环境不确定性、内部控制与审计意见_田金玉.pdf

会 计 之 友 2023 年 第 14 期FRIENDS OF ACCOUNTING审计广角一、引言近年来，受新冠疫情、数字化转型以及碳减、碳中和等因素影响，我国企业发展面临的环境不确定性因素不断增多。瑞幸咖啡、康美药业等企业财务舞弊案件的爆出，也引发了社会各方对注册会计师审计结果的关注。为规范审计环境，提升审计质量，国务院办公厅发布了 关于进一步规范财务审计秩序促进注册会计师行业健康发展的意见。注册会计师审计成为规范市场监督环境、提升市场资源配置效率、减少不稳定因素的重要一环。审计意见是注册会计师完成审计工作后对被审计企业是否符合标准出具的意见评价，是一种重要的信息载体，具有较高的信息含量。在实务中，审计意见一方面能客观反映被审计企业财务信息状况，为报表使用者决策提供信息依据，便于决策者针对企业实际做出有效的投融资决策，促进企业高质量发展；另一方面作为外部信息的重要传递媒介，将直接影响外界投资者对企业的市场反应。当企业被出具非标准审计意见时，消极信号的传递会降低外界对企业的信任度1，对股价与相关信用评级产生负面影响（苗丹，2017），尤其在当前环境不确定性不断增大的背景下，使得企业风险增大。因此，缓解环境不确定性对审计意见的影响是值得深入探究的问题。然而，当前环境不确定性相关研究主要集中于企业创新2、企业风险、企业绩效3以及企业投资4等层面，较少从审计业务层面探究环境不确定性的直接和间接效应。内部控制是公司治理的重要组成部分，也是风险导向审计模式下的重要审计依据，注册会计师往往据此确定相关审计程序与审计方案，分配审计资源，出具审计意见。由此可见，内部控制对改善审计环境具有重要意义。那么，良好的内部控制能否缓解环境不确定性对审计意见的影响呢？为了研讨上述问题，本文利用 20122020 年我国沪深 A 股上市公司数据，对环境不确定性、内部控制与审计意见三者关系进行深入探究，以达到提升审计质量、完善内部控制系统建设等目的。较之已有研究，本文贡献主要有：（1）将环境不确定性、内部控制与审计意见置于同一研究框架，实证检验了三者的直接关系和间接关系，扩大了审计意见研究边界；（2）引入产权性质及分析师关注变量进行异质性分析，丰富了分析师关注、产权性质相关研究文献，为构建高效的内部控制系统提供了理论依据；（3）从作用机制展开研究，扩充公司内控治理研究成果的【基金项目】国家社会科学基金重点项目“兼顾经济增长目标的财政再分配机制研究”（21AJY005）【作者简介】田金玉（1966），女，河北石家庄人，博士，华北电力大学经济管理系副教授、硕士生导师，研究方向：审计理论与实务；陈安澜（1998），女，湖北黄石人，华北电力大学硕士研究生，研究方向：审计理论与实务；刘穷志（1967），男，湖北浠水人，博士，武汉大学经济与管理学院教授、博士生导师，研究方向：应用经济学【摘要】利用 20122020 年我国沪深 A 股上市公司面板数据，通过构建面板 Logit 回归模型实证检验环境不确定性、内部控制与审计意见三者间的关系。结果表明：环境不确定性程度越大，企业越容易被出具非标准审计意见；良好的内部控制有助于降低环境不确定性较大企业被出具非标准审计意见的概率，但该关系仅在分析师低关注企业以及非国有企业中存在。进一步检验发现，信息与沟通是发挥内部控制调节作用的关键要素，主要通过改善信息环境、提升信息透明度缓解环境不确定性对审计意见的负面影响。有效的内部控制系统具有风险免疫功能，有助于缓解环境不确定性对审计意见的影响，因此完善内部控制系统，尤其是加强信息与沟通对企业而言具有重要意义。【关键词】审计意见；环境不确定性；内部控制；机制检验【中图分类号】F239【文献标识码】A【文章编号】1004-5937（2023）14-0010-08环境不确定性、内部控制与审计意见田金玉1陈安澜1刘穷志21.华北电力大学经济管理系2.武汉大学经济与管理学院10FRIENDS OF ACCOUNTING审计广角同时为该研究方向提供了新视角。二、理论分析与研究假设（一）环境不确定性与审计意见注册会计师出具的审计意见类型，作为一种反映企业经营状况的信号，将对企业自身以及信息使用者产生较大的影响。因此，注册会计师往往会谨慎地进行审计意见决策。环境不确定性的加剧，增大了信息不对称程度，使得企业经营、财务等状况均受到一定影响，使内部管理层对企业未来前景预测的难度提升。在委托代理关系中，管理层业绩与薪酬密切相关，不稳定的业绩不利于管理层提升薪酬。基于提升业绩、获得超额报酬的考量，管理层盈余管理动机增大，更易做出操纵盈余等不利于企业发展的决策行为5。由于盈余管理存在一定隐蔽性，注册会计师只能基于企业提供的财务报表信息做出评价，注册会计师审计过程变得愈加复杂，面临的审计风险也在不断增大，出于降低审计风险的考虑，注册会计师会倾向于出具非标准审计意见。此外，当企业面临较大环境不确定性时，外界的波动使得企业自身固有风险增大，为适应环境变化，企业频繁地进行战略调整会降低注册会计师对企业的信赖度，进而引发注册会计师对企业经营活动的怀疑，为了维护声誉，降低错报风险，注册会计师出具非标准审计意见概率增大。据此分析，提出如下研究假设：H1：环境不确定性与企业被出具非标准审计意见正相关。（二）环境不确定性、内部控制与审计意见内部控制是公司治理的重要组成部分，也是风险导向审计模式下重要的审计依据。良好的内部控制能规范企业经营管理活动，降低管理风险，提升经营绩效，改善企业的财务报表质量。当环境不确定性增大时，健全的内部控制一方面有利于提升企业会计信息透明度6-8，缓解信息的不对称，令外部信息使用者获得更多企业相关信息，更好地监督企业，抑制管理层盈余管理等舞弊行为的发生，使注册会计师有理由相信被审计企业存在较低的重大错报风险，基于对企业的信任，注册会计师往往更倾向于出具“清洁”的审计意见类型（单松，2020）。另一方面，健全的内部控制能增强企业的风险抵御能力，拥有健全内部控制制度体系的企业，能在环境不确定性程度较大时，根据企业当前实际情况制定及时有效的应对措施，将困境转为机遇，降低企业整体经营和财务风险，保证企业可持续经营，进而有效缓解环境不确定性对企业经营管理的影响。由于注册会计师出具的审计意见需要反映企业真实状况，在上述情况下，企业被出具非标准审计意见概率降低。据此分析，提出如下研究假设：H2：内部控制对环境不确定性与企业被出具非标准审计意见关系产生负向调节作用。（三）分析师关注影响分析师关注主要是指分析师凭借自身专业业务能力，根据收集的相关信息对被关注企业整体进行的评价。在数字化发展不断加快的当下，分析师对资本市场信息引流作用愈发凸显。作为一种新式信息引流媒介，分析师关注对改善企业信息环境、规范企业经营均产生重要影响。然而，是否分析师关注越高越好呢？对此，本文将该变量引入论题，探究分析师关注对内部控制调节作用的影响。一方面，分析师专业的分析增大了信息透明度9，改善了企业信息环境。通过多年对行业的深入研究，分析师已拥有过硬的业务能力以及信息广泛获取渠道，能针对企业内部存在问题发表相对公正的评价。处于信息劣势方的注册会计师通过分析师解读，能够增大对企业经营水平、财务状况等方面的认知，以更客观的角度审视企业整体风险。在这一过程中，分析师关注与内部控制相互促进、相互修正，发挥出协同效应，有利于推动内部控制系统重塑，提升内部控制质量，令内部控制调节作用更为显著。另一方面，当企业受到分析师较高关注时，分析师发挥的信息解读与外部监督效能有利于改善企业内部治理环境及外部信息环境，进而降低企业整体经营风险。因此，较之分析师低关注企业，分析师高关注企业受环境不确定性影响相对较小，企业内部控制发挥的调节作用相对不显著。此外，随着分析师行业的发展，投资者越来越信赖分析师做出的评价，有些投资者甚至将分析师盈余预测作为衡量企业业绩好坏的重要指标，分析师对投资者决策的影响力与日俱增。对于管理层而言，分析师的评价将引导投资者决策，对自身业绩产生重要影响，为营造良好声誉形象、维持业绩水平，提升分析师的评价成为管理层重要治理目标之一。但当管理层过度在意分析师评价或分析师给予企业过度关注时，过重的业绩压力可能会增大管理层盈余管理动机10，催生一系列隐蔽操纵利润手段，尤其是在企业面临的环境不确定性不断增大的情况下，为提升业绩，管理层甚至可能利用职权之便，寻求企业董事会、监事会、其他员工等多方合作，致使内部控制合谋风险上升，内部控制质量降低，从而不利于内部控制发挥调节作用。11会 计 之 友 2023 年 第 14 期FRIENDS OF ACCOUNTING据此分析，提出如下研究假设：H3a：内部控制的调节作用在分析师高关注企业作用显著。H3b：内部控制的调节作用在分析师低关注企业作用显著。（四）产权性质影响国有企业与非国有企业在抵御环境不确定性风险上存在差异，进而影响企业被出具的审计意见类型。对此，本文将产权性质纳入论题，探究该变量对内部控制调节作用的影响。首先，由于两种类型公司经营理念存在较大差异，经营方式大不相同，国有企业往往承担着更重的政策目标，与政府联系相对更为紧密，也更易受到政策优待。政府会通过提供各种隐性担保或财政支持等措施促进国有企业高质量发展。良好的制度环境为国有企业提供生长沃土的同时，进一步提升了企业抵御环境不确定性风险的能力，较之非国有企业，国有企业面临的经营（破产）风险相对较低。其次，国有企业具有严格的业务审批程序与规范的制度体系，当环境不确定性不断增大时，企业能通过有效手段降低经营风险，保障自身可持续性经营。此外，国有企业管理层不仅在企业身居要职，而且担任一定党内职务11，相较于非国有企业的高管，他们除了要遵守企业相关法规外，还要遵守党内组织纪律，制度的约束，使国有企业管理层往往不易做出操纵盈余等不利于企业长远发展的行为。综上所述，政府的扶持、规范的内部治理体系，为国有企业抵御风险提供了坚实保障，使之受环境不确定性影响相对较小，内部控制发挥的调节作用也就不显著。据此分析，提出如下研究假设：H4：内部控制调节作用在非国有企业作用显著。三、研究样本及模型（一）样本选择及数据来源本文以 20122020 年我国沪深 A 股上市企业为初始样本，并进行了如下处理：（1）剔除初始样本中所有*ST、ST 及金融保险类企业样本；（2）剔除相关数据缺失的企业样本；（3）剔除个体年份不足五年的数据样本；（4）对所有连续变量进行 1%的 Winsorize 缩尾。最终，得到 9 374个观测值参与实证。本研究相关财务数据来源于 WIND、CSMAR 以及迪博内部控制数据库，使用的统计及数据处理软件为 Stata16。（二）变量定义审计意见（Opin）。采用现有研究中最常用方式，当企业被出具非标准审计意见类型时取值为 1，其他为 0。环境不确定性（EU）。参考申慧慧等12的研究，用企业业绩波动予以衡量。具体做法如下：利用模型（1）计算各企业过去五年的非正常销售收入标准差（其中 Sale 为销售收入，Year 为年度变量），将非正常收入标准差除以过去五年销售收入平均值得到各企业未经行业调整的环境不确定性，将同一年度同一行业所有企业未经调整的环境不确定性认定为行业环境不确定性，用未经行业调整的环境不确定性除以行业环境不确定性，将计算结果作为本文环境不确定性衡量指标。Sale=0+1Year+（1）内部控制（IC）。参考杨德明和胡婷13的研究，用迪博数据库中内部控制指数除以 100 予以衡量。分析师关注（Analyst）。以年度内针对上市企业发表研究报告的分析师人数衡量表示，人数越多代表分析师关注越高。按照分析师人数数值大小以中位数为界，将大于中位数赋为 1，设为分析师高关注组；小于等于中位数赋为 0，设为分析师低关注组。控制变量。参考以往研究选用以下控制变量：财务指标（企业规模、资产负债率、总资产收益率）、所有权结构（第一大股东持股比例、产权性质、机构投资者持股比例、独立董事比例）、企业治理（企业亏损、托宾 Q 值）。具体变量说明如表 1 所示。（三）模型设定由于被解释变量审计意见为二分类虚拟变量，因此在模型构建上本文建立了以面板 Logit 为基础的实证检验模型，以此验证前文提出的假设。为探究环境不确定性与审计意见关系，验证 H1，构建如下回归模型：Opini，t=0+1EUi，t+kControlsi，t+i+t+i，t（2）为探究内部控制的调节作用，验证 H2、H3、H4，构建如下回归模型：Opini，t=0+1EUi，t+2EUi，tICi，t+3ICi，t+kControlsi，t+i+t+i，t（3）四、实证分析（一）描述性统计表 2 为全样本描述性统计结果。由表 2 可知，审计意见（Opin）均值为 0.0177，表明仅有约 1.8%的企业年报被出具非标准审计意见类型，大部分企业经营状况良好。环境不确定性（EU）均值为 1.2245，最大值为 23.62，最小值审计广角12FRIENDS OF ACCOUNTING为0.0098，标准差为 1.2536，可见我国上市企业面临的环境不确定性程度差异较大。内部控制（IC）均值为 6.5637，最大值为 9.8560，最小值为 0，说明企业内部控制质量存在较大差异，部分企业亟待完善内部控制建设，提高内部控制质量。控制变量与以往研究结果相似，均在合理范围内且基本符合正态分布。（二）回归分析1.环境不确定性与审计意见以环境不确定性（EU）为解释变量，对模型（2）采用面板 Logit 随机效应回归，结果如表 3 所示。列（1）仅控制了时间和行业固定效应，环境不确定性回归系数在 1%水平下显著为正；列（2）加入了其他控制变量，环境不确定性回归系数仍在 1%水平下显著为正。结果表明环境不确定性将显著提升企业被出具非标准审计意见概率，H1 得到验证。2.环境不确定性、内部控制与审计意见根据模型（3）进行面板 Logit 随机效应回归，结果如表 4 所示。列（1）仅控制了时间和行业固定效应，环境不确定性与内部控制交互项回归系数在 1%水平下显著为负；列（2）加入了其他控制变量，环境不确定性与内部控制交互项回归系数仍通过了显著性检验。说明良好的内部控制能降低环境不确定性较大企业被出具非标准审计意见概率，H2 得到验证。3.分析师关注的影响根据模型（3）对分析师关注变量进行分样本面板 Logit 随机效应回归，结果如表 5 所示。列（1）、列（2）为分析师高关注组回归结果，交互项均未通过显著性检验。列（3）、列（4）为分析师低关注组回归结果。列（3）中环境不确定性、内部控制交互项回归系数在 1%水平下显著为负，列（4）加入其他控制变量后，回归结果仍通过了显著性检验。说明内部控制调节作用在分析师低关注企业显著，本文 H3b 得到验证。4.产权性质的影响根据模型（3）按照产权性质进行分样本面板 Logit 随机效应回归，结果如表 6 所示。列（1）、列（2）为非国有企业组回归结果。列（1）中环境不确定性与内部控制交互项变量符号变量说明Opin参照变量定义EU参照变量定义IC参照变量定义IND行业控制变量，根据证监会 2012 年行业分类，制造业使用二级分类，其他行业使用大类变量名称审计意见环境不确定性内部控制行业Analyst参照变量定义分析师关注Size企业规模年末总资产自然对数ROA总资产收益率利润/总资产Year年份年度控制变量，20122020 年Lev资产负债率总负债与总资产之比Top1第一大股东持股比例第一大股东持股数/企业总股数INST机构投资者持股比例机构投资者持股总数除以流通股数TobinQ托宾 Q 值（流通股市值+非流通股股份数每股净资产+负债账面值）/总资产Loss是否亏损企业亏损取值为 1，否则为 0SOE产权性质国有控股企业取值为 1，其他为 0Indep独立董事比例独立董事人数除以董事人数表 1变量定义变量样本量最小值最大值Opin9 3740.00001.0000EU9 3740.009823.6200IC9 3740.00009.8560Indep9 3740.30770.6000均值标准差0.01770.13191.22451.25366.56371.06820.37370.0547Analyst9 3740.00001.00000.49410.5000TobinQ9 3741.84691.28440.799217.6759loss9 3740.07720.26700.00001.0000SOE9 3740.58420.49290.00001.0000Size9 37422.83871.331219.505026.3951ROA9 3740.03890.0511-0.38880.2442Lev9 3740.48820.19390.03490.9789Top19 3740.35320.15030.08380.7578INST9 3740.48630.20130.00000.8894表 2变量描述性统计审计广角13会 计 之 友 2023 年 第 14 期FRIENDS OF ACCOUNTING回归系数在 1%水平下显著为负；列（2）加入其他控制变量后，环境不确定性与内部控制交互项回归系数仍通过了显著性检验。列（3）、列（4）为国有企业组回归结果，均未通过显著性测试。表明内部控制调节作用在非国有企业显著，本文 H4 得到验证。（三）稳健性检验1.倾向得分匹配法（PSM）为应对样本选择偏误导致的内生性问题，本文将环境不确定性以中位水平为界，划分为高于中位水平的高环境不确定性组（处理组）和低于中位水平的低环境不确定性组（控制组），以 Size（企业规模）、ROA（总资产收益率）、Lev（资产负债率）、Top1（第一大股东持股比例）、INST（机构投资者持股比例）、TobinQ（托宾 Q 值）、loss（是否亏损）、SOE（产权性质）、Indep（独立董事比例）为协变量，按照 1:3 的匹配原则计算倾向得分，对匹配结果进行了平衡性检验。检验结果表明匹配后样本与匹配前样本无显著差异，匹配效果满意，通过了平衡性检验。并将匹配后数据样本代入模型重新回归，回归结果与前文结论相一致。说明在解决内生性问题后，原假设依旧成立。2.替换自变量参考李伟14的研究，将未经行业调整的过去五年营业收入标准差作为环境不确定性替换变量参与原模型进行回归，回归结果与前文假设相一致，表明研究结论具有稳健性。3.剔除发生财务造假年份样本考虑到 2013 年万福生科、2018 年康美药业发生财务造假案件可能引起注册会计师更严格出具审计意见，从变量（1）（2）OpinOpinEU0.1886*（0.0057）0.2158*（0.001）Size-0.3406*（0.0282）N9 0409 040ROA-10.3845*（0.0000）Lev4.1875*（0.0000）Top1-2.1838*（0.0823）Wald（Prob）0.00090.0000INST0.4564（0.5960）TobinQ0.1932*（0.0292）loss0.5098（0.1497）SOE-1.1384*（0.0016）Indep-2.8949（0.2792）_cons-6.5119*（0.0000）1.4329（0.6839）Year&IND控制控制表 3环境不确定与审计意见回归结果注：*、*和*分别表示在 10%、5%和 1%水平下显著，括号内为 p 值（下表同）。变量（1）（2）OpinOpinEU1.1753*（0.0002）1.0563*（0.0006）EUIC-0.1598*（0.0026）-0.1335*（0.0087）N9 0409 040IC-0.7511*（0.0000）-0.6707*（0.0000）Size-0.2935*（0.0828）ROA-8.2361*（0.0028）Wald（Prob）0.00000.0000Lev3.9424*（0.0000）Top1-1.2769（0.3400）INST0.7274（0.4475）TobinQ0.2059*（0.0332）loss-0.1075（0.7924）SOE-0.9951*（0.0060）Indep-3.3794（0.2463）_cons-2.2274（0.1131）3.8631（0.3098）Year&IND控制控制表 4环境不确定性、内部控制与审计意见回归结果审计广角14FRIENDS OF ACCOUNTING而模糊环境不确定性、内部控制与审计意见三者关系，本文剔除了发生审计造假事件当期样本，对剩余样本进行回归，回归结果与预期相符，说明研究结论具有稳健性。五、机制检验不断增大的环境不确定性将显著提升企业被出具非标准审计意见概率，那么，环境不确定性究竟是通过何种机制产生影响的呢？内部控制又是如何发挥调节作用的呢？本文认为环境不确定性会降低企业信息透明度，使注册会计师难以获得企业特定信息（如年报、各种信息披露公告等），出于谨慎性考虑，注册会计师更倾向出具保守审计意见，企业被出具非标准审计意见概率增大。为了对作用机制进行检验，参考辛清泉等15的研究，从盈余质量、信息披露考评分值、分析师人数、分析师预测准确性和审计师五个角度构建企业信息透明度的代理变量，在此基础上进一步参照 Lang等16的做法，对上述五个变量百分等级求平均值，以计算数值作为衡量信息透明度的综合指标（TRANS），TRANS 越大，表明企业信息透明度越高。在模型构建上，借鉴余典范和王佳希17，温忠麟等 18的思路，构建模型（4）（6），用于验证信息透明度的中介效应，模型（7）用于检验内部控制的调节效应。Opini，t=0+1EUi，t+kControlsi，t+i+t+i，t（4）TRASNSi，t=0+1EUi，t+kControlsi，t+i+t+i，t（5）Opini，t=0+1EUi，t+2TRANSi，t+kControlsi，t+i+t+i，t（6）TRANSi，t=0+1EUi，t+2EUi，tICi，t+3ICi，t+kControlsi，t+i+t+i，t（7）检验结果如表 7 所示。列（1）中企业信息透明度与环境不确定性回归系数在 1%水平下显著为负；列（2）中环境不确定性与审计意见的回归系数在 1%水平下显著为正，企业信息透明度与审计意见的回归系数在 1%水平下显著为负。上述结果表明，环境不确定性降低了企业信息透明度，使企业被出具非标准审计意见概率显著上升，即信息透明度存在中介效应，且发挥的是部分中介效应。列（3）回归结果中环境不确定性与内部控制交互项系数显著为正，说明内部控制通过改善企业信息环境提升了企业透明度，从而削弱了环境不确定性对审计意见的影响。进一步，为深入研究 COSO 内部控制五要素中是何种要素对改善信息环境、提升信息透明度起作用，本文分别以控制环境、风险评估、控制活动、信息与沟通、内部监督指标中位数为基准，将大于指标中位数水平数据赋值为 1，其他赋值为 0，构建各要素与环境不确定性的交互审计广角表 5分析师关注的影响回归结果变量（3）分析师低关注（4）分析师低关注OpinOpinEU1.3576*（0.0004）1.1961*（0.0012）EUIC-0.1941*（0.0025）-0.1549*（0.0133）N4 5584 558（1）分析师高关注（2）分析师高关注OpinOpin0.9414（0.1107）1.1584*（0.0650）-0.1006（0.2399）-0.1465（0.1564）4 2994 299IC-0.7411*（0.0000）-0.7037*（0.0000）-0.7324*（0.0000）-0.6501*（0.0004）Size0.0586（0.8586）-0.2428（0.2915）ROA-24.1529*（0.0010）-4.1863（0.1914）Lev3.0356（0.1107）4.4641*（0.0001）Top1-0.7036（0.7614）-2.2344（0.1897）INST-0.9827（0.5808）1.9110（0.1199）TobinQ0.1989（0.2893）0.2964*（0.0199）loss-0.4575（0.6101）-0.0022（0.9965）SOE0.0891（0.8867）-1.6233*（0.0006）Indep-13.3822*（0.0487）-1.0689（0.7571）_cons-0.4143（0.8385）2.5569（0.7311）-1.8186（0.2364）2.0893（0.6824）Year&IND控制控制控制控制Wald（Prob）0.00000.00010.00000.000015会 计 之 友 2023 年 第 14 期FRIENDS OF ACCOUNTING项进行回归分析，结果如表 8 所示。回归结果中仅有信息与沟通同环境不确定性构成的交互项通过了显著性测试，且该回归系数在 5%水平下显著为正，这意味着内部控制五要素中，信息与沟通是改善信息环境、增大企业信息透明度的关键要素。即信息与沟通作为内部控制的基本要素之一，对内部控制的有效运行以及内部控制的不断完善有着重要作用。主要通过内部信息沟通方式帮助员工及时了解企业相关信息，提升工作效率，推动企业高效经营，令企业有意愿对外进行信息披露；通过外部信息沟通方式及时向外界提供真实可靠的财务、非财务信息，树立良好企业形象，保证内部控制系统健康运行，从而最终削弱环境不确定性对审计意见的影响。六、研究结论与启示（一）研究结论本文将环境不确定性、内部控制与审计意见置于同一研究框架，以 20122020 年我国沪深 A股上市公司为研究对象，运用面板 Logit 模型就三者关系进行研究，得到结论如下：环境不确定性增大将显著提升企业被出具非标准审计意见的概率；健全的内部控制有利于降低环境不确定性较大企业被出具非标准审计意见概率，但该调节作用仅在分析师低关注企业与非国有企业中显著；从作用机制展开进一步探究，发现信息与沟通是内部控制发挥作用的关键要素，主要通过改善信息环境、增大企业信息透明度降低环境不确定性对审计意见的影响。本文的研究结果有利于帮助企业完善内部控制系统建设，并为降低企业被出具非标准审计意见的概率提供了经验数据和理论依据。（二）研究启示基于上述结论，得到如下启示：（1）内部控制对企业发展来说意义重大。建立内部控制系统、发挥内部控制调节作用、降低环境不确定性对审计意见的影响，有助于树立良好的企业形象。审计广角表 6产权性质的影响回归结果变量（3）国有企业（4）国有企业OpinOpinEU0.2110（0.6644）0.5031（0.2657）EUIC-0.0501（0.5257）-0.0627（0.4041）（1）非国有企业（2）非国有企业OpinOpin1.7388*（0.0002）1.4510*（0.0011）-0.2367*（0.0018）-0.1848*（0.0119）IC-0.7126*（0.0000）-0.6244*（0.0003）-0.8249*（0.0000）-0.7943*（0.0000）Size-0.0103（0.9651）-0.6753*（0.0294）ROA-4.3074（0.1903）-23.5117*（0.0005）Lev4.7505*（0.0004）3.2597*（0.0310）Top1-0.7143（0.7028）-4.1613*（0.0723）INST-0.8719（0.5108）4.5439*（0.0205）TobinQ0.3489*（0.0048）0.0474（0.8253）loss-0.3386（0.5396）-1.6788*（0.0401）Indep0.0530（0.9897）-6.6382（0.2036）_cons-2.5261（0.2887）-4.2160（0.4569）-1.4133（0.4469）12.8282*（0.0517）Year&IND控制控制控制控制Wald（Prob）0.00000.00010.00000.0000N3 7363 7364 8554 855变量（2）模型（6）（3）模型（7）OpinTRANSEU0.1873*（0.0045）-0.0570*（0.0000）TRANS-2.3048*（0.0007）N9 0409 374（1）模型（5）TRANS-0.0299*（0.0000）9 374EUIC0.0041*（0.0185）IC0.0036（0.2459）Controls控制控制控制Year&IND控制控制控制Wald（Prob）/Adj-R20.42000.00000.4217表 7机制检验16FRIENDS OF ACCOUNTING（2）非国有企业与分析师低关注企业，更应明确内部控制对公司治理的重要性。可通过加强内部控制制度设计，完善内部控制部门结构、规范内部控制评价与监督以及提升内部控制人员素质等方式建设高质量内部控制系统，充分发挥内部控制的作用。（3）企业要想从根本上缓解环境不确定性对审计意见的影响，一方面必须不断完善内部控制系统建设，尤其是内部控制中信息与沟通要素建设，增强内部控制的约束力，通过高质量的内部控制改善企业信息环境，提升信息透明度；另一方面要增大信息披露力度，通过多种信息披露手段提升企业信息透明度，让外部信息使用者得到更多有用信息，从而降低被出具非标准审计意见的概率。【参考文献】1李世辉，卿水娟，贺勇，等.审计收费、CEO 风险偏好与企业违规 J.审计研究，2021（3）：84-95.2王萍，卜华，张春秋.环境不确定性、管理者过度自信与企业创新 J.会计之友，2022（7）：39-44.3姜洪涛，王满.环境不确定性、管理会计工具整合与企业绩效 J.华东经济管理，2018，32（2）：130-138.4翁旻，耿成轩.环境不确定性、市场竞争与非效率投资：基于我国 A 股上市公司的实证研究 J.工业技术经济，2021，40（6）：108-116.5陈峻，杨旭东，张志宏.环境不确定性、企业社会责任与审计收费 J.审计研究，2016（4）：61-66.6ALTAMURO J，BEATTY A.How does internal con-trol regulation affect financialreporting J.Journal of Ac-countingandEconomics，2010，49（2）：58-74.7CHENG M，DHALIWAL D，ZHANGY.Doesinvestmentefficiencyimproveafterthedisclosure of material weak-nesses in internal control overfinancialreportingJ.Journalof Accounting&Economics，2013，56（1）：1-18.8马宁.风险投资、企业会计信息透明度和代理成本 J.管理评论，2019（10）：222-233.9郭建鸾，简晓彤.分析师的外部监督效应：来自企业高管在职消费的证据 J.中央财经大学学报，2021（02）：73-88.10叶陈刚，刘猛.分析师关注、产权性质与盈余管理路径 J.中南财经政法大学学报，2018（3）：33-42.11李万利，徐细雄.集体决策能够改善国有企业投资效率吗：基于“三重一大”意见的准自然实验研究 J.财贸研究，2020，31（2）：80-96.12申慧慧，于鹏，吴联生.国有股权、环境不确定性与投资效率 J.经济研究，2012，47（7）：113-126.13杨德明，胡婷.内部控制、盈余管理与审计意见 J.审计研究，2010（5）：90-97.14李伟.不确定性环境下会计稳健性对审计收费、审计意见的影响 J.审计研究，2015（1）：91-98.15辛清泉，孔东民，郝颖.公司透明度与股价波动性 J.金融研究，2014（10）：193-206.16LANG M，LINS K V，MAFFETT M.Transparency，liquidity，andvaluation：internationalevidenceonwhen transparency matters most J.Journal of Ac-counting Research，2012，50（3）：729-774.17余典范，王佳希.环境不确定性与企业党员高管的创新“稳定器”效应 J.经济与管理研究，2021，42（11）：35-56.18温忠麟.张雷，侯杰泰，等.中介效应检验程序及其应用 J.心理学报，2004（5）：614-620.变量TRANSTRANSEU-0.0344*（0.0000）-0.0291*（0.0000）EUIC0.0086*（0.0187）-0.0021（0.5729）N9 3749 374TRANSTRANSTRANS-0.0288*（0.0000）-0.0287*（0.0000）-0.0299*（0.0000）-0.0001（0.8570）-0.0019（0.6145）0.0003（0.9276）9 3749 3749 374IC0.0257*（0.0000）0.0189*（0.0000）0.0213*（0.0000）0.0057（0.1786）-0.0107*（0.0127）Controls控制控制控制控制控制Year&IND控制控制控制控制控制Adj-R20.42450.42380.42420.42320.4230（4）信息与沟通（5）内部监督（1）控制环境（2）风险评估（3）控制活动表 8内部控制五要素回归审计广角17