內部控制、環境誠信感知與內審負責人組織認同
—— 基于JD-R理論視角

○ 林 斌 廖友亮

引言

世通公司前審計部門副總裁辛西婭·庫珀不畏頂頭上司施壓，向董事會審計委員會舉報了其上司財務造假行為。喬布斯在1985年2月的訪談中表示：“我會永遠保持與蘋果的關系。我希望這一生，能讓自己的生命歷程和蘋果的命運彼此交錯，就像編織掛毯那樣?？赡芪視x開蘋果幾年，但我終究是會回來的?！盵1]為什么庫珀和喬布斯會有以上行為或態度？其中，組織認同發揮了非常重要的作用。組織認同對規避組織風險和實現組織目標都具有非常重要的意義。

社會認同理論認為，高組織認同會使組織成員在觀念上與組織保持一致，[2]并采取有利于組織的行為，[3]為實現組織目標而努力，[4]做更多對組織來說正確的事情。[5]組織認同是組織中的個體定義自身在組織中成員資格的程度。[6]其基本內涵是，個人對于自己屬于一個組織或者與一個組織命運共享關系的知覺和感受，是個人用組織成員的身份來定義自己的過程。[7]如果個人更多在國家層面定義自我，就會從事更多有利于國家的行為；如果個人更多在公司層面定義自我，就會從事更多有利于公司的行為；如果更多在個體層面定義自我，就會從事更多自利行為。當內審工作人員組織認同高時，就更容易投入更多的時間和精力到審計工作中。[8]研究表明，組織認同對組織和個人都會產生諸多正面效應，如提高工作滿意度、增加組織公民行為、[9]降低代理成本[5]及降低盈余管理[1]等。根據社會認同理論和以往大量有關組織認同的研究，內審負責人的組織認同對公司其他審計人員和審計工作都具有非常重要的意義。

在世界通訊和安然等著名舞弊造假案件之后，內部控制和內部審計的重要性日益凸顯。[10,11]內審負責人在內部審計中發揮關鍵性作用，對公司的有效運營和合法性起著決定性的作用。中共中央總書記、中央審計委員會主任習近平在中央審計委員會第一次會議上強調，要優化審計資源配置，審計工作要嚴格、全面、嚴肅，要構建全面而高效的審計監督系統。在新時代、新環境下審計要求提高了，職能范圍拓寬了（如審計全覆蓋和大數據審計），審計對象更復雜化了。而組織所擁有的審計資源是有限的，審計工作資源—要求的沖突和矛盾更加凸顯。因此，從審計工作資源和工作要求（JD-R理論）視角來分析內部控制、環境誠信感知和內審負責人組織認同之間的關系，既非常重要和必要，又符合新時代、新環境的發展要求。

Job Demands-Resources（JD-R）理論將工作條件分為工作要求和工作資源兩大類：[12]工作要求會帶來工作相關的生理或心理成本，削弱工作資源產生的正面效應，造成更多負面影響；工作資源會減少工作相關的生理和心理成本，[13,14]降低工作要求的負面影響，帶來更多正面效應。比如工作資源可以使員工更大程度地投入工作，[15]降低員工負面情緒。[16,17]對于內審負責人來說，內部控制可以作為一種工作資源，能夠保證審計工作按照良好的程序和步驟有效進行。環境誠信感知可以看作內審負責人的一種工作要求，需要耗費內審負責人大量的生理和心理成本來收集大量的環境誠信信息。據此，本文基于JD-R理論來探討內部控制、內審負責人環境誠信感知和組織認同之間的關系。

一、理論分析與假設

內部控制一直是實務界和現代企業管理研究領域的熱門話題，且內部控制制度在企業實踐和理論研究中不斷被完善，對企業的持續經營和價值提升至關重要。內部控制是組織一種自我檢查、自我約束和制約的機制，包含一系列制度和程序，目的是控制和防止組織行為中可能發生的意外或疏漏，保證組織正常、有序、有效地運行。[18]

經典的JD-R理論和模型主要涉及四個概念：要求、資源、倦怠、投入。工作要求是指工作所需的個人、社會或組織方面持續的生理或心理的努力，與生理和心理成本相關，[19,20]如高工作負擔、時間壓力、工作責任和高工作標準等。工作資源（如制度支持、工資、上級支持、培訓）可以降低工作要求帶來的負面影響，有利于促進個人成長和實現工作目標。工作資源是指實現工作目標的工具，減少生理、心理和工作壓力的資源，有利于個人成長和發展的資源，[19,21]如管理方法、獎勵、積極反饋、上級/組織支持、管理技能和學習能力等。工作資源是有助于達成工作目標的生理、心理、組織和社會等因素。[15]工作倦怠是指由生理、感知、情緒緊張而導致的情緒耗竭。[15,19]工作投入是指一種持久且普遍、積極、充實、與工作相關的心態，[22]也有研究者把工作投入簡單概括為員工對工作的投入程度。[15]

JD-R理論是雙路徑理論：工作要求和工作資源分別對工作倦怠和工作投入都有直接影響。[15]一般而言，工作要求減少投入，增加倦怠，降低工作產出；而工作資源增加投入，減少倦怠，提高工作產出。倦怠的員工在感情上、精神上和身體上都感到疲憊，對工作變得憤世嫉俗，工作時感到無能為力。[23]倦怠降低員工工作義務感，耗盡員工的工作能量，[17]包括完成工作任務所需的生理、情感和精神能量，最終導致低工作產出。[12]相對投入程度低的員工，投入水平高的員工集中心理、認知和情感的能量來完成目標，[12]從而產生更好的績效和更低的離職意向。[21,24,25]簡而言之，工作資源為工作人員提供有效的工作支持，工作要求給工作人員帶來負面工作效應。工作資源（如社會支持、績效反饋和工作自主權等）對組織承諾有重要影響。[21,26]不少研究認為，組織承諾和組織認同可以作為同義互換。[27-29]組織認同與個體對組織的高承諾和高投入密切相關。[30,31]因此，工作資源對組織認同也必然有非常重要的影響。

社會認同理論源于社會分類理論。[32]研究人員使用社會類別這一術語來描述人的類型（如北方人和南方人、中國人和美國人、黃種人和白種人、北大人和清華人等），認為社會類別對行為至關重要，因為人們或多或少有意識地把自己歸類于某個群體，[32]如亞洲人、中國人、河北人等。認同的概念用于描述一個人的社會分類或自我形象。社會分類理論和社會認同理論認為，個人有動力去獲取、維持和保護積極的自我形象，而且這種自我形象部分來自群體成員。[33]比如，中國人之間有共同母語、相似的飲食習慣，被認為是龍的傳人；校友之間有共同的母校、類似的經歷；老鄉之間有共同方言，身上有鄉土烙印。群體成員關系塑造了社會認同，[34]個體的自我定義基于群體歸屬，群體認同也是指個人將自己視為該群體成員的程度。[24]個體根據自我定義采取不同的行為。如果在個人層面定義自我，則采取自利行為；如果在組織層面定義自我，則從事更多有利于組織的行為，如幫助同事、努力實現組織目標等。[24,35]

內部控制是組織為了有效地獲得和使用各種資源、提高經營效率及達到既定管理目標，在組織內部實施的各種制約和調節的計劃、組織、程序和方法。[36]內部控制是一種制度安排和過程，[37,38]也是一種自我檢查、監督和制約的機制，[18]其目的之一是為了保證企業的合法合規、經營效率及效果。[38,39]所以內部控制有助于保證內審工作有序、有效地進行，有助于降低內審工作的成本和提高審計工作的效率。對內審負責人來說，內部控制作為一種工作資源為內審負責人提供了工作支持。因此，基于JD-R理論，內部控制作為一種工作資源有助于提高內審負責人的組織認同。因此提出假設：

H1：企業內部控制質量與內審負責人組織認同正相關

2003年6月，中國內部審計協會發布《內部審計準則》，把內部審計定義為組織內部一種獨立客觀的監督和評價活動，它通過審查和評價經營活動及內部控制的適當性、合法性和有效性來促進組織目標的實現。[40]內部審計是指對組織的財務收支、經濟活動、內部控制、風險管理實施獨立、客觀的監督、評價和建議，以促進單位完善治理、實現目標的活動。[41]內審負責人主要工作是進行審計監督和評價，內部審計工作性質本身是一種檢查、評價和咨詢活動，工作對象是公司的信息流和資金流，屬于以信息處理為主的工作。相對與人打交道的工作而言，對于以信息處理為主的工作崗位（如內部審計），心理壓力的研究更為重要。[30]相對生產、營銷等部門而言，內審負責人要承擔更多的內部審計風險和審計道德風險，需要耗費更多的心理成本。因此，基于JD-R理論和組織認同理論來解釋內部控制、環境誠信感知和組織認同三者的關系具有較高的情境匹配度和模型匹配度。

根據信息不對稱理論，由于內部監督和評價活動的需要，內審負責人需要對企業面臨的內外部環境和所監督的對象進行持續的信息收集，以降低信息不對稱和不確定性帶來的內審工作風險。內審負責人持續收集環境誠信信息是內審工作要求的體現。內審負責人工作要求越高，收集的信息越多，信息不對稱程度越低，環境誠信感知程度越高。內審負責人環境誠信感知是內審負責人對外部環境誠信程度的感知和評價。環境誠信感知建立在內審負責人收集環境誠信信息的基礎上，耗費內審負責人的生理和心理成本，對內審負責人來說符合工作要求的內容?；贘D-R理論，環境誠信感知作為一種工作要求（Demand）可能會抑制工作資源對內審負責人組織認同的正向效應。據此提出如下假設：

H2：內審負責人的環境誠信感知對企業內部控制和內審負責人組織認同之間的關系起到負向調節作用

二、研究設計

1.數據來源和樣本篩選

本研究中，環境誠信感知、組織認同的數據來自中國證監會上市公司內部控制問卷調查數據。調查問卷由來自國內外多位不同學科的知名專家依據經典文獻和理論設計。問卷調查和收集錄入等一系列工作由中國證監會上市公司內部控制調研課題組負責組織和完成。[42]該課題組于2014年9月5日通過上海證券交易所、深圳證券交易所、中國證監會會計部和中國證券投資基金業協會，分別對A 股上市公司、具有證券期貨執業資格的會計師事務所和機構投資者展開了問卷調查。調研組對2536 家A 股上市公司進行了問卷發放，截至2014年10月31日，共回收2154套調查問卷（12551份），問卷回收率為84.9%。①內部控制數據來自深圳迪博（DIB）數據庫，其他相關數據來自CSMAR數據庫。

參考和借鑒現有研究的做法，[1]我們采用以下步驟對樣本進行篩選和處理：（1）剔除了問卷中數據嚴重缺失的樣本；（2）對問卷中剩余的缺失值，采用常用的序列均值替代法進行填補；（3）剔除了金融行業上市公司樣本；（4）剔除樣本中的缺失值。經過上述篩選，最后得到1118個有效觀測值。

2.主要變量定義和測量

（1）因變量

組織認同。量表的引用和參考源于Mael等的成熟量表，[7]是目前最經典、應用最廣泛的組織認同量表之一，共包含六個測項，比如 “我認為，我的公司的成功就是我的成功”。采用五點李克特評分量表，分別把“非常不同意”“較不同意”“一般”“較同意”和“非常同意”計分為1到5，評分越高表示組織認同越高（量表備索）。

（2）自變量

內部控制質量。采用深圳迪博（DIB）發布的內部控制信息披露指數。

（3）調節變量

環境誠信感知。量表和數據來自中國證監會上市公司調查問卷。環境誠信感知量表由專家組參考以往經典文獻設計。[43,44]為了避免被試者的消極應答，專家組在設計問卷時避免直接詢問被試所在公司的誠信程度，而是直接測量被試對企業所在行業和所在地域的誠信感知。采用五點李克特量表測量，分別把“非常不誠信”“較不誠信”“一般”“較誠信”和“非常誠信”計分為1到5，評分越高表明環境誠信感知程度越高（量表備索）。

（4）控制變量

控制變量的數據來自CSMAR數據庫，變量詳情見表1所示。

3.實證模型

本研究的實證模型如下所示，模型（1）（2）和（3）分別用來檢驗內部控制、環境誠信感知和內審負責人組織認同之間的關系。

其中，IDEN表示內審負責人組織認同，IC表示內部控制質量，INTEGRITY代表內審負責人環境誠信感知。參考相關研究，[46-50]本文加入了以下控制變量：公司成長性（GROWTH）、存貨比率（INVENTORY）、虧損（LOSS）、四大審計事務所及審計事務所變更（AUDITOR、AUDITOR_RESIGN）、產權性質（SOE）、企業規模（SIZE）、兩職合一（DUAL）、第一大股東持股比例（FIRST）、管理層持股比例（MANSHARE）、審計意見（MAO）、股票流動性（TRADE）和公司戰略（STRATEGY）等。表1中列示了所有變量的詳細介紹。

表1 變量定義

三、實證結果與分析

1.描述性統計

如表2所示，內審負責人的組織認同最大值為5，最小值為1，中值為4，均值為4.21，標準差為0.60。內審負責人的環境誠信感知最大值為5，最小值為2，中值為4，均值為4.16，標準差為0.65。組織認同和環境誠信感知的總體分布都稍微右偏，標準差不大，相對較多內審負責人的組織認同水平和環境誠信感知水平都較高。內部控制質量指標最大值為51.48，最小值為8.44，中值為37.16，均值為36.29，標準差為6.49，總體分布稍左偏，而且不同公司之間內部控制質量存在較大差異。其中，IDEN_M、IC_M、INTEGRITY_M是內審負責人組織認同、內部控制質量和內審負責人環境誠信感知三個變量中心化后得到的變量。

表2 描述性統計

2.信效度及多重共線性檢驗

組織認同和環境誠信感知量表的Cronbach α系數分別為0.9096和0.9111，信度非常高，表明兩個量表都有很高的可信度。組織認同的AVE值為0.63，CR值為0.95，分別都大于0.5和0.6的臨界值。[51]由于環境誠信感知只有兩個題項，無法進行AVE和CR檢驗，為了增強量表的有效性，在穩健性檢驗中分別用兩個題項作為環境誠信感知的代理變量進行了穩健性檢驗。另一方面，內審負責人環境誠信感知直接測量其對公司所在行業和地域誠信感知程度，測量結果能夠較直觀反映誠信感知程度，從測量方法上具有較高效度。綜上所述，本研究中所采用的量表都具有較高的信度和效度。多重共線性檢驗結果表明，所有變量的VIF值分別都小于1.6，大部分小于1.2，遠小于10，平均VIF為1.25，也遠小于10，說明各個變量之間都不存在多重共線性。

3.相關性分析

表3中相關性分析結果表明，內部控制（IC）與內審負責人的組織認同（IDEN）顯著正相關（p＜0.05），內審負責人環境誠信感知（INTEGRITY）與組織認同（IDEN）顯著正相關（p＜0.05），內部控制質量（IC）與內審負責人環境誠信感知（INTEGRITY）正相關但不在5%水平上顯著。企業規模與內審負責人的組織認同和內部控制質量顯著正相關。SOE和環境誠信感知、內部控制分別顯著負相關和正相關，說明國有企業內審負責人的環境誠信感知相對更低，而內部控制質量更高。綜上，相關性分析的結果與本文提出的研究假設基本相符。

表3 相關性分析

四、假設檢驗

1.回歸分析

根據檢驗調節機制科學和常用的變量處理和檢驗方法，[52,53]鑒于統一量綱和降低回歸誤差等原因，對內部控制、環境誠信感知和組織認同三個變量進行了中心化處理。IDEN_M、INTEGRITY_M和IC_M分別為內審負責人組織認同、環境誠信感知和內部控制質量的中心化變量，中心化不影響變量間關系性質和顯著性?；貧w分析結果如表4所示。

調節效應檢驗常用的三步回歸結果如表4所示。第一，如表4A部分第（1）列所示，內部控制與內審負責人的組織認同顯著正相關，說明內部控制質量高的企業其內審負責人的組織認同更高?；貧w結果還表明，公司規模越大，內審負責人組織認同越高；公司成長性越好，內審負責人組織認同越低。規模更大的公司可能組織認同和組織文化的宣傳做得更好，內審負責人的組織認同相對更高。成長性越好的公司可能更注重經濟指標而忽略了組織認同建設，所以內審負責人的組織認同更低。H1得到了支持。第二，如表4A部分第（2）列所示，加入環境誠信感知變量后，內部控制與內審負責人組織認同仍然顯著正相關。第三，表4的A部分第（3）和（4）列回歸分析結果顯示，內審負責人環境誠信感知對內部控制與其組織認同之間關系發揮顯著負向調節作用（p＜0.001）。尤其是，表4的A部分（1）和（4）中是統一了量綱的回歸結果，可以進行直接對比分析，當模型中加入了環境誠信感知和交互項，內部控制（IC_M）對內審負責人組織認同的影響效應和顯著性都降低了。而且，從表4A部分非交互效應模型逐步到交互效應模型，調整的R2逐步提高，也說明調節機制模型的擬合優度最佳。綜上所述，H2得到了驗證。表4的B部分為工具變量2SLS第二階段回歸結果，與表4的A部分結果一致。工具變量的詳細介紹見下文內生性檢驗部分。

表4 回歸分析

2.傾向得分匹配（PSM）

為了處理可能存在的樣本偏差導致的內生性問題，本文采用PSM傾向得分匹配消除對照組與實驗組之間的特征變量差異。參照相關研究的處理方法，[54]本文把內部控制質量進行六等分，把取值最低的兩組作為控制組（TREATED=0），取值最高的四組作為處理組（TREATED=1）。按照1:1無放回最近鄰匹配方法尋找相似的配對樣本，最終得到516個有效匹配樣本。

PSM方法匹配樣本的回歸結果如表5所示。隨后對匹配前和匹配后樣本的IDEN均值進行了均值差異T檢驗，如表6所示。表5中，IDEN為內審負責人組織認同，IDEN_M、INTEGRITY_M和IC_M分別為內審負責人組織認同、環境誠信感知和內部控制質量的中心化變量。表5回歸結果與原假設檢驗基本一致。表6顯示，匹配前，兩組樣本均值差異值為0.081（p＜0.05）；匹配后，兩組樣本均值差異值為0.122（p＜0.05）。T檢驗結果表明，無論匹配前后，相比內部控制質量低的公司，內部控制質量高的公司中內審負責人組織認同更高。綜上所述，控制了內部控制對公司基本特征的自選擇效應差異后，PSM樣本回歸結果與假設檢驗回歸結果基本一致。

表5 回歸分析：PSM樣本

表6 PSM前后樣本對比

五、穩健性和內生性檢驗

1.穩健性檢驗

本研究采用了兩種方法進行穩健性檢驗。第一，分別把內審負責人環境誠信感知的兩個測項及其中心化后的值，合計為四個變量，分別用來作為內審負責人環境誠信感知的代理變量，對比四個OLS回歸結果。第二，用組織認同量表的題項作為組織認同的代理變量，進行穩健性檢驗。

回歸結果如表7所示，主效應和調節效應結果都與假設檢驗結果基本一致。其中，Controls表示控制變量，INDUS、AREA、INDUS_M、AREA_M分別表示內審負責人對公司所在行業和地區的誠信感知及其中心化變量。

表7 穩健性檢驗一

隨機挑選組織認同的兩個題項（IDEN1、IDEN2）作為組織認同的代理變量進行OLS回歸。如表8所示，回歸結果與前文基本一致。IDEN1_M和IDEN2_M分別為以上兩個變量的中心化變量。

表8 穩健性檢驗二

2.內生性檢驗

工具變量（IV）是計量經濟學中用于控制未觀察到的變異來源的輔助工具，[55]如遺漏變量或互為因果等。工具變量的選取需要滿足兩個條件：[56]（1）相關性條件，即工具變量和內生變量之間的部分相關性不為0；（2）排除性約束，即工具變量與模型隨機擾動項不相關。本文按照工具變量的選取標準，[56]參照內部控制相關研究，[57-59]選取了以下工具變量進行檢驗：內部控制缺陷（ICW）、內部控制指數（ICQ）和內部控制指數滯后一期（LICQ）。ICW為虛擬變量，存在內部控制缺陷記為1，否則為0。以往不少研究把內部控制缺陷、內部控制指數與內部控制信息披露指數作為內部控制質量的代理變量。[57-59]

以往相關研究中，有研究者把內部控制缺陷作為內部控制質量的有效工具變量。[59]內部控制缺陷作為工具變量，說明避免內部控制缺陷、修繕內部控制漏洞對促進內審負責人組織認同可能有重要實踐意義。有相關研究把內部控制指數用作內部控制質量的有效工具變量。[58]內部控制指數作為工具變量，說明從全要素視角提升內部控制總體水平對促進內審負責人組織認同可能有重要現實意義。還有相關研究認為內部控制質量滯后一到四期是內部控制質量外生的有效工具變量。[57,60-62]內部控制指數滯后期作為工具變量，表明企業內部控制體系和內部控制質量的可持續對提升內審負責人組織認同可能具有重要現實意義。

首先，我們對工具變量的科學性和有效性進行了檢驗。第一，2SLS回歸模型的Hausman檢驗的卡方值為29.77，p值為 0.019（＜0.05）， 說明 IC 為內生變量，適合采用工具變量法。[63]第二，在假設檢驗前，對回歸模型進行的多重共線性和異方差檢驗顯示，回歸模型不存在多重共線性和異方差。同時，DWH檢驗卡方顯著性都為0.41（＞0.05），所以假設檢驗模型適合采用OLS估計，工具變量回歸模型采用2SLS估計比GMM估計更合適。[63]其次，依據工具變量選取標準[56]和工具變量檢驗結果，內部控制缺陷（ICW）、內部控制指數（ICQ）和內部控制指數滯后一期（LICQ）被檢驗為有效工具變量。檢驗結果如下：

（1）2SLS回歸過度識別檢驗結果顯示，過度識別檢驗卡方值為3.96，p值為0.14（＞0.05）。滿足工具變量的排除性約束條件。[63]

（2）2SLS第一階段檢驗最小特征值為84.15，Robust的F統 計 量 值 為77.28（ ＞10），p值 為0.00（＜0.05）。而且相關性分析和第一階段回歸結果都顯示，ICW、ICQ、LICQ和內部控制信息披露指數（IC）都分別在1%、1%和5%的水平上顯著（負或正）相關，滿足相關性條件。[63]滿足以上兩個條件的內部控制工具變量是有效的工具變量。[64]

（3）進一步，冗余檢驗的Hasen J統計量卡方值為0.003，p值為0.99（＞0.15），說明不存在弱工具變量。

隨后，使用通過驗證的工具變量進行兩階段回歸。第一階段，通過回歸模型計算得到的ICQ的預期值，記作ICQ_P。根據ICQ_P計算其中心化變量ICQ_P_M。第二階段，用ICQ_P和ICQ_P_M分別替代IC重新進行假設檢驗，結果見表4B部分。在考慮了內生性之后的假設檢驗結果和原假設檢驗結果基本一致。

六、進一步研究

管理學和會計學等領域的研究都表明，組織認同會對組織成員和組織產生諸多正面效應，如提高工作滿意度、增加組織公民行為、降低代理成本和降低盈余管理等。[1,5,9]組織認同高的成員會把組織價值觀和目標作為自己的價值觀和目標，[24]做更多對組織來說正確的事情，[5]這是單一的傳統激勵方式無法實現的。[65]社會認同理論相關研究表明，審計師的組織認同可以直接影響其審計行為。[66]高組織認同的內審負責人更容易投入更多時間和精力到內審工作中，[8]進而可能有利于提高審計質量。因此，本研究對內審負責人組織認同和審計質量的關系進行了相關檢驗。

如表9所示，參考相關研究，[67,68]把QUALITY（審計質量）設計為：企業本年被出具標準無保留內部控制審計意見或帶強調事項的無保留審計意見、保留意見、無法表示意見、否定意見時，分別取值為4、3、2、1。QUALITY值越大表示審計質量越高，QUALITY_M為QUALITY的中心化變量。IDEN_M是IDEN的中心化變量。MAO表示：企業本年被出具非標審計意見取值為1，否則為0。MAO值越大代表審計質量越低。因為MAO為虛擬變量，分別對QUALITY和MAO為因變量的模型進行OLS回歸和邏輯（Logitstic）回歸。因為邏輯回歸沒有R2指標，所以在結果中統一未匯報。表9回歸結果顯示，內審負責人組織認同與QUALITY顯著正相關，與MAO顯著負相關。綜上所述，回歸結果表明內審負責人組織認同與審計質量顯著正相關。

表9 內審負責人組織認同與審計質量

七、研究結論與啟示

本文基于JD-R理論和社會認同理論，研究了內部控制、內審負責人環境誠信感知和內審負責人組織認同之間的關系。研究結果表明：（1）根據JD-R理論，從工作資源角度，內部控制作為一種工作資源，與內審負責人組織認同顯著正相關。（2）根據JD-R理論，從心理成本和工作要求的角度，內審負責人環境誠信感知負向調節內部控制與其組織認同之間的關系。進一步研究顯示，根據社會認同理論，內審負責人組織認同與審計質量顯著正相關。

本研究具有如下理論貢獻。第一，本研究豐富了JD-R理論和社會認同理論在內部審計領域和內審負責人工作情境的研究應用，對內部審計研究具有重要的價值增值作用。研究表明，內部控制可以為內審負責人的工作提供良好工作支持，保證審計工作有序、有效地進行，從而有利于提高內審負責人的組織認同，進一步還可能產生更多正面效應，如降低盈余管理，增加組織公民行為[1,9]和提高審計質量等。第二，本研究豐富了社會認同理論和JD-R理論在內審負責人樣本中的應用；同時，本研究也豐富了JD-R理論和社會認同理論在上市公司樣本和公司層次研究的應用。本研究把社會認同理論和JD-R理論引入上市公司研究，是對社會認同理論和JD-R理論在上市公司研究中的進一步拓展應用。第三，本研究豐富了內部控制影響組織認同和審計質量的路徑研究，有利于探究內部控制對組織認同的影響機制和對審計質量的影響路徑，有助于打開內部控制對組織認同和審計質量影響機制的黑箱。

本研究具有如下實踐意義。第一，企業可以通過加強內部控制建設、提高內部控制質量為內審負責人的工作提供良好的制度支持和流程支持，以保證內部審計工作有序、有效進行，從而有利于提高內審負責人組織認同，進而有助于提升審計質量。內審負責人的組織認同的提升可能會給內審負責人自身、其他成員和公司帶來更多的正面效應，如降低盈余管理，增加組織公民行為[1,9]和提高審計質量等。第二，本文研究結果表明，內部控制作為一種工作資源，有利于提升內審負責人的組織認同，內審負責人環境誠信感知作為一種工作要求，對內部控制與內審負責人組織認同之間的關系發揮負向調節作用。因此，公司除了加強內部控制建設以外，還可以通過建立有效的內部管理信息系統（如ERP系統、IT系統或信息溝通與管理系統），引入外部信息管理數據庫或系統，以及建立內、外部信息管理數據庫和系統的聯動，來提高內審負責人獲取信息的效率和效果，降低獲取信息的生理和心理成本，減弱內審負責人環境誠信感知的負面效應，可能有助于提高內審負責人的組織認同和審計質量，帶來更多的正面影響。

注釋

① 調查問卷由中國證監會進行發放，具有較強的執行力和約束力，因此具有更高的問卷回收率和真實性。一方面，中國證監會上市公司內部控制課題組抽樣走訪和調查了十多家樣本企業，抽查問卷調查的準確性和有效性；另一方面，對多家企業的問卷填寫情況進行了前期的問卷解釋和電話指導及后期的電話回訪與確認，確保調查數據的完整性和真實性。更詳細的調研過程詳見趙立新等。[42]