内部控制、环境诚信感知与内审负责人组织认同—— 基于JD-R理论视角

○ 林 斌 廖友亮

引言

世通公司前审计部门副总裁辛西娅·库珀不畏顶头上司施压，向董事会审计委员会举报了其上司财务造假行为。乔布斯在1985年2月的访谈中表示：“我会永远保持与苹果的关系。我希望这一生，能让自己的生命历程和苹果的命运彼此交错，就像编织挂毯那样。可能我会离开苹果几年，但我终究是会回来的。”[1]为什么库珀和乔布斯会有以上行为或态度？其中，组织认同发挥了非常重要的作用。组织认同对规避组织风险和实现组织目标都具有非常重要的意义。

社会认同理论认为，高组织认同会使组织成员在观念上与组织保持一致，[2]并采取有利于组织的行为，[3]为实现组织目标而努力，[4]做更多对组织来说正确的事情。[5]组织认同是组织中的个体定义自身在组织中成员资格的程度。[6]其基本内涵是，个人对于自己属于一个组织或者与一个组织命运共享关系的知觉和感受，是个人用组织成员的身份来定义自己的过程。[7]如果个人更多在国家层面定义自我，就会从事更多有利于国家的行为；如果个人更多在公司层面定义自我，就会从事更多有利于公司的行为；如果更多在个体层面定义自我，就会从事更多自利行为。当内审工作人员组织认同高时，就更容易投入更多的时间和精力到审计工作中。[8]研究表明，组织认同对组织和个人都会产生诸多正面效应，如提高工作满意度、增加组织公民行为、[9]降低代理成本[5]及降低盈余管理[1]等。根据社会认同理论和以往大量有关组织认同的研究，内审负责人的组织认同对公司其他审计人员和审计工作都具有非常重要的意义。

在世界通讯和安然等著名舞弊造假案件之后，内部控制和内部审计的重要性日益凸显。[10,11]内审负责人在内部审计中发挥关键性作用，对公司的有效运营和合法性起着决定性的作用。中共中央总书记、中央审计委员会主任习近平在中央审计委员会第一次会议上强调，要优化审计资源配置，审计工作要严格、全面、严肃，要构建全面而高效的审计监督系统。在新时代、新环境下审计要求提高了，职能范围拓宽了（如审计全覆盖和大数据审计），审计对象更复杂化了。而组织所拥有的审计资源是有限的，审计工作资源—要求的冲突和矛盾更加凸显。因此，从审计工作资源和工作要求（JD-R理论）视角来分析内部控制、环境诚信感知和内审负责人组织认同之间的关系，既非常重要和必要，又符合新时代、新环境的发展要求。

Job Demands-Resources（JD-R）理论将工作条件分为工作要求和工作资源两大类：[12]工作要求会带来工作相关的生理或心理成本，削弱工作资源产生的正面效应，造成更多负面影响；工作资源会减少工作相关的生理和心理成本，[13,14]降低工作要求的负面影响，带来更多正面效应。比如工作资源可以使员工更大程度地投入工作，[15]降低员工负面情绪。[16,17]对于内审负责人来说，内部控制可以作为一种工作资源，能够保证审计工作按照良好的程序和步骤有效进行。环境诚信感知可以看作内审负责人的一种工作要求，需要耗费内审负责人大量的生理和心理成本来收集大量的环境诚信信息。据此，本文基于JD-R理论来探讨内部控制、内审负责人环境诚信感知和组织认同之间的关系。

一、理论分析与假设

内部控制一直是实务界和现代企业管理研究领域的热门话题，且内部控制制度在企业实践和理论研究中不断被完善，对企业的持续经营和价值提升至关重要。内部控制是组织一种自我检查、自我约束和制约的机制，包含一系列制度和程序，目的是控制和防止组织行为中可能发生的意外或疏漏，保证组织正常、有序、有效地运行。[18]

经典的JD-R理论和模型主要涉及四个概念：要求、资源、倦怠、投入。工作要求是指工作所需的个人、社会或组织方面持续的生理或心理的努力，与生理和心理成本相关，[19,20]如高工作负担、时间压力、工作责任和高工作标准等。工作资源（如制度支持、工资、上级支持、培训）可以降低工作要求带来的负面影响，有利于促进个人成长和实现工作目标。工作资源是指实现工作目标的工具，减少生理、心理和工作压力的资源，有利于个人成长和发展的资源，[19,21]如管理方法、奖励、积极反馈、上级/组织支持、管理技能和学习能力等。工作资源是有助于达成工作目标的生理、心理、组织和社会等因素。[15]工作倦怠是指由生理、感知、情绪紧张而导致的情绪耗竭。[15,19]工作投入是指一种持久且普遍、积极、充实、与工作相关的心态，[22]也有研究者把工作投入简单概括为员工对工作的投入程度。[15]

JD-R理论是双路径理论：工作要求和工作资源分别对工作倦怠和工作投入都有直接影响。[15]一般而言，工作要求减少投入，增加倦怠，降低工作产出；而工作资源增加投入，减少倦怠，提高工作产出。倦怠的员工在感情上、精神上和身体上都感到疲惫，对工作变得愤世嫉俗，工作时感到无能为力。[23]倦怠降低员工工作义务感，耗尽员工的工作能量，[17]包括完成工作任务所需的生理、情感和精神能量，最终导致低工作产出。[12]相对投入程度低的员工，投入水平高的员工集中心理、认知和情感的能量来完成目标，[12]从而产生更好的绩效和更低的离职意向。[21,24,25]简而言之，工作资源为工作人员提供有效的工作支持，工作要求给工作人员带来负面工作效应。工作资源（如社会支持、绩效反馈和工作自主权等）对组织承诺有重要影响。[21,26]不少研究认为，组织承诺和组织认同可以作为同义互换。[27-29]组织认同与个体对组织的高承诺和高投入密切相关。[30,31]因此，工作资源对组织认同也必然有非常重要的影响。

社会认同理论源于社会分类理论。[32]研究人员使用社会类别这一术语来描述人的类型（如北方人和南方人、中国人和美国人、黄种人和白种人、北大人和清华人等），认为社会类别对行为至关重要，因为人们或多或少有意识地把自己归类于某个群体，[32]如亚洲人、中国人、河北人等。认同的概念用于描述一个人的社会分类或自我形象。社会分类理论和社会认同理论认为，个人有动力去获取、维持和保护积极的自我形象，而且这种自我形象部分来自群体成员。[33]比如，中国人之间有共同母语、相似的饮食习惯，被认为是龙的传人；校友之间有共同的母校、类似的经历；老乡之间有共同方言，身上有乡土烙印。群体成员关系塑造了社会认同，[34]个体的自我定义基于群体归属，群体认同也是指个人将自己视为该群体成员的程度。[24]个体根据自我定义采取不同的行为。如果在个人层面定义自我，则采取自利行为；如果在组织层面定义自我，则从事更多有利于组织的行为，如帮助同事、努力实现组织目标等。[24,35]

内部控制是组织为了有效地获得和使用各种资源、提高经营效率及达到既定管理目标，在组织内部实施的各种制约和调节的计划、组织、程序和方法。[36]内部控制是一种制度安排和过程，[37,38]也是一种自我检查、监督和制约的机制，[18]其目的之一是为了保证企业的合法合规、经营效率及效果。[38,39]所以内部控制有助于保证内审工作有序、有效地进行，有助于降低内审工作的成本和提高审计工作的效率。对内审负责人来说，内部控制作为一种工作资源为内审负责人提供了工作支持。因此，基于JD-R理论，内部控制作为一种工作资源有助于提高内审负责人的组织认同。因此提出假设：

H1：企业内部控制质量与内审负责人组织认同正相关

2003年6月，中国内部审计协会发布《内部审计准则》，把内部审计定义为组织内部一种独立客观的监督和评价活动，它通过审查和评价经营活动及内部控制的适当性、合法性和有效性来促进组织目标的实现。[40]内部审计是指对组织的财务收支、经济活动、内部控制、风险管理实施独立、客观的监督、评价和建议，以促进单位完善治理、实现目标的活动。[41]内审负责人主要工作是进行审计监督和评价，内部审计工作性质本身是一种检查、评价和咨询活动，工作对象是公司的信息流和资金流，属于以信息处理为主的工作。相对与人打交道的工作而言，对于以信息处理为主的工作岗位（如内部审计），心理压力的研究更为重要。[30]相对生产、营销等部门而言，内审负责人要承担更多的内部审计风险和审计道德风险，需要耗费更多的心理成本。因此，基于JD-R理论和组织认同理论来解释内部控制、环境诚信感知和组织认同三者的关系具有较高的情境匹配度和模型匹配度。

根据信息不对称理论，由于内部监督和评价活动的需要，内审负责人需要对企业面临的内外部环境和所监督的对象进行持续的信息收集，以降低信息不对称和不确定性带来的内审工作风险。内审负责人持续收集环境诚信信息是内审工作要求的体现。内审负责人工作要求越高，收集的信息越多，信息不对称程度越低，环境诚信感知程度越高。内审负责人环境诚信感知是内审负责人对外部环境诚信程度的感知和评价。环境诚信感知建立在内审负责人收集环境诚信信息的基础上，耗费内审负责人的生理和心理成本，对内审负责人来说符合工作要求的内容。基于JD-R理论，环境诚信感知作为一种工作要求（Demand）可能会抑制工作资源对内审负责人组织认同的正向效应。据此提出如下假设：

H2：内审负责人的环境诚信感知对企业内部控制和内审负责人组织认同之间的关系起到负向调节作用

二、研究设计

1.数据来源和样本筛选

本研究中，环境诚信感知、组织认同的数据来自中国证监会上市公司内部控制问卷调查数据。调查问卷由来自国内外多位不同学科的知名专家依据经典文献和理论设计。问卷调查和收集录入等一系列工作由中国证监会上市公司内部控制调研课题组负责组织和完成。[42]该课题组于2014年9月5日通过上海证券交易所、深圳证券交易所、中国证监会会计部和中国证券投资基金业协会，分别对A 股上市公司、具有证券期货执业资格的会计师事务所和机构投资者展开了问卷调查。调研组对2536 家A 股上市公司进行了问卷发放，截至2014年10月31日，共回收2154套调查问卷（12551份），问卷回收率为84.9%。①内部控制数据来自深圳迪博（DIB）数据库，其他相关数据来自CSMAR数据库。

参考和借鉴现有研究的做法，[1]我们采用以下步骤对样本进行筛选和处理：（1）剔除了问卷中数据严重缺失的样本；（2）对问卷中剩余的缺失值，采用常用的序列均值替代法进行填补；（3）剔除了金融行业上市公司样本；（4）剔除样本中的缺失值。经过上述筛选，最后得到1118个有效观测值。

2.主要变量定义和测量

（1）因变量

组织认同。量表的引用和参考源于Mael等的成熟量表，[7]是目前最经典、应用最广泛的组织认同量表之一，共包含六个测项，比如 “我认为，我的公司的成功就是我的成功”。采用五点李克特评分量表，分别把“非常不同意”“较不同意”“一般”“较同意”和“非常同意”计分为1到5，评分越高表示组织认同越高（量表备索）。

（2）自变量

内部控制质量。采用深圳迪博（DIB）发布的内部控制信息披露指数。

（3）调节变量

环境诚信感知。量表和数据来自中国证监会上市公司调查问卷。环境诚信感知量表由专家组参考以往经典文献设计。[43,44]为了避免被试者的消极应答，专家组在设计问卷时避免直接询问被试所在公司的诚信程度，而是直接测量被试对企业所在行业和所在地域的诚信感知。采用五点李克特量表测量，分别把“非常不诚信”“较不诚信”“一般”“较诚信”和“非常诚信”计分为1到5，评分越高表明环境诚信感知程度越高（量表备索）。

（4）控制变量

控制变量的数据来自CSMAR数据库，变量详情见表1所示。

3.实证模型

本研究的实证模型如下所示，模型（1）（2）和（3）分别用来检验内部控制、环境诚信感知和内审负责人组织认同之间的关系。

其中，IDEN表示内审负责人组织认同，IC表示内部控制质量，INTEGRITY代表内审负责人环境诚信感知。参考相关研究，[46-50]本文加入了以下控制变量：公司成长性（GROWTH）、存货比率（INVENTORY）、亏损（LOSS）、四大审计事务所及审计事务所变更（AUDITOR、AUDITOR_RESIGN）、产权性质（SOE）、企业规模（SIZE）、两职合一（DUAL）、第一大股东持股比例（FIRST）、管理层持股比例（MANSHARE）、审计意见（MAO）、股票流动性（TRADE）和公司战略（STRATEGY）等。表1中列示了所有变量的详细介绍。

表1 变量定义

三、实证结果与分析

1.描述性统计

如表2所示，内审负责人的组织认同最大值为5，最小值为1，中值为4，均值为4.21，标准差为0.60。内审负责人的环境诚信感知最大值为5，最小值为2，中值为4，均值为4.16，标准差为0.65。组织认同和环境诚信感知的总体分布都稍微右偏，标准差不大，相对较多内审负责人的组织认同水平和环境诚信感知水平都较高。内部控制质量指标最大值为51.48，最小值为8.44，中值为37.16，均值为36.29，标准差为6.49，总体分布稍左偏，而且不同公司之间内部控制质量存在较大差异。其中，IDEN_M、IC_M、INTEGRITY_M是内审负责人组织认同、内部控制质量和内审负责人环境诚信感知三个变量中心化后得到的变量。

表2 描述性统计

2.信效度及多重共线性检验

组织认同和环境诚信感知量表的Cronbach α系数分别为0.9096和0.9111，信度非常高，表明两个量表都有很高的可信度。组织认同的AVE值为0.63，CR值为0.95，分别都大于0.5和0.6的临界值。[51]由于环境诚信感知只有两个题项，无法进行AVE和CR检验，为了增强量表的有效性，在稳健性检验中分别用两个题项作为环境诚信感知的代理变量进行了稳健性检验。另一方面，内审负责人环境诚信感知直接测量其对公司所在行业和地域诚信感知程度，测量结果能够较直观反映诚信感知程度，从测量方法上具有较高效度。综上所述，本研究中所采用的量表都具有较高的信度和效度。多重共线性检验结果表明，所有变量的VIF值分别都小于1.6，大部分小于1.2，远小于10，平均VIF为1.25，也远小于10，说明各个变量之间都不存在多重共线性。

3.相关性分析

表3中相关性分析结果表明，内部控制（IC）与内审负责人的组织认同（IDEN）显著正相关（p＜0.05），内审负责人环境诚信感知（INTEGRITY）与组织认同（IDEN）显著正相关（p＜0.05），内部控制质量（IC）与内审负责人环境诚信感知（INTEGRITY）正相关但不在5%水平上显著。企业规模与内审负责人的组织认同和内部控制质量显著正相关。SOE和环境诚信感知、内部控制分别显著负相关和正相关，说明国有企业内审负责人的环境诚信感知相对更低，而内部控制质量更高。综上，相关性分析的结果与本文提出的研究假设基本相符。

表3 相关性分析

四、假设检验

1.回归分析

根据检验调节机制科学和常用的变量处理和检验方法，[52,53]鉴于统一量纲和降低回归误差等原因，对内部控制、环境诚信感知和组织认同三个变量进行了中心化处理。IDEN_M、INTEGRITY_M和IC_M分别为内审负责人组织认同、环境诚信感知和内部控制质量的中心化变量，中心化不影响变量间关系性质和显著性。回归分析结果如表4所示。

调节效应检验常用的三步回归结果如表4所示。第一，如表4A部分第（1）列所示，内部控制与内审负责人的组织认同显著正相关，说明内部控制质量高的企业其内审负责人的组织认同更高。回归结果还表明，公司规模越大，内审负责人组织认同越高；公司成长性越好，内审负责人组织认同越低。规模更大的公司可能组织认同和组织文化的宣传做得更好，内审负责人的组织认同相对更高。成长性越好的公司可能更注重经济指标而忽略了组织认同建设，所以内审负责人的组织认同更低。H1得到了支持。第二，如表4A部分第（2）列所示，加入环境诚信感知变量后，内部控制与内审负责人组织认同仍然显著正相关。第三，表4的A部分第（3）和（4）列回归分析结果显示，内审负责人环境诚信感知对内部控制与其组织认同之间关系发挥显著负向调节作用（p＜0.001）。尤其是，表4的A部分（1）和（4）中是统一了量纲的回归结果，可以进行直接对比分析，当模型中加入了环境诚信感知和交互项，内部控制（IC_M）对内审负责人组织认同的影响效应和显著性都降低了。而且，从表4A部分非交互效应模型逐步到交互效应模型，调整的R2逐步提高，也说明调节机制模型的拟合优度最佳。综上所述，H2得到了验证。表4的B部分为工具变量2SLS第二阶段回归结果，与表4的A部分结果一致。工具变量的详细介绍见下文内生性检验部分。

表4 回归分析

2.倾向得分匹配（PSM）

为了处理可能存在的样本偏差导致的内生性问题，本文采用PSM倾向得分匹配消除对照组与实验组之间的特征变量差异。参照相关研究的处理方法，[54]本文把内部控制质量进行六等分，把取值最低的两组作为控制组（TREATED=0），取值最高的四组作为处理组（TREATED=1）。按照1:1无放回最近邻匹配方法寻找相似的配对样本，最终得到516个有效匹配样本。

PSM方法匹配样本的回归结果如表5所示。随后对匹配前和匹配后样本的IDEN均值进行了均值差异T检验，如表6所示。表5中，IDEN为内审负责人组织认同，IDEN_M、INTEGRITY_M和IC_M分别为内审负责人组织认同、环境诚信感知和内部控制质量的中心化变量。表5回归结果与原假设检验基本一致。表6显示，匹配前，两组样本均值差异值为0.081（p＜0.05）；匹配后，两组样本均值差异值为0.122（p＜0.05）。T检验结果表明，无论匹配前后，相比内部控制质量低的公司，内部控制质量高的公司中内审负责人组织认同更高。综上所述，控制了内部控制对公司基本特征的自选择效应差异后，PSM样本回归结果与假设检验回归结果基本一致。

表5 回归分析：PSM样本

表6 PSM前后样本对比

五、稳健性和内生性检验

1.稳健性检验

本研究采用了两种方法进行稳健性检验。第一，分别把内审负责人环境诚信感知的两个测项及其中心化后的值，合计为四个变量，分别用来作为内审负责人环境诚信感知的代理变量，对比四个OLS回归结果。第二，用组织认同量表的题项作为组织认同的代理变量，进行稳健性检验。

回归结果如表7所示，主效应和调节效应结果都与假设检验结果基本一致。其中，Controls表示控制变量，INDUS、AREA、INDUS_M、AREA_M分别表示内审负责人对公司所在行业和地区的诚信感知及其中心化变量。

表7 稳健性检验一

随机挑选组织认同的两个题项（IDEN1、IDEN2）作为组织认同的代理变量进行OLS回归。如表8所示，回归结果与前文基本一致。IDEN1_M和IDEN2_M分别为以上两个变量的中心化变量。

表8 稳健性检验二

2.内生性检验

工具变量（IV）是计量经济学中用于控制未观察到的变异来源的辅助工具，[55]如遗漏变量或互为因果等。工具变量的选取需要满足两个条件：[56]（1）相关性条件，即工具变量和内生变量之间的部分相关性不为0；（2）排除性约束，即工具变量与模型随机扰动项不相关。本文按照工具变量的选取标准，[56]参照内部控制相关研究，[57-59]选取了以下工具变量进行检验：内部控制缺陷（ICW）、内部控制指数（ICQ）和内部控制指数滞后一期（LICQ）。ICW为虚拟变量，存在内部控制缺陷记为1，否则为0。以往不少研究把内部控制缺陷、内部控制指数与内部控制信息披露指数作为内部控制质量的代理变量。[57-59]

以往相关研究中，有研究者把内部控制缺陷作为内部控制质量的有效工具变量。[59]内部控制缺陷作为工具变量，说明避免内部控制缺陷、修缮内部控制漏洞对促进内审负责人组织认同可能有重要实践意义。有相关研究把内部控制指数用作内部控制质量的有效工具变量。[58]内部控制指数作为工具变量，说明从全要素视角提升内部控制总体水平对促进内审负责人组织认同可能有重要现实意义。还有相关研究认为内部控制质量滞后一到四期是内部控制质量外生的有效工具变量。[57,60-62]内部控制指数滞后期作为工具变量，表明企业内部控制体系和内部控制质量的可持续对提升内审负责人组织认同可能具有重要现实意义。

首先，我们对工具变量的科学性和有效性进行了检验。第一，2SLS回归模型的Hausman检验的卡方值为29.77，p值为 0.019（＜0.05）， 说明 IC 为内生变量，适合采用工具变量法。[63]第二，在假设检验前，对回归模型进行的多重共线性和异方差检验显示，回归模型不存在多重共线性和异方差。同时，DWH检验卡方显著性都为0.41（＞0.05），所以假设检验模型适合采用OLS估计，工具变量回归模型采用2SLS估计比GMM估计更合适。[63]其次，依据工具变量选取标准[56]和工具变量检验结果，内部控制缺陷（ICW）、内部控制指数（ICQ）和内部控制指数滞后一期（LICQ）被检验为有效工具变量。检验结果如下：

（1）2SLS回归过度识别检验结果显示，过度识别检验卡方值为3.96，p值为0.14（＞0.05）。满足工具变量的排除性约束条件。[63]

（2）2SLS第一阶段检验最小特征值为84.15，Robust的F统 计 量 值 为77.28（ ＞10），p值 为0.00（＜0.05）。而且相关性分析和第一阶段回归结果都显示，ICW、ICQ、LICQ和内部控制信息披露指数（IC）都分别在1%、1%和5%的水平上显著（负或正）相关，满足相关性条件。[63]满足以上两个条件的内部控制工具变量是有效的工具变量。[64]

（3）进一步，冗余检验的Hasen J统计量卡方值为0.003，p值为0.99（＞0.15），说明不存在弱工具变量。

随后，使用通过验证的工具变量进行两阶段回归。第一阶段，通过回归模型计算得到的ICQ的预期值，记作ICQ_P。根据ICQ_P计算其中心化变量ICQ_P_M。第二阶段，用ICQ_P和ICQ_P_M分别替代IC重新进行假设检验，结果见表4B部分。在考虑了内生性之后的假设检验结果和原假设检验结果基本一致。

六、进一步研究

管理学和会计学等领域的研究都表明，组织认同会对组织成员和组织产生诸多正面效应，如提高工作满意度、增加组织公民行为、降低代理成本和降低盈余管理等。[1,5,9]组织认同高的成员会把组织价值观和目标作为自己的价值观和目标，[24]做更多对组织来说正确的事情，[5]这是单一的传统激励方式无法实现的。[65]社会认同理论相关研究表明，审计师的组织认同可以直接影响其审计行为。[66]高组织认同的内审负责人更容易投入更多时间和精力到内审工作中，[8]进而可能有利于提高审计质量。因此，本研究对内审负责人组织认同和审计质量的关系进行了相关检验。

如表9所示，参考相关研究，[67,68]把QUALITY（审计质量）设计为：企业本年被出具标准无保留内部控制审计意见或带强调事项的无保留审计意见、保留意见、无法表示意见、否定意见时，分别取值为4、3、2、1。QUALITY值越大表示审计质量越高，QUALITY_M为QUALITY的中心化变量。IDEN_M是IDEN的中心化变量。MAO表示：企业本年被出具非标审计意见取值为1，否则为0。MAO值越大代表审计质量越低。因为MAO为虚拟变量，分别对QUALITY和MAO为因变量的模型进行OLS回归和逻辑（Logitstic）回归。因为逻辑回归没有R2指标，所以在结果中统一未汇报。表9回归结果显示，内审负责人组织认同与QUALITY显著正相关，与MAO显著负相关。综上所述，回归结果表明内审负责人组织认同与审计质量显著正相关。

表9 内审负责人组织认同与审计质量

七、研究结论与启示

本文基于JD-R理论和社会认同理论，研究了内部控制、内审负责人环境诚信感知和内审负责人组织认同之间的关系。研究结果表明：（1）根据JD-R理论，从工作资源角度，内部控制作为一种工作资源，与内审负责人组织认同显著正相关。（2）根据JD-R理论，从心理成本和工作要求的角度，内审负责人环境诚信感知负向调节内部控制与其组织认同之间的关系。进一步研究显示，根据社会认同理论，内审负责人组织认同与审计质量显著正相关。

本研究具有如下理论贡献。第一，本研究丰富了JD-R理论和社会认同理论在内部审计领域和内审负责人工作情境的研究应用，对内部审计研究具有重要的价值增值作用。研究表明，内部控制可以为内审负责人的工作提供良好工作支持，保证审计工作有序、有效地进行，从而有利于提高内审负责人的组织认同，进一步还可能产生更多正面效应，如降低盈余管理，增加组织公民行为[1,9]和提高审计质量等。第二，本研究丰富了社会认同理论和JD-R理论在内审负责人样本中的应用；同时，本研究也丰富了JD-R理论和社会认同理论在上市公司样本和公司层次研究的应用。本研究把社会认同理论和JD-R理论引入上市公司研究，是对社会认同理论和JD-R理论在上市公司研究中的进一步拓展应用。第三，本研究丰富了内部控制影响组织认同和审计质量的路径研究，有利于探究内部控制对组织认同的影响机制和对审计质量的影响路径，有助于打开内部控制对组织认同和审计质量影响机制的黑箱。

本研究具有如下实践意义。第一，企业可以通过加强内部控制建设、提高内部控制质量为内审负责人的工作提供良好的制度支持和流程支持，以保证内部审计工作有序、有效进行，从而有利于提高内审负责人组织认同，进而有助于提升审计质量。内审负责人的组织认同的提升可能会给内审负责人自身、其他成员和公司带来更多的正面效应，如降低盈余管理，增加组织公民行为[1,9]和提高审计质量等。第二，本文研究结果表明，内部控制作为一种工作资源，有利于提升内审负责人的组织认同，内审负责人环境诚信感知作为一种工作要求，对内部控制与内审负责人组织认同之间的关系发挥负向调节作用。因此，公司除了加强内部控制建设以外，还可以通过建立有效的内部管理信息系统（如ERP系统、IT系统或信息沟通与管理系统），引入外部信息管理数据库或系统，以及建立内、外部信息管理数据库和系统的联动，来提高内审负责人获取信息的效率和效果，降低获取信息的生理和心理成本，减弱内审负责人环境诚信感知的负面效应，可能有助于提高内审负责人的组织认同和审计质量，带来更多的正面影响。

注释

① 调查问卷由中国证监会进行发放，具有较强的执行力和约束力，因此具有更高的问卷回收率和真实性。一方面，中国证监会上市公司内部控制课题组抽样走访和调查了十多家样本企业，抽查问卷调查的准确性和有效性；另一方面，对多家企业的问卷填写情况进行了前期的问卷解释和电话指导及后期的电话回访与确认，确保调查数据的完整性和真实性。更详细的调研过程详见赵立新等。[42]