhì)量審計服務(wù)的又一動因。

表10 影響動因檢驗：會計信息穩(wěn)健性

（二）異質(zhì)性檢驗

1.內(nèi)部控制。除高質(zhì)量審計可以通過緩解委托代理問題來提升會計信息可靠性之外，內(nèi)部控制也可以通過減少管理層的機會主義行為來確保會計信息的可靠性[41]?？梢?，內(nèi)部控制可以通過影響代理成本和會計信息穩(wěn)健性這兩種需求動因，進而影響年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求的關(guān)系。為了檢驗內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在模型（1）中加入內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）及其與年報文本語調(diào)的交乘項（TONE×IC）。表11第（1）列和第（2）列報告了內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用，TONE1×IC和TONE2×IC的系數(shù)均在1%水平上顯著為負，說明內(nèi)部控制質(zhì)量會削弱年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間的正向關(guān)系，即當年報文本語調(diào)越積極時，由于內(nèi)部控制質(zhì)量高，管理層機會主義行為得到抑制并且會計信息具有較強穩(wěn)健性，那么公司股東考慮到審計費用，越傾向于減少對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求。因此，內(nèi)部控制質(zhì)量與高質(zhì)量審計服務(wù)之間存在替代效應(yīng)。

表11 異質(zhì)性檢驗

2.股權(quán)性質(zhì)。股權(quán)性質(zhì)主要分為國有性質(zhì)和非國有性質(zhì)，是上市公司的重要特征之一，會對企業(yè)的決策行為、治理結(jié)構(gòu)、發(fā)展戰(zhàn)略等方面產(chǎn)生重大影響。國有性質(zhì)的上市公司因受到國家政策的約束更大，往往對所披露信息很謹慎，以確保會計信息真實性，而且管理層對文本信息的描述語調(diào)可能會有所克制，因此本文預(yù)期相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)披露的年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間的關(guān)系不顯著。表11第（3）～（6）列報告了股權(quán)性質(zhì)分組測試結(jié)果，顯示當SOE=0時，TONE1和TONE2的系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正，而當SOE=1時，只有TONE1的系數(shù)在10%水平上顯著為正，TONE2的系數(shù)并不顯著。分組測試結(jié)果表明，相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)披露的年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間的關(guān)系不顯著。

六、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以2016～2020年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實證分析了年報文本語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，年報文本凈語調(diào)越積極，公司越傾向于選擇高質(zhì)量審計服務(wù)，但是賣空機制會弱化兩者之間的正相關(guān)關(guān)系，說明賣空機制與外部審計對公司治理存在替代效應(yīng)。上述結(jié)論通過工具變量法、固定效應(yīng)模型、改變模型估計方法等檢驗，依然成立。進一步的拓展性分析發(fā)現(xiàn)：首先，年報文本凈語調(diào)積極程度傳遞出的代理沖突和會計信息質(zhì)量問題是公司選擇高質(zhì)量審計師的兩個主要原因；其次，內(nèi)部控制質(zhì)量對年報文本凈語調(diào)與高質(zhì)量審計服務(wù)需求之間的正向關(guān)系起負向調(diào)節(jié)作用，說明當公司內(nèi)部控制質(zhì)量較高時，年報文本凈積極語調(diào)程度較少傳遞出代理沖突和會計信息質(zhì)量差的信號，那么公司股東就可能減少對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求；再次，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的年報文本語調(diào)越積極，公司對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求越大。

（二）啟示

本文的研究主要有以下啟示：第一，年報文本語調(diào)越積極，越容易向股東傳遞出代理沖突和會計信息質(zhì)量差的信號，上市公司可以通過聘用高質(zhì)量的會計師事務(wù)所以緩解代理沖突和提高信息質(zhì)量水平。第二，由于年報文本語調(diào)對公司高質(zhì)量審計服務(wù)需求的正向影響是顯著的，所以管理層在編制年報時，應(yīng)當盡可能運用客觀性語言闡述文本信息，盡量不使用表達個人情感語調(diào)的詞匯，由此提升股東對年報文本信息的信賴程度，降低公司對高質(zhì)量審計服務(wù)的需求，減少公司不必要的審計費用。第三，從賣空機制和內(nèi)部控制質(zhì)量來看，良好的外部監(jiān)督環(huán)境和內(nèi)部治理環(huán)境可以抑制年報文本語調(diào)帶來的不利影響，因此上市公司應(yīng)當加強對公司治理機制的建設(shè)，為年報文本語調(diào)傳遞真實而有利的信號創(chuàng)造環(huán)境。