内部控制有效性对审计意见影响的实证研究_来自中国证券.pdf

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1、会 计 之 友 2010 年 第 9 期 上FRIENDS OF ACCOUNTING一、引言审计意见信息含量主要是指审计意见信息对投资者决策是否有用，进而对股票价格是否有影响。注册会计师作为一种监督机制，应当能揭示企业的机会主义行为。而审计意见作为一种缓解代理成本的机制，具有信息含量（李增泉，1999），不仅体现在审计意见发表时，也将体现在审计意见发表后。而内部控制是公司内部治理机制的基石，外部审计作为现代公司治理不可或缺的组成部分，其治理作用的有效发挥有赖于内部控制的良好运作。国外学者通过研究审计师出具的审计意见类型与内部控制的相关性，在一定程度上实证检验了内部控制对审计意见类型的影响效应

2、。那么在我国证券市场上，审计意见类型与内部控制效率是否具有相关性，并且是否在统计上具有显著性呢？目前国内尚无学者从实证角度回答这一问题。因此，本文在借鉴国外相关文献的基础上，结合信号传递理论和风险传导效应，以审计意见类型为视角，通过不同角度选取内部控制效率的替代变量，对我国上市公司的内部控制效率进行实证研究，旨在发现审计意见类型与内部控制效率之间是否具有相关性，进而为提高我国上市公司的内部控制效率提供一些经验证据。二、文献综述现有的文献，通过研究审计意见类型与内部控制的相关性，在一定程度上实证检验了内部控制对审计意见类型的影响效应。首先，方军雄等（2004）从审计风险的角度研究审计意见，发现：

3、注册会计师在出具审计意见时非常关注客户的风险程度，越是出现亏损、被他人提起诉讼、股东占款比重和资产负债率高，被出具非标准审计意见（以下简称“非标意见”）的可能性就越大。审计风险是指审计人员在对企业的财务报表进行审查后，对财务报表的公允性发表了不恰当的审计意见而可能导致的行政责任、民事责任和刑事责任风险（谢荣，2003）。审计风险的高低直接决定了审计师面临的诉讼风险，针对诉讼风险，审计师倾向于退出高风险的业务。诉讼风险是基于审计需求的保险理论提出来的，保险理论是以风险转嫁理论作为其立论基础，它认为审计具有保险价值，即它能够在审计失败时向投资者提供赔偿。其次，杨德明、王春丽和王兵（2009）从内部

4、控制质量对外部审计影响的视角，研究审计师面临的审计风险和诉讼风险，发现：内部控制质量的高低直接影响了审计程序,如果假定审计收费一定或基本无法改变，那么，注册会计师可以选择的审计程序也会比较有限，在审计程序选择受到限制的条件下，注册会计师可能发现不了财务报表中的所有问题。这就必然产生审计风险，增加审计师面临赔偿诉讼的几率。王怀明、项敏（2009）实证研究表明：信息披露质量对审计师出具清洁的审计意见具有显著的正面影响。最后，作为内部控制效率的替代变量，内部控制自我评价报告是否接受外部审计机构的审核（即外部监督），也是衡量上市公司内部控制效率高低的重要标准。周勤业（2005）研究发现：美国注册会计师

5、协会（AICPA）和美国审计署（GAO）（表述其中文含义）都赞成内部控制报告经过审计师验证。另一方面，财务经理协会（FEI）、管理会计师协会（IMA）曾表示反对。反对的理由大体可以归为两个方面：一个是成本效益的考虑，认为增加审计成本但对财务报告可靠性的提高作用不大；另一个是担心会增加审计师的风险。三、理论分析与研究假设（一）理论分析1.审计需求信号传递理论认为：信息的发布与信息的质量成本成反比，通过定期公布财务报表和对财务报表的审计（或审核等），能向市场有效传递有关公司状态的信息，从而缓解市场中的逆向选择问题。高质量公司的管理层有动机将公司高品质的信号（如较好的业绩、较好的內部控制及风险防范信

6、息）及时传递给投资者（林斌等，2009），高质量的内部控制信息能够显示出该公司具有良好的内部控制系统。因此，内部控制效率越高的公司，越愿意披露详细的内部控制信息。2.风险转嫁理论是审计需求保险理论的基础，即在审计失败时，审计师需要向投资者赔偿。在风险导向审计模型下，内部控制风险是决定审计风险高低的因素之一。根据风险传导效应，被审计单位的内部控制风险越高，审计风险越高。审计风险决定了诉讼风险，针对诉讼风险，作为理性人的审计师，基于风险规避的动机，更倾向于出具非标意见。基于风险传导效应，内部控制效率越低，内部控制风险和财务风险就越高，财务报告出现重大错报的可能性越大，审计失败的风险也就越大。内部控

7、制有效性对审计意见影响的实证研究来自中国证券市场的经验数据重庆理工大学会计学院陈丽蓉牛艺琳【摘要】文章以 2008 年度我国自愿披露内部控制的上市公司为样本，研究发现：非标准审计意见与内部控制信息披露程度、内部监督显著负相关；非标准审计意见与外部监督正相关，但并不具有统计显著性。研究结论表明：在我国，上市公司内部控制效率的高低是影响审计意见类型的重要因素，也具有明显的效率信号传递效应特征。因此，应当加强上市公司内部控制监管并督促上市公司完善其内部控制信息披露机制。【关键词】内部控制披露程度；审计意见；内部监督；外部监督风 险 与 内 控66FRIENDS OF ACCOUNTING（二）研究假

8、设内部控制质量的高低直接影响了审计程序。如果假定审计收费一定或基本无法改变，那么，注册会计师可以选择的审计程序也会比较有限，在审计程序选择受到限制的条件下，导致审计师面临的诉讼风险增加。较低的内部控制效率，一方面增加了审计风险；另一方面，审计师还需要扩大控制测试的范围和改变实质性程序的性质、时间和范围，进而增加了审计成本。所以审计师为了避免审计诉讼，倾向于出具非标准审计报告。基于上述分析，笔者认为内部控制信息披露程度反映了内部控制的总体水平，它是衡量内部控制效率的重要指标，即内部控制效率越高的上市公司，越倾向于披露详细的内部控制信息，而内部控制效率低的公司不愿意过多地披露内部控制信息。由于上市

9、公司内部控制效率越低，上市公司越有可能被出具非标意见。故而得出假设 1：H1：非标意见与内部控制披露程度负相关。上市公司的内部控制监督检查部门，如果定期向董事会或审计委员会提交內部控制检查监督工作报告，则可以认为该公司的内部控制制度得到了有效的执行。相对于那些没有定期提交內部控制监督报告的公司来说，定期提交內部控制监督报告的公司，内部控制效率相对较高。因为制度是静态的，它如果得不到有效地执行，就不能促使内部控制效率的提高。因此，基于此笔者认为，內部控制监督部门是否定期提交监督报告，是衡量内部控制效率的重要指标。故而得出假设 2：H2：非标意见与內部控制监督部门定期提交监督报告负相关。COSO

10、报告建议，由管理当局或其指定的人员(如内部审计人员)定期对企业内部控制的设计和执行情况进行评价，并出具评价报告，注册会计师对管理当局的内部控制报告出具审核意见，内部控制评价报告和注册会计师的验证报告一并对外披露。对上市公司内部控制自我评估报告出具审核意见，会增加审计师的审计风险，进而增加审计师的诉讼风险，所以审计师会谨慎出具审核意见，倾向于给上市公司出具非标准的审计意见，基于此，笔者提出假设 3：H3：非标意见与自愿性披露內部控制鉴证报告负相关。四、研究设计与样本选择（一）变量选择与界定1.被解释变量设计本文把审计意见（OPINION）作为被解释变量，OPINION表示上市公司被外部审计机构出

11、具的审计意见类型，即 2008年度是否被出具了非标意见。如果该公司被出具了非标意见，则设定为 OPINION=1；否则为 OPINION=0。2.解释变量设计杨德明、王春丽（2009）采用中山大学和深圳市迪博企业风险管理技术有限公司联合课题组提供的内部控制评价指标来衡量上市公司内部控制。该评价指标由内部环境（19 个指标）、风险评估（8 个指标）、控制活动（12 个指标）、信息与沟通（6 个指标）、监督检查（6 个指标），以及会计师事务所是否出具评价报告、独立董事和监事会是否发表意见等七部分指标组成。通过对上市公司 2007 年年报的查询，一旦上市公司建立或从事了与某一指标相关的制度或行为，即

12、赋予 1分，最后对分值进行加总，即可得该评价指标。由于该指标反映了上市公司与内部控制相关的各种制度或行为，因此该评价指标越高，反映上市公司内部控制质量越高。以上内部控制效率评价的量化指标，使得我国内部控制方面的实证研究具有更深、更广的可行性，也是本文企业内部控制效率衡量的重要依据。（1）内部控制信息披露程度（ICID）本文依据 企业内部控制基本规范，以内部控制五要素为线索，根据上市公司在年度报告中披露的内部控制信息，对内部控制信息披露程度进行评分。并且把控制活动细分成 6 个指标：关联交易、对外担保、投资管理、募集资金使用管理、财务（会计）管理、业务管理，共 10 个指标，每披露一个指标，则

13、1分，披露完整 10 个指标则得 10 分，显然，ICID 得分越高，披露越详细。ICID 反映了内部控制效率的总体高度。（2）内部监督（INTERNAL）内部监督，即是内部控制检查监督部门是否定期向董事会或审计委员会提交内部控制监督报告。根据上市公司在年度报告中披露的内部控制信息，若公司的内部控制监督部门定期向董事会或审计委员会提交内部控制监督报告，则 INTERNAL=1；否则，INTERNAL=0。INTERNAL 从内部控制制度是否被执行的角度，反映了内部控制效率的高低。（3）外部监督（EXTERNAL）证监会、上交所分别在 2007 年和 2008 年明确提出“鼓励央企控股、金融类和

14、其他有条件的上市公司在披露年报的同时披露董事会对公司内部控制的自我评估报告和审计机构对自我评估报告的核实评价意见”。若是 EXTERNAL=1；否则 EX-TERNAL=0。EXTERNAL从审计机构是否对公司的自我评估报告进行核实评价，并且得出意见的角度，反映了审计师对上市公司内部控制了解程度的高低。3.控制变量（1）本年度损益（PROFIT）上市公司危机严重程度也会影响注册会计师的审计意见类型，Chen and Church（1996）、Louwers（1998）认为当上市公司危机显性化（出现净亏损、债务违约、涉及法律诉讼）时，审计师不仅比较容易察觉公司的持续经营危机，而且更有可能出具非标

15、意见。若本年度上市公司盈利，PROFIT=1；否则 PROFIT=0。（2）审计师变更（CHANGE）李爽、吴溪（2002）借鉴 Lennox 的研究思路进行实证研究，结果表明，对于在变更前一年度被出具非标意见的上市公司，通过变更审计师，确实能够在一定程度上改善审计意见的严重程度。耿建新、杨鹤（2001）发现，被出具过非标准无保留意见审计报告的上市公司比未被出具过的更易变更会计师事务所，在变更后，其审计报告中标准无保留意见显著地多于非标准无保留意见。所以，若 2008 年上市公司变更了审计师，则CHANGE=1；否则 CHANGE=0。（3）资产规模（SIZE）鲁桂华等（2007）实证研究发现

16、：在控制住文献中已知对审计意见存在影响的诸多审计风险、公司财务特征、事务所特征等变量的前提下，客户相对规模显著地影响审计师的审计意见决策，相对较小的客户被出具非标意见的概率较高。在模型中，SIZE 表示t 期末资产总额的自然对数。风 险 与 内 控67会 计 之 友 2010 年 第 9 期 上FRIENDS OF ACCOUNTING（4）事务所规模（Big10）Shackly（1981）和 Knapp（1985）的研究证明了事务所的规模会对审计独立性产生影响，规模越大的事务所独立性越强。事务所的规模能够影响会计师的独立性，从而影响审计意见类型。吴瑞勤（2009）实证发现“十大”所出具的非标

17、意见的比例并不比非“十大”高，可见，在中国审计上市公司的事务所在出具审计意见方面并不受自身规模的影响，事务所的规模效应在我国的审计市场中并未体现出来。因此若该事务所为表 1 中的前十大，则 Big10=1，否则 Big10=0。（5）股权集中度（OC）杨孟环（2006）认为，在其他条件一定的情况下，股权适度集中的公司比股权高度集中和股权高度分散的公司，注册会计师更可能发表真实可信的审计意见。张秀梅（2009）选择 H5 指数表示上市公司股权集中的程度，该指数表示前 5 大股东持股比例的平方和。该指标的效应在于对持股比例取平方后，会出现马太效应（即强者衡强，弱者衡弱），从而突出股东持股比例之间的

18、差距。实证发现股权集中度高的公司，股权集中度与非标意见正相关，但不具有显著性。（6）总资产净利率（NPM）吴锡皓等（2009）利用 Logit 回归模型考察财务能力对审计意见的影响是否显著，实证研究发现，每股收益和总资产净利率越高的上市公司，其被出具非标意见的概率越低，反之亦然，即公司总资产净利率和被出具非标意见的可能性成反比。（7）是否 ST（ST）表示上市公司的持续经营能力不确定。被 ST的上市公司，其持续经营能力都在不同程度上受到了一定的影响。吴瑞勤（2009）实证发现上市公司是否被 ST 也是公司是否被出具非标意见的一个重要的影响因素，原因在于，被 ST的公司风险较大，由此被出具非标意

19、见的可能性也大。2008 年被 ST的公司取 ST=1；否则 ST=0。在此基础上，为了检验前述假设，采用多元回归进行验证，本文建立如下审计意见回归模型：模 型：OPINION=0+1ICID+2INTERNAL+3EXTERNAL+4 PROFIT+5CHANGE+6 SIZE+7Big10+8 OC+9 NPM+10 ST+用模型来检验假设 1、2、3。（二）样本与数据来源本文选择了 2008 年度在我国证券市场上的 A 股上市公司作为样本，并按以下原则剔除样本：（1）由于金融类公司与非金融类公司差异较大，剔除金融保险类行业公司；（2）剔除距年度报告日上市时间不到一年的公司，即 IPO 上

20、市公司；（3）剔除收集数据过程中一些无法得到公司内部控制信息的公司。共得到 1 433 家审计意见样本，占 A 股总上市公司数量（1 543 家）的 92.87%，其中上交所 807 家，深交所 626 家。本文所涉及的公司财务数据主要来源于国泰安数据库（CSMAR），并从巨潮资讯网（WWW.CNINFO.COM.CN）、中国注册会计师协会发布的2008 年中国总收入前十名的会计师事务所情况表 中获取部分补充资料，涉及内部控制信息的数据由笔者手工整理。本文利用 Eviews5.1 和 SPSS16.0 软件完成计算和回归分析过程。五、实证分析（一）描述性统计结果对变量的描述性统计结果如表 2，

21、其中被出具非标意见的上市公司为 101 家，占样本数的 7.05%；内部控制信息披露程度（ICID）最小值为 0，最大值为 10，平均值为 6.9546，说明内部控制信息披露程度不高，内部控制效率普遍低下；有 635 家上市公司的内部控制监督部门定期向董事会或审计委员会提交了工作报告，仅占样本数的 44.31%，说明大多数公司的內部变量名称经济含义计量方法变量类型预期符号OPINION审计意见类型非标意见为 1，否则为 0因变量ICID内部控制信息披露程度根据年报评分自变量-INTERNAL内部监督定期提交报告为 1，否则为 0自变量-EXTERNAL外部监督有审计机构核实评价意见，为 1，否

22、则为 0自变量+PROFIT本年度损益盈利为 1，否则为 0控制变量-CHANGE审计师变更变更为 1，否则为 0控制变量+SIZE资产规模公司资产总额的自然对数控制变量-Big10事务所规模前十大为 1，否则为 0控制变量+OC股权集中度前十大股东的持股比例平方和控制变量-NPM总资产净利率净利润与总资产的比率控制变量-ST是否 ST被出具 ST标志为 1，否则为 0控制变量+表 1变量的经济含义、计算方法和预期符号风 险 与 内 控68FRIENDS OF ACCOUNTING控制监督部门并没有定期提交內部控制监督报告，內部控制监督部门没有有效地行使监督职能，有待于进一步提高；收到审计机构

23、核实评价意见的为 266 家，占样本数的 18.56%，比率偏低。总体上来说，从上述数据分析中我们发现，我国上市公司的自愿性披露自我评价报告的积极性并不高，披露程度存在严重的问题，上市公司内部控制制度还不完善。表 3 比较了非标意见样本（1332 家）与标准意见样本（101家）在解释变量和控制变量方面的差异，即各变量之间的平均数、中位数及其是否具有显著的差异。单变量检测结果显示：两类公司在变量 ICID、INTERNAL、EXTERNAL、PROFIT、CHANGE、SIZE、OC、NPM、ST方面表现出显著差异。其中，标准意见样本的ICID 和 INTERNAL、EXTERNAL、PROFI

24、T 相对较高，分别在1%水平上显著高于非标意见样本；标准意见样本的 CHANGE在 5%水平上显著低于非标意见样本。表 3 表明内部控制信息披露程度越高，审计师出具非标意见的可能性越小；定期提交內部控制监督报告的公司，审计师出具非标意见的概率比较低。当然，严格的结论有待于下文统计检验的结果来证明。在非标意见样本组与标准意见样本组之间，变量 Big10 不存在显著性差异。（二）相关性分析表 4 说明各变量之间的相关系数。相关系数表明，反映内部控制效率的三个变量，即内部控制信息披露程度（ICID）、内表 2变量的描述性统计变量名称样本数最小值最大值OPINION1 433.001.00ICID1

25、433.0010.00INTERNAL1 433.001.00EXTERNAL1 433.001.00PROFIT1 433.001.00CHANGE1 433.001.00SIZE1 43310.8427.81Big101 433.001.00OC1 433.00.76NPM1 433-3.775.07ST1 433.001.00中位数07011022.266900.27690.04690平均数标准差.0705.256056.95462.40606.4438.49701.1870.39006.6490.47745.0851.2791821.48691.32243.2763.44734.169

26、6.12098.0302.21836.0984.29795变量平均数非标样本标准样本TICID5.47527.0668-6.501*INTERNAL0.12870.4677-6.710*EXTERNAL0.05940.1967-3.423*PROFIT0.13860.6877-11.656*CHANGE0.14850.08032.370*SIZE20.023421.5979-12.108*Big100.21780.2808-1.462OC0.10090.1748-5.993*NPM0.04910.0362-3.802*ST0.64360.057122.075*中位数非标样本1000021.84

27、7400.12230.00041标准样本Z5-5.648*0.5-6.609*0-3.410*0.5-11.143*0-2.366*21.5262-9.580*0.5-1.3640.1271-6.518*0.0651-7.978*0-19.073*代表 1%水平上显著，*代表 5%水平上显著，*代表 10%水平上显著。表 3非标意见样本与标准意见样本的特征比较风 险 与 内 控69会 计 之 友 2010 年 第 9 期 上FRIENDS OF ACCOUNTING部监督（即內部控制部门定期提交监督报告）（INTERNAL）和外部监督（EXTERNAL）分别在 1%的水平上与非标意见显著负相关

28、。控制变量中，PROFIT、CHANGE、SIZE、OC、NPM、ST 与审计意见在 1%水平上显著相关。另外，内部控制信息披露程度（ICID）与内部监督（INTER-NAL）的相关系数是 46.6%，共线性的问题不严重，而且这个结果和我们的预期并不一致，其中的原因可能是内部控制信息披露程度（ICID）的构成因素很多（10 个）的缘故，所以只设置了一个模型。其他自变量之间的相关系数最高为 0.337，未超过0.5，因此不会存在明显的多重共线性问题，不需要特别关注。（三）多变量回归分析结果表 5 是多元回归分析结果。从表 5 可以看出，ICID 的系数为负，与假设 1 一致。回归结果表明：上市公

29、司被出具非标意见的概率与内部控制信息披露程度（ICID）、內部控制部门定期提交监督报告（INTERNAL）在 1%水平上显著负相关，假设 1、2得到验证；外部监督（EXTERNAL）与上市公司被出具非标意见的概率正相关，但也不具有统计显著性，即审计师对上市公司内部控制了解程度的高低并不是导致公司被出具非标意见的主要原因，假设 3 没有得到验证。假设 3 没有通过的原因可能是：收到审计机构核实评价意见的为 266 家，占样本数的 18.56%，比率比较低。而证监会在证监公司字 2007235 号文件、上交所在 2008 年 1 月 2 日的关于做好上市公司 2007 年年度报告工作的通知 中对董

30、事会对内部控制的自我评价报告是“鼓励”等这样字眼的自愿性的披露要求，并没有提出强制性要求，从上述数据分析中我们发现，我国上市公司的自愿性接受审计机构对自我评价报告出具审核意见的积极性并不高。就控制变量而言，上市公司被出具非标意见的概率与本年度损益（PROFIT）显著负相关，说明本年度损益仍然是导致审计师变更的主要原因；上市公司被出具非标意见的概率与审计师变更正相关，但不具有统计显著性，印证了李爽、吴溪（2002）的结论；资产规模（SIZE）、股权集中度（OC）、总资产净利率（NPM）、是否 ST（ST）与被出具非标意见的概率负相关，且具有统计显著性，分别印证了先前的结论；事务所规模与非标意见正

31、相关，即“大所”更有可能出具客观的审计意见类型，但不存在显著相关性，印证了吴瑞勤（2009）的结论，即在我国，事务所规模的大小并未对审计意见类型产生显著的影响。六、研究结论与建议本文利用 1433 家 A股上市公司数据，以 2008 年度我国A股上市公司中的非标意见为视角，将内部控制信息披露程度（ICID）、内部监督（INTERNAL）和外部监督（EXTERNAL）（自愿性披露审计机构的內部控制鉴证报告）作为内部控制效率的替代变量，探讨内部控制效率对审计意见类型的影响。检验结果表明：非标意见与内部控制信息披露程度、内部监督显著负相关；非标意见与外部监督正相关，但并不具有统计显著性。研究结论表明

32、：在我国，上市公司内部控制效率的高低是影响审计意见类型的重要因素。笔者认为，在我国，上市公司的内部控制水平代表了我国企业内部控制的较高水平，但其现状同样不容乐观，存在内部控制信息披露不规范、内部监督和外部监督不明显等不足之处。所以，（1）应该通过培训、宣传等方式增强上市公司管理层对内部控制的重视，促使其从思想上提高对内部控制的认识，切实改变其对内部控制的肤浅认识，帮助其树立企业内部控制的系统观和整体观。（2）要确保上市公司内部控制制度被良好地执行，就应该结合其自身的经营特点和实际情况，对内部控制过程进行恰当的监督，建立和完善上市公司内部监督检查体系，保证内部控制的有效实施。（3）完善上市公司内

33、部控制制度，提高其内部控制水平，不仅要从上市公司内部着手建立和OPINIONICIDINTERNALEXTERNALPROFITCHANGESIZEBig10OCNPMSTOPINION1.000ICID-.169*1.000INTERNAL-.175*.466*1.000EXTERNAL-.090*.278*.220*1.000PROFIT-.294*.082*.092*.128*1.000CHANGE.063*-.050*.004.008-.069*1.000SIZE-.305*.125*.148*.104*.207*.0411.000Big10-.036.094*.095*.028.02

34、6.125*.253*1.000OC-.156*.036.100*.121*.132*.080*.327*.136*1.000NPM-.100*.013.031.037.146*-.035-.044*.052*.0201.000ST.504*-.148*-.121*-.116*-.238*.067*-.337*-.047*-.105*-.0131.000表 4各变量间 Pearson 双尾检验（N=1433）*.Correlation issignificant at the 0.01 level（2-tailed）*.Correlation issignificant at the 0.05

35、 level（2-tailed）.风 险 与 内 控70FRIENDS OF ACCOUNTING完善相关内部控制，还要加强对上市公司内部控制的外部监督，加大对上市公司内部控制建设的检查力度，强化外部监督约束机制。【主要参考文献】1李增泉.实证分析：审计意见的信息含量 J .会计研究，1999（8）.2耿建新，杨鹤.我国上市公司变更会计师事务所情况的分析 J .会计研究，2001（4）.3李爽，吴溪.盈余管理、审计意见与监事会态度 J .审计研究，2003（1）.4谢荣.论审计风险的产生原因、模式和控制措施 J .审计研究，2003（4）.5方军雄，洪剑峭，李若山.我国上市公司审计质量影响因素

36、研究：发现和启示 J .审计研究，2004（6）.6周勤业，王啸.美国内部控制信息披露的发展及其借鉴 J .审计研究，2005（2）.7杨孟环.上市公司股权结构对审计意见的影响 J .山西财经大学学报，2006（S1）.8鲁桂华，余为政，张晶.客户相对规模、非诉讼成本和审计意见决策 J .中国会计评论，2007（3）.9张秀梅.审计意见与股权集中度相关性研究 J .财会通讯，2009（2）.10林斌，饶静.上市公司为什么自愿披露内部控制鉴证报告 J .会计研究，2009（2）.11王怀明，项敏.公司内部治理机制对审计意见类型的影响 J .会计之友，2009（2）.12吴瑞勤.上市公司审计意见类

37、型的影响因素研究 J .浙江万里学院学报，2009（3）.13杨德明，王春丽，王兵.内部控制、审计鉴证与审计意见 J .财经理论与实践，2009（3）.14陈汉文.审计理论 M.机械工业出版社，2009.15吴锡皓，曹智学，祝孝明.财务能力、审计意见与自愿性审计师变更关系实证研究 J .财会通讯，2009（4）.16Chan K.C.，Barbara R.Farrell and Pi cheng Lee.2005.EarningsManagement and Return-Earnings Association of Firms Report-ing Material Internal Co

38、ntrol Weaknesses Under Section 404 ofthe SarbanesOxley Act.Working Paper Series.http：/papers.ss-rn.Com.17SarbanesOxley section 404：management assessment of internaland the proposed auditing standards,KPMG,March 2003.18Krishnan，J.，2005，Audit committee quality and internal control：an empirical analysi

39、s J The Accounting Review，80：649-675.19Hammersley Jacqueline S.，Linda A.Myers，Catherine Shake-speare，2008，Market Reactionsto the Disclosure of Internal Con-trol Weaknesses and to the Characteristics of those Weaknessesunder Section 302 of the Sarbanes Oxley Act of 2002 J .Reviewof Accounting Study，1

40、3：141-165变量模型预期符号系数Wald(Constant)8.92610.688ICID-.0832.378INTERNAL-1.19710.295*EXTERNAL+.040.006PROFIT-1.69726.902*CHANGE+.5181.468SIZE-.48013.392*Big10+.6173.474*OC-6.09411.050*NPM-1.1118.772*ST+2.43067.452*-2 Log likelihood394.138Cox&Snell R Square.209Nagelkerke R Square.524观测值1 433表 5模型的多元回归结果*代表 1%水平上显著，*代表 5%水平上显著，*代表 10%水平上显著（双尾检验）。风 险 与 内 控71