客戶企業審計師行業專長 能夠緩解供應商牛鞭效應嗎

【摘要】利用A股上市公司2010 ～ 2022年的數據， 實證考察客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應的影響及作用機制。研究發現， 客戶企業的審計師行業專長能夠顯著緩解供應商牛鞭效應， 并且該結論在進行了一系列穩健性檢驗后均成立。作用機制檢驗發現， 客戶企業的審計師行業專長通過提高其會計信息透明度和管理層決策準確性緩解供應商牛鞭效應。進一步研究發現， 當供應商數字化轉型程度低、 供應商與客戶企業不同省且沒有建立縱向一體化戰略時， 客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用更加顯著， 而簽字會計師的信息技術專業背景對此沒有顯著影響。本研究將審計師行業專長的作用拓展到供應鏈層面， 豐富了審計師行業專長的正外部性研究， 同時也為鼓勵審計師發揮行業專長、 實現價值創造轉型提供了理論支持。

【關鍵詞】審計師行業專長；牛鞭效應；信息不對稱；供應鏈

【中圖分類號】F239" " " 【文獻標識碼】A" " " 【文章編號】1004-0994（2025）05-0073-7

一、 引言

當今世界百年未有之大變局加速演變， 外部環境不確定、 不穩定、 難預料， 我國經濟又面臨周期性問題和結構性矛盾交織疊加所帶來的困難和挑戰， 存在有效需求不足、 部分行業產能過剩、 供需結構性失衡等問題， 這些問題與牛鞭效應密切相關。牛鞭效應是指， 上下游企業間需求信息的不完全共享和層級式傳遞， 使得需求信息在供應鏈上出現逐級扭曲和放大， 導致供應商供給與客戶需求出現偏離的現象（Lee等，1997）。研究如何緩解牛鞭效應， 對于提升供給端與需求端的適配性、 打通循環堵點、 帶動供需在更高的水平上實現良性循環具有重要意義。前人的研究指出， 相比非行業專長審計師， 行業專長審計師具備更強的專業勝任能力， 以及更豐富的行業經驗和知識儲備， 對行業發展前景和市場變化的判斷更加客觀準確， 能夠提升被審計單位的會計信息質量， 優化管理層決策從而提升其有效性（梅丹和高強，2016；楊剛和喻彪，2023）。那么， 客戶企業聘任具有行業專長的審計師是否有助于緩解供應商的牛鞭效應呢？如果能夠緩解， 其中又有怎樣的作用機制？

為探討以上問題， 本文選擇2010 ～ 2022年A股上市公司作為研究樣本， 實證考察客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應的影響， 研究發現客戶企業審計師行業專長能夠緩解供應商牛鞭效應。具體的作用機制體現為審計師行業專長使得客戶企業得到更高質量的審計服務和增值服務， 提高了客戶企業的會計信息透明度和管理層決策準確性， 從而緩解了供應商的牛鞭效應。此外， 進一步研究發現， 審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用在供應商數字化轉型、 供應鏈地理距離和縱向一體化戰略這三個方面表現出異質性， 當供應商數字化轉型程度低、 供應商與客戶企業不同省且沒有建立縱向一體化戰略時， 客戶企業審計師行業專長更有助于緩解供應商牛鞭效應， 但是本文尚未發現簽字會計師的信息技術專業背景對于審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用的顯著影響。

本文可能的貢獻在于： 其一， 以往對審計師行業專長的研究大多關注審計師行業專長對客戶企業內部的影響， 而本文將這一影響拓展到供應鏈層面， 有助于補充有關審計師行業專長正外部性的研究。其二， 以往研究供應鏈的文獻主要對技術創新、 知識擴散等問題進行探討， 而本文研究的是客戶企業聘任行業專長審計師如何影響上游供應商， 進一步豐富了供應鏈擴散的研究， 補充了客戶行為的縱向傳染機制。其三， 本文的實證結果說明審計師行業專長在改善供應鏈信息環境、 優化管理層決策從而提升其有效性等方面發揮著重要作用， 為審計師發展行業專長， 從傳統的“查錯糾弊”角色向“價值創造”角色轉型提供了一定的參考， 同時也為解決供需偏離問題以及建立高效穩定的供應鏈關系提供了新的理論視角。

二、 理論構建

（一） 文獻綜述

審計師行業專長是指， 審計師在某一特定行業的專業知識、 經驗和技能（劉文軍等，2010）， 如今對審計師行業專長的研究主要關注其對審計質量或會計信息質量的影響。學術界普遍認為， 審計師行業專長能夠提高審計服務質量， 抑制客戶企業的財務舞弊和盈余管理行為， 增強會計信息穩健性和可比性， 提升財務報告信息質量（范經華等，2013；梅丹和高強，2016；周靜怡等，2022；王永妍和牛煜皓，2023）。但隨著相關研究的深入， 部分學者也關注到審計師行業專長在審計質量和會計信息質量之外的影響， 發現在長期、 頻繁的審計活動和審計溝通過程中， 行業專長審計師對被審計單位形成了更深入的看法和更具針對性的評價， 這些看法和評價除了服務于審計師自身的鑒證工作， 還被反哺給被審計單位， 對被審計單位的管理層決策產生正面影響。Bae等（2017）、 趙藝和倪古強（2020）發現， 行業專長審計師所擁有的知識和信息能夠滿足管理層在進行投資決策時的增量信息需求， 降低管理者的信息搜尋成本， 提高企業的投資效率。楊剛和喻彪（2023）發現， 審計師行業專長能夠幫助企業管理層更好地進行勞動投資決策， 從而提高企業的勞動投資效率。

關于牛鞭效應的成因和解決途徑， 國內外學者早已借助訪談、 仿真實驗、 數學建模等方式進行了多方面的探討。從成因來看， 牛鞭效應主要由需求信號處理、 短缺博弈、 訂單批量、 價格波動（Lee等，1997）、 決策者認知（Croson和Donohue，2006）、 客戶需求不確定性（Tseng等，2022）以及供應商需求預測準確性（Khiavi和Skandari，2021）等多種因素引起。基于此， 已有研究認為： 一方面可以通過調整客戶訂貨策略（Dejonckheere等，2003）、 改變庫存管理模式（黃遠新和田紅英，2008）和進行客戶群管理（Hu等，2022）等方式來減小需求變化幅度； 另一方面可以通過促進信息共享（Hussain和Saber，2012）、 提高需求預測精度（Cui等，2015）和供應鏈信息質量（楊志強等，2020）等方式來增強供應商的運營能力和響應能力， 從而緩解牛鞭效應。近幾年， 隨著我國新證券法的實施和數字技術的興起， 部分學者開始探討數字化轉型帶來的流程再造和信息共享對于牛鞭效應的影響。孫蘭蘭等（2022）發現， 客戶企業數字化轉型能夠強化供應鏈信息共享、 推進供給側柔性生產和管理水平提升、 提高需求側差異化水平， 進而緩解供需長鞭效應。李青原等（2023）指出， 客戶企業數字化轉型能夠通過降低供應商企業的信息搜尋成本和驗證成本來改善供應鏈信息環境、 緩解供應商牛鞭效應。

綜上所述， 如今大部分審計師行業專長的相關研究都聚焦于審計業務本身， 只有少部分研究探索了審計師在傳統審計職能之外的價值創造能力， 且后者仍偏向于探討審計師行業專長與管理層投資決策的關系， 而尚未關注其對管理層其他類型決策的影響， 且未考慮被審計單位聘用行業專長審計師對于供應鏈上其他企業的溢出效應， 這為本文的研究提供了契機。

（二） 理論分析與研究假設

1. 審計師行業專長與牛鞭效應。供應鏈上的信息是自下而上傳遞的， 即從最初客戶需求出發， 逐級向終端供應商傳遞（楊志強等，2020）。因此， 供應商作為供應鏈信息的最后一環， 往往依賴于對客戶需求的預測和客戶直接發出的需求信號（如采購訂單）來規劃其生產活動（Dejonckheere等，2003）。但由于市場需求固有的不確定性以及供應鏈內部各節點企業間普遍存在的信息不對稱問題， 需求信息在傳遞過程中往往會被放大或扭曲， 導致上游企業過量生產和庫存堆積， 從而加劇牛鞭效應（黃遠新和田紅英，2008）。尤其是在宏觀經濟環境不佳、 有效需求不足時， 供應鏈中的牛鞭效應表現得更為明顯， 上下游企業的需求與供應不匹配， 整體運營效率與成本效益下降。此時， 行業專長審計師不僅可以通過高質量的審計服務保障客戶企業會計信息的真實性和透明度， 提高供應商依據其進行的需求預測的準確性， 從而緩解牛鞭效應（李青原等，2023）； 還會將在審計過程中積累的知識和信息傳遞給客戶企業的管理層（趙藝和倪古強，2020；楊剛和喻彪，2023）， 修正管理層的采購決策， 從源頭上抑制需求信號的偏差， 緩解供應商牛鞭效應。基于以上分析， 本文提出如下假設：

H1： 客戶企業審計師行業專長有助于緩解供應商牛鞭效應。

2. 會計信息透明度的中介效應。為了應對復雜多變的市場環境， 供應商會通過各種渠道的信息對客戶需求進行預測， 以制訂生產計劃、 安排生產活動（楊志強等，2020；李青原等，2023）。而在眾多公開和非公開的信息渠道中， 財務報告的獲取成本低、 信息含量高， 其中不僅展示了企業的發展戰略和風險狀況等定性信息， 還反映了企業的財務狀況和經營成果等定量信息， 對供應商來說是“性價比”較高的選擇。但目前我國資本市場還有待完善， 上市公司信息披露問題頻發， 各類相關新聞報道屢見不鮮， 財務報告的真實性和可靠性存疑， 使得供應商的需求預測結果面臨較大的不確定性。作為獨立第三方企業， 審計師能夠在客戶企業的信息披露中發揮鑒證和監督功能， 為財報的真實性、 準確性和完整性保駕護航（周靜怡等，2022）。相比于非行業專長審計師， 行業專長審計師具備更強的專業勝任能力， 在聲譽激勵與競爭需求引導下， 更有能力和意愿提供高質量的審計服務， 抑制管理層的盈余管理行為（范經華等，2013）， 提升客戶企業的信息透明度（王永妍和牛煜皓，2023）， 進而降低供應商的信息不對稱程度， 使其能夠更精準地規劃生產， 緩解牛鞭效應。由此， 本文提出如下假設：

H2： 客戶企業審計師行業專長有助于提高其會計信息透明度， 從而緩解供應商牛鞭效應。

3. 管理層決策準確性的中介效應。審計服務歸根究底是一種商業服務， 隨著客戶企業對審計師的需求層級不斷提高， 為了與客戶企業保持長期的業務合作， 審計師會越來越傾向于為客戶企業提供除審計服務之外的增值服務， 利用自身的從業經驗和專業能力， 幫助企業查漏補缺， 優化管理層決策從而提升其有效性（楊剛和喻彪，2023）。當客戶企業發出采購訂單時， 供應商會將其作為需求信號進行處理， 根據這一信號調整需求預測， 并判斷是否向更上游的供應商發出訂購申請， 使其也做出相應調整（楊志強等，2020）。如果終端客戶企業的采購決策不準確， 釋放出的需求信號不能反映真實需求， 不僅其自身會面臨超額庫存或庫存短缺的風險， 還會引起供應鏈上游的連鎖反應， 導致需求在供應鏈中逐層放大和扭曲， 加劇牛鞭效應。相較于非行業專長審計師， 行業專長審計師在特定行業內擁有深厚的專業知識和豐富的執業經驗， 對客戶企業所在行業的運作模式、 風險點及最佳實踐有更加深入的了解， 能夠在與管理層頻繁的溝通接觸中將相關信息傳遞給管理者， 使其能夠獲取更為全面、 深入的行業洞見（王永妍和牛煜皓，2023）， 進而在采購決策中融入更多前瞻性考量， 增強采購決策的準確性， 減少客戶企業的需求信號偏差， 從而緩解供應商牛鞭效應。由此， 提出如下假說：

H3： 客戶企業審計師行業專長有助于提高其管理層決策準確性， 從而緩解供應商牛鞭效應。

三、 研究設計

（一） 樣本選擇與數據來源

本文選取了2010 ～ 2022年我國A股上市公司作為研究樣本。本文所有原始數據來自于CSMAR數據庫、 CNRDS數據庫和中國注冊會計師協會網站。借鑒李云鶴等（2022）的研究， 本文檢索了上市公司的前五大客戶采購信息和前五大供應商銷售信息， 將其匹配形成二級或三級供應鏈條， 并對數據進行如下篩選： 剔除樣本中客戶或供應商為非上市公司的數據； 剔除樣本中客戶或供應商屬于金融行業的數據； 剔除樣本中被ST、 ?ST的公司數據； 剔除數據異常或嚴重缺失的樣本。經過處理后， 最終得到2479個供應鏈—年份觀測值。為避免極端值的影響， 本文對連續變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量： 供應商牛鞭效應（AR）。借鑒Shan等（2014）的做法， 通過計算供應商的生產波動（月度標準差）與需求波動（月度標準差）的比值來度量供應商牛鞭效應， 計算公式為：

AR=VAR（Production）/VAR（Demand）

其中： VAR（Production）表示企業生產量的方差， VAR（Demand）表示企業需求量的方差， 并采用企業的主營業務成本加上年末和年初存貨凈值的差額作為企業生產量（Production）的代理變量， 采用企業的銷售額作為企業需求量（Demand）的代理變量。為了消除時間效應的影響， 本文對企業生產量（Production）和需求量（Demand）的代理變量進行了對數一階差分。AR反映了供應商的供給波動對需求波動的偏離程度， 該值越大， 說明供應商牛鞭效應越嚴重。

2. 解釋變量： 審計師行業專長（MSA）。借鑒劉文軍等（2010）、 范經華等（2013）、 王永妍和牛煜皓（2023）的研究， 本文使用更適合我國國情的市場份額法計算審計師行業專長， 計算公式如下：

MSAjk=" " " "ASSETikj/" " " " " "ASSETikj

其中：" " " " ASSETikj為審計師i在行業k中的客戶資產總額之和；" " " " " " ASSETikj為行業k中所有公司資產總額之和。MSA測量的是審計師對特定行業的從業經驗， MSA的值越大， 表明審計師的行業專長能力越強。

3. 控制變量。借鑒Shan等（2014）和李青原等（2023）的研究， 控制如下可能影響審計師行業專長和供應商牛鞭效應的因素： 季節性趨勢因子（SeasonR）、 需求沖擊的持續性（Rho）、 應收賬款周轉天數（ArDays）、 應付賬款周轉天數（ApDays）、 存貨周轉天數（InvDays）、 企業規模（Size）、 上市年限（ListAge）、 固定資產占比（Fixed）、 前五大股東持股比例（Top5）、 兩職合一（Dual）、 審計質量（Big4）、 市場化程度（Market）。除以上控制變量外， 模型中還控制了年度固定效應（Year）和行業固定效應（Industry）， 變量的具體定義如表1所示。

（三） 實證模型

為檢驗客戶企業審計師行業專長是否能夠緩解供應商牛鞭效應， 本文設定如下計量模型：

ARj，t=β0+β1MSAi，t+Controlsj，t+Year+Industry+

εi，t" "（1）

在模型（1）中： i、 j和t分別表示客戶企業、 供應商和年份； ARj，t表示供應商j在t年的供需偏離程度， 即供應商牛鞭效應； MSAi，t表示客戶企業i在t年的審計師行業專長； Controlsj，t是關于供應商j在t年的一系列控制變量； Year和Industry分別表示年度固定效應和行業固定效應； εi，t是殘差項。回歸系數β1反映了客戶企業審計師行業專長對于供應商牛鞭效應的影響， 如果β1顯著為負， 則表明客戶企業審計師行業專長能夠緩解供應商牛鞭效應。

四、 實證分析

（一） 描述性統計

表2列示了本文的描述性統計結果， 供應商牛鞭效應（AR）的均值為1.518， 標準差為1.902， 最小值為0.061， 中位數為1.064， 最大值為22.978， 說明樣本期間內A股上市公司組成的供應鏈中普遍存在牛鞭效應， 且在不同的供應鏈中牛鞭效應差異較大； 審計師行業專長（MSA）的均值為0.072， 最小值為0， 最大值為0.48， 中位數為0.052， 說明審計師的平均行業市場份額為7.2%， 且不同審計師之間的行業專長存在較大差距； 控制變量的描述性統計未發現異常， 與其他研究中的數據特征基本保持一致。

（二） 基準回歸

表3列示了本文的基準回歸結果， 列（1）中未控制固定效應且未加入控制變量， 其中MSA的系數在1%的顯著性水平上為負， 說明客戶企業審計師行業專長與供應商牛鞭效應負相關。列（2）在列（1）的基礎上加入了控制變量， 在排除了季節性趨勢等因素的影響后， MSA的系數依舊顯著為負， 進一步驗證了二者之間的負相關關系。列（3）在列（2）的基礎上進一步控制了年度固定效應和行業固定效應， 可以看出， MSA的系數仍然在1%的水平上顯著為負， 初步說明客戶企業聘任行業專長審計師能夠緩解供應商牛鞭效應， 驗證了本文的H1。此外， 考慮到宏觀經濟環境給供應鏈帶來的影響， 本文還根據宏觀經濟景氣指數的中位數（D_Policy）進行了分組回歸， 表3的列（4）和列（5）分別為宏觀經濟不景氣和宏觀經濟景氣時審計師行業專長對供應商牛鞭效應的回歸結果， 從中可以看出， 在經濟不景氣時審計師行業專長的作用更顯著， 這與前文的分析一致， 反映出審計師行業專長在經濟發展不景氣、 有效需求不足的情況下對供應鏈的維穩作用。

（三） 穩健性檢驗

1. 內生性檢驗。客戶企業審計師行業專長與供應商牛鞭效應的關系可能會受到選擇偏差和混雜因素的影響， 并且當供應鏈上下游企業受到牛鞭效應的影響較大時， 客戶企業可能會主動聘請行業專長審計師來提高會計信息質量和獲得專業性的增量信息， 此時本文的研究也會受到反向因果問題的干擾。因此， 本文選擇PSM法和工具變量法來對內生性問題進行檢驗。

（1） PSM法。首先， 根據審計師行業專長的虛擬變量（MSA_D）來區分處理組和對照組。借鑒周靜怡等（2022）的研究， 將行業市場份額大于等于10%的審計師視為行業專長審計師， 即當MSA≥10%時， MSA_D為1， 否則為0。接著， 通過1∶4最近鄰匹配法進行匹配， 匹配所選擇的協變量除模型（1）中的控制變量外， 還加入了會計師事務所是否變更、 審計任期、 審計費用和審計意見四個變量， 協變量的平衡性檢驗結果顯示， 匹配后各變量在處理組和對照組之間不存在顯著差異。最終匹配得到1457個觀測值進行回歸， 回歸結果如表4列（1）所示， 在控制了選擇偏差和混雜因素的影響后， 本文的研究結論仍然成立。

（2） 工具變量法。借鑒王永妍和牛煜皓（2023）的研究， 選取滯后一期的審計師行業專長（L1_MSA）作為當期行業專長的工具變量。首先進行Hausman檢驗， 發現p值=0.000lt;0.01， 可在1%的水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設， 認為MSA內生。在此基礎上將滯后一期的審計師行業專長作為工具變量進行回歸， 第一階段和第二階段的回歸結果分別如表4中的列（2）和列（3）所示， 發現L1_MSA的系數顯著為正， 且F統計量為292.74， 說明不存在弱工具變量問題， 而MSA的系數在10%的水平上顯著為負， 說明在控制反向因果問題后， 本文的研究結論仍然成立。

2. 其他穩健性檢驗。排除了內生性問題的干擾后， 本文還進行了以下幾種穩健性檢驗來進一步確保研究結論的可信度： ①替換解釋變量。借鑒楊剛和喻彪（2023）的研究， 采用會計師事務所在某一行業的客戶企業營業收入總額與該行業全部會計師事務所營業收入總額之比來衡量審計師行業專長（MSR）。②替換被解釋變量。參考楊志強等（2020）的做法， 用供應商供需偏離程度與客戶企業供需偏離程度之比來衡量供應商牛鞭效應（AR2）。③在基準回歸模型的基礎上進一步控制地區固定效應（Province）和會計師事務所固定效應（Firm）。如表4所示， 以上穩健性檢驗的回歸結果均支持本文的研究結論。

（四） 作用機制檢驗

本文H2和H3認為， 會計信息透明度和管理層決策準確性在客戶企業審計師行業專長與供應商牛鞭效應的關系中起到中介作用。基于此， 下文將分別從會計信息透明度和管理層決策準確性的角度探究客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應的作用機制， 以驗證H2和H3的理論邏輯是否成立。

1. 會計信息透明度。參考范經華等（2013）的做法， 本文選擇基于DD模型計算的應計盈余管理水平（DA）和基于Roychowdhury模型計算的真實盈余管理水平（REM）來衡量客戶企業的會計信息透明度， DA或REM的值越大， 說明企業盈余管理的空間越大， 會計信息越不透明。回歸結果如表5列（1）和列（2）所示， 從中可以看出， 審計師行業專長（MSA）對應計盈余管理水平（DA）和真實盈余管理水平（REM）的回歸系數均顯著為負， 表明客戶企業審計師行業專長能夠提升客戶企業的會計信息透明度， 降低供應商的信息不對稱程度， 從而緩解供應商牛鞭效應， 本文的H2成立。

2.管理層決策準確性。上文提到， 審計師行業專長提高了采購決策的準確性， 有助于客戶企業依據準確的采購計劃管理庫存， 減小存貨的調整幅度（陶鋒等，2023）。因此， 本文選擇了客戶企業的存貨調整幅度（Match）作為管理層采購決策準確性的代理變量， 客戶企業的存貨調整幅度越小， 采購決策的準確性越高。同時， 精準的采購計劃能夠幫助企業優化庫存管理策略， 有助于企業降本增效， 因此本文還選擇了客戶企業的營業成本率（OCR）作為采購決策準確性的另一個代理變量， 客戶企業的營業成本率越低， 表明采購決策的準確性越高。其中， Match=ln|企業當期存貨凈額-上期存貨凈額|， OCR=營業成本/營業收入。回歸結果如表5中列（3）和列（4）所示。MSA對Match和OCR的系數均顯著為負， 表明客戶企業審計師行業專長能夠通過提高客戶企業的采購決策準確性來減小需求信號扭曲和偏差， 從而緩解供應商牛鞭效應， 即H3也成立。

五、 進一步研究

（一） 基于信息技術的進一步分析

1. 企業數字化轉型。隨著數字經濟時代的到來， 傳統供應鏈企業面臨著嚴峻的挑戰。這些企業往往受制于有限的數據源和低效率的數據采集處理方式， 對市場的洞察力不足， 無法靈活應對市場的多元化需求和動態變化。而數字化轉型不僅能夠賦予供應商更加強大的信息采集與加工能力， 減少供應鏈中信息傳遞的扭曲和失真， 還能夠通過對企業業務流程、 組織架構、 商業模式的全面變革（袁淳等，2021）， 幫助供應商靈活迅速地調整生產流程， 加快對客戶需求的響應。因此本文預期， 數字化轉型對審計師行業專長具有替代作用， 對于數字化轉型程度高的供應商來說， 審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用更不顯著。本文參考袁淳等（2021）的研究， 采用文本分析的方式來衡量供應商數字化轉型程度， 并根據供應商數字化轉型程度的中位數將樣本分為兩組分別進行回歸。回歸結果如表6列（1）和列（2）所示， 從中可以看出， 數字化轉型能夠提高供應商的信息搜尋和處理效率， 使得客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用變得不顯著。

2. 簽字會計師信息技術專業背景。隨著大數據、 云計算等信息技術的不斷發展和普及， 企業的財務數據和業務流程日益依賴于信息系統。如果簽字會計師具備信息技術背景， 一方面能更好地評估被審計單位的信息系統， 保證審計工作順利開展， 另一方面能夠對財務數據和非財務數據進行深度分析和挖掘， 發現傳統審計方法難以發現的隱藏問題和風險。因此本文預期， 具有信息技術專業背景的簽字會計師更有助于提高客戶企業的會計信息質量， 優化管理層采購決策， 在供應商牛鞭效應的治理中發揮更積極的作用。信息技術專業背景（Major）的定義如下： 如果簽字會計師中至少有一位的最高學歷專業是會計電算化、 軟件工程、 計算機應用等專業， 則認為其具有信息技術專業背景， 即Major取值為1， 否則為0。回歸結果見表6列（3）和列（4）， 當簽字會計師具有信息技術專業背景時， 審計師行業專長（MSA）的系數不顯著， 與前文的預期不符， 說明具有信息技術專業背景的審計師未能充分發揮專業優勢， 將信息技術與審計工作相結合， 探索出更為高效準確的審計方式。

（二） 基于供應鏈關系的進一步研究

1. 供應鏈地理距離。經濟地理學常被運用在企業區域和戰略的研究當中， 但隨著供應鏈管理等研究的興起， 相關學者對地理距離在供應鏈中發揮的作用進行了研究。對供應商來說， 地理位置鄰近使得供應商與客戶企業之間能夠更方便地通過實地考察、 面對面溝通等方式保持良好關系， 建立正式或非正式的關系網絡， 降低溝通成本和私有信息的獲取成本（鮑群等，2023）， 促使供應商更多依賴私有信息進行需求預測、 制定生產計劃， 審計師行業專長的作用隨之減弱。因此本文預期， 當供應商與客戶企業的地理距離更遠時， 審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用更為顯著。本文根據供應商與客戶企業的辦公地是否在同一省份（Distance）來區分二者之間地理距離的遠近， 若供應商與客戶企業的辦公地在同一省份則Distance取值為1， 否則為0。從表7列（1）和列（2）中可以看出， 當供應商與客戶企業的辦公地不在同一省份時， 供應商所能獲取的私有信息較少， 更依賴于行業專長審計師所提供的公開信息進行需求預測， 因此客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用更加顯著。

2. 供應鏈縱向一體化戰略。前人研究發現， 企業知識和信息還能夠沿著董事的關系網絡擴散。供應商通過共享高管/董事等方式能夠與客戶企業達成縱向一體化戰略， 增強雙方聯系的緊密程度， 促進合作互信， 實現信息共享和資源互補（李云鶴等，2022）。借助縱向一體化戰略， 供應商能夠更直接地參與到客戶企業的日常運營和重大決策中， 使得客戶企業信息能夠在供應鏈內部進行傳遞， 進而弱化審計師行業專長的影響。因此， 本文預期， 當供應商與客戶企業之間不存在縱向一體化戰略時， 更有助于行業專長審計師發揮作用， 緩解供應商牛鞭效應。縱向一體化（Vertical）的定義為： 當供應商企業的高管/董事在客戶企業兼任董事或客戶企業的高管/董事在供應商企業兼任董事時， Vertical取值為1， 否則取0。根據Vertical對樣本進行分組后發現， 共有109條供應鏈采取了縱向一體化戰略， 回歸結果如表7列（3）和列（4）所示， 審計師行業專長（MSA）的系數在列（1）中不顯著， 在列（2）中顯著為負， 這說明當供應商和客戶企業不存在縱向一體化戰略時， 客戶企業的審計師行業專長對供應商牛鞭效應的治理作用更顯著， 符合前文的預期。

六、 研究結論與啟示

本文從供應鏈的視角切入， 實證考察了客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應的影響及作用機制。研究發現， 客戶企業審計師行業專長對供應商牛鞭效應發揮了治理作用， 且該作用在宏觀經濟不景氣、 有效需求不足時更加顯著， 而會計信息透明度和管理層決策準確性是二者間的中介機制。此外， 進一步研究發現， 從信息技術方面來看， 當供應商企業數字化轉型程度較低時， 客戶企業審計師行業專長更能夠緩解供應商牛鞭效應， 而簽字會計師的信息技術專業背景沒有顯著影響； 從供應鏈關系方面來看， 當供應商與客戶企業的地理距離更遠、 二者之間沒有構建縱向一體化戰略時， 客戶企業審計師行業專長的治理作用更為顯著。

本文提出如下啟示： 第一， 重視審計師行業專長的培養。未來發展行業專長， 走差異化戰略路線是必然趨勢， 會計師事務所、 注冊會計師行業協會等應進一步提升對審計師行業專長的培養和重視程度， 通過加強審計師的專業培訓和行業知識更新， 提升其在特定行業的審計能力。第二， 深入開展企業數字化轉型。在數字經濟時代， 數字化轉型對于企業的長遠發展至關重要。企業應積極探索和應用大數據、 云計算、 人工智能等新技術， 加快數字化轉型步伐， 在供應鏈上下游企業之間構建信息共享平臺， 促進信息在供應鏈上的流通。第三， 推動大數據與審計服務相融合。隨著大數據時代的到來， 審計師在提供傳統審計服務的同時， 也需不斷拓寬視野， 增強對大數據領域的理解和關注， 實現審計服務與大數據的深度融合。第四， 鼓勵供應鏈上下游企業實行縱向一體化戰略。供應鏈的穩定性和效率不僅取決于單個企業的運營水平， 更依賴于供應鏈中各個企業之間的緊密合作與協調， 通過縱向一體化， 上下游企業可以更加深入地了解彼此的需求和期望， 減少信息不對稱帶來的產能錯配和供需失衡等問題， 加強供應鏈穩定性和韌性。

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