喻子秦 肖 翔 李珍珠
北京交通大学 经济管理学院，北京 100044
“十四五”国家发展规划强调，要坚持创新在中国现代化建设全局中的地位。技术创新不仅是企业获得竞争优势、实现可持续发展的关键动力，更是促进中国社会快速发展的重要力量。近年来，为了促进企业技术创新，政府颁布了一系列政策。然而，2020年全球创新指数报告（Global Innovation Index 2020，GII）显示，中国创新投入次级指数位列26名，与排名靠前的国家依然存在差距，技术创新不足依然是制约中国创新发展的重要因素，如何提高企业技术创新成为亟待解决的问题。技术创新具有周期长、风险大等特点，虽然创新的风险不可能完全消除，但在有效防范和控制某些风险因素后，企业创新成功概率会有所提高。因此，企业技术创新成功与其内部良好的风险控制机制——内控密切相关。内控是组织治理体系中基础性和保障性的环节，审计师针对企业内控有效性发布审计意见，“清洁”的内控审计意见①“清洁”内控或财报审计意见指的是标准审计意见。意味着企业内控有效，具有良好的风险控制机制（方红星和金玉娜，2013［1］）。已有研究发现，在有效内控机制的运行下，企业风险防范能力显著增强，更有利于开展技术创新（石青梅和谢香兵，2021［2］）。那么，“非清洁”内控审计意见②“非清洁”内控或财报审计意见指的是包括带强调事项段的无保留意见、保留意见、否定意见和无法表示意见。是否意味企业存在较高的风险，从而导致企业技术创新无法进行？
国内近几年才出现审计对企业技术创新影响的相关研究，主要集中于审计是否存在、审计质量等方面。王文娜等（2020）［3］研究发现，较于其他企业，有外部审计的企业技术创新概率更高；
许建伟等（2020）［4］进一步发现，高质量的外部审计有助于营造企业创新氛围，推动企业技术创新。这些研究大多基于财报审计，鲜有文献涉及内控审计，虽然王嘉鑫（2020）［5］发现强制性内控审计可以有效激励企业参与技术创新，但其以内控审计制度的宏观政策实施为视角，缺乏更为细致的内控审计意见的探究。并且，上述文献多从审计的正面市场反馈出发，探究审计通过降低代理成本、提升治理水平等机制对企业技术创新的影响。而本文以内控审计意见的信息风险价值为研究视角，构建“内控审计意见信息风险—资本成本—企业技术创新”这一路径，试图探讨“非清洁”内控审计意见能否传递风险、投资者能否识别并提高企业资本成本③资本成本是企业为了融资向投资者提供的必要回报率。寻求价格补偿，最终影响企业技术创新的理论路径。此外，企业技术创新存在不同类型，现阶段较少有围绕审计与不同技术创新类型的研究。本文依据组织双元理论（Duncan，1976［6］），将技术创新划分为探索性和利用性技术创新，探究“非清洁”内控审计意见通过资本成本作用在两者上的差异，拓展了双元创新的影响因素，具有重要理论意义。
鉴于此，本文基于投资者信息风险识别与补偿视角，以2010—2021年中国沪深A股企业为样本，研究“非清洁”内控审计意见能否在企业技术创新上反映出风险，并验证其作用机制。本文可能的边际贡献为：第一，现有关于内控审计意见与企业技术创新的研究较为匮乏，区别于以往文献基于审计的正面市场反馈视角，从投资者对内控审计意见的信息风险识别与补偿角度，研究了“非清洁”内控审计能否在企业技术创新上反映信息风险，扩展了技术创新影响因素的研究；
第二，国内探究“非清洁”内控审计意见经济后果的文献尚未脱离公司治理和投资者反应范畴，并且其反映的信息风险能否被投资者识别尚未达成共识。本文探究投资者能否识别“非清洁”内控审计意见的信息风险及其作用于技术创新的后果，不仅从技术创新视角提供了投资者识别信息风险的新证据，还依据双元创新概念将企业技术创新分成探索性和利用性技术创新，检验了“非清洁”内控审计意见对两者的异质性作用，丰富了内控审计意见的经济后果；
第三，从外部审计师意见至企业内部技术创新活动的层面，剖析了投资者识别风险并寻求价格补偿的手段，构建了影响企业技术创新的内外部作用路径，为“非清洁”内控审计意见在国家创新战略层面的信息风险价值提供了经验证据。
（一）文献回顾
1．“非清洁”内控审计意见的经济后果。在投资者反应上，国外大部分研究认为，“非清洁”内控审计意见伴随着明显的负面市场反应。Ashbaugh-Skaife et al．（2009）［7］认为审计师出具“非清洁”内控审计意见意味企业具有更高的特质风险、系统风险和权益成本，而投资者也能感知“非清洁”内控审计意见传递的信息含量。Tsai and Huang（2021）［8］发现，对于被出具“非清洁”内控审计意见的美国企业，财务欺诈诉讼公告日的股价下跌更严重，表明“非清洁”内控审计意见对资本市场参与者具有预测价值。而中国学者对此尚未形成一致意见。一些学者认为“非清洁”内控审计意见对投资者信心有负向影响。比如张继勋和何亚南（2013）［9］采用问卷调查方式，研究发现“非清洁”内控审计意见打击了投资者对公司的信心。然而，也有学者认为投资者未能充分理解内控审计意见的信息价值。比如，寒阳（2017）［10］认为，企业被出具“非清洁”内控审计意见后，银行等金融机构并未显著减少该类企业的短期信贷规模。比较国内外的相关研究，可以发现由于中国内控审计制度起步较晚，目前“非清洁”内控审计意见的信息风险是否能够被投资者识别尚未形成统一结论。此外，这些研究多采用市场反应和信贷规模衡量投资者反应，较少有研究进一步探究投资者反应后的结果，如投资者是否能识别“非清洁”内控审计意见，并提高资本成本进而作用于企业创新。
综上可见，现有关于“非清洁”内控审计意见的经济后果研究未能跳脱公司治理和投资者反应，且其在创新上反映的信息风险是否能够被投资者识别在中国尚未达成共识。技术创新虽然可以表明企业的竞争力和社会贡献度，但也是高风险活动，投资者面临巨大的投资风险。因此，验证投资者能否识别“非清洁”内控审计意见在创新上反映的信息风险是个值得研究的问题。
2．技术创新的影响因素。学者们主要从宏观和微观两个层面展开。宏观层面上，大多数研究关注反收购保护法（Chemmanur，2018［11］）、税收政策（谢获宝等，2020［12］）等宏观政策因素对技术创新的影响。微观层面上，首先，高管作为创新决策主体，部分学者围绕高管特征（Hirshleifer et al．，2012［13］）、高管薪酬激励（王文娜和刘戒骄，2020［14］）等方面展开研究。其次，部分学者认为企业社会责任（陈钰芬等，2020［15］）、股权债权融资（张岭，2020［16］）等其他因素也会对技术创新产生作用。在审计对技术创新影响的研究领域中，中国近几年才出现相关文献，主要集中在审计是否存在和审计质量上。已有研究发现，存在外部审计的企业和高质量审计的企业更可能进行技术创新（王文娜等，2020；
许建伟等，2020）。仅有少数文献涉及内控审计，已有学者发现强制性内控审计制度实施能够促进企业创新（王嘉鑫，2020），但研究以宏观政策实施为出发点，缺乏更细致的内控审计意见分析。此外，上述文献大多探讨审计降低代理成本、提升治理水平的机制，以审计正面市场反馈为基点，研究视角较为单一，缺乏“非清洁”内控审计意见风险价值的探讨。而本文更多讨论“非清洁”内控审计意见能否向投资者传递信息风险，从内控审计意见的风险视角扩展了技术创新的影响因素。
（二）假说提出
财报审计和内控审计的侧重点不同，财报审计是调查企业财报是否存在错报，重在审计“结果”，而内控审计是对保证财报质量的内控有效性进行审查，重在审计“过程”（Elbardan and Kholeif，2017［17］）。“非清洁”的财报和内控审计意见内涵不同，即“非清洁”财报审计意见代表审计师认为企业财报不满足公允性和合法性要求，存在重大错报；
而“非清洁”内控审计意见意味着审计师发现了企业存在明显的内控缺陷，且内控运行无效（吴溪等，2016［18］）。因此，“非清洁”内控审计意见反映了企业内控运行不佳，管理混乱，向外界传递企业风险信号。
对于“非清洁”内控审计意见能否在企业技术创新上反映出信息风险，主要体现在企业风险承担能力、投入时间成本和资本成本三个方面（Li et al．，2019［19］）。从风险承担能力来看，被出具“非清洁”内控审计意见的企业通常风险承受能力更低。内控作为企业极其重要的内部治理机制，目的是帮助企业建立完善的组织架构和流畅的运行流程。若内控存在缺陷，则容易导致研发资金断裂、低经营绩效等财务风险，还容易出现企业部门管理混乱、管理层滥用职权等管理风险（叶陈刚等，2016［20］）。技术创新本身具备较高的试错和纠错风险（王嘉鑫，2020），内控缺陷带来财务风险的上升，造成企业更倾向保守经营，不愿意冒风险进行技术创新。从投入时间成本来看，企业内控存在缺陷容易导致部门职能定位不清晰、任务分配不明确、管理目标不一致（Manso，2011［21］），管理层需要在日常运营与管理中花费大量精力。技术创新需要投入大量时间进行规划和管理，在有限的精力约束下，内控缺陷会导致管理层将大部分时间用于日常的经营管理，难以顾及技术创新（Harford et al．，2009［22］）。从资本成本来看，资本成本指的是企业筹集和使用资金所付出的代价。基于舞弊三角理论，内控失效会增加企业盈余操纵的机会，降低会计信息质量，加剧信息不对称程度（石青梅和孙梦娜，2020［23］）。这意味着被出具“非清洁”内控审计意见的企业存在更严重的信息不对称以及高昂的代理成本。对于投资者而言，“非清洁”内控审计意见是企业存在内控缺陷的信号，该信号传递出来的风险会降低其对企业盈余质量的信任与依赖度。因此，投资者会因“非清洁”内控审计意见而怀疑企业的会计信息质量，降低对企业的收益预期，并在严重的信息不对称和代理成本驱使下产生风险补偿机制，表现为提高企业的资本成本以保护自身利益（王艺霖和王爱群，2014［24］）。企业面对陡然上升的资本成本将无法顺利募集以往同等规模的款项，缺乏足够的资金支持研发费用，无力承担技术创新。基于上述分析，本文提出假说1。
假说1：“非清洁”内控审计意见与技术创新负相关。
组织双元理论认为，卓有成效的组织能够兼具适应环境变化的探索和利用活动的能力（Duncan，1976）。随着中国经济迅速发展，企业迸发出向产业链两端扩展的内在动力，在提升自主创新能力的要求下不断向组织双元化发展。这需要同时开展两类技术创新：一种是在国内外最新创新技术基础上的改进，即利用性技术创新；
另一种则是超越原有创新技术的突破，即探索性技术创新。上述两者就是双元创新，关于双元创新的概念，学术界一致认为，利用性技术创新以加强企业现有知识基础为目标，实现企业原有技术创新的改造升级；
而探索性创新需要扩宽企业知识库，脱离企业原有技术创新基础寻找新的技术创新（Enkel and Gassmann，2010［25］）。
与其他技术创新分类不同，双元创新充满了冲突与平衡的魅力。一方面，利用性技术创新与探索性技术创新的资源需求、回报周期、收益与风险高低存在显著差异（周莉和许佳慧，2020［26］）。资源需求上，探索性技术创新具有激进性、冒险性特点，突破原有技术创新的边界，而利用性技术创新则是基于已有的创新资源进行改造升级，所以探索性技术创新的资源需求更高。回报周期上，探索性技术创新需要开辟新市场挖掘潜在客户，提升产品市场占有率，而利用性技术创新则是对企业原有的创新进行“锦上添花”，研发时间更少，因此探索性技术创新的回报周期更长。收益与风险上，资源基础观提出，企业需要难以模仿、独特的资源以获得可持续发展（Wernerfelt，1984［27］）。探索性技术创新将冲击新的技术领域，难度大，对应的研发成本、研发风险较高（Enkel and Gassmann，2010），但企业能够产生可持续性的竞争优势，长期收益更高、风险更大。而利用性技术创新研发风险和成本相对较低，拥有更多的研发基础，企业能够在较短时间内获得收益并初步建立行业内的竞争优势，短期收益更占优势，风险更低（Choi et al．，2018［28］）。另一方面，由于利用性技术创新有助于企业短期生存，而探索性技术创新对于企业长期发展至关重要，所以企业要实现持续性创新发展，需要兼具并平衡上述两种技术创新。因此，研究“非清洁”内控审计意见在双元创新上是否存在差异性影响更能深化其信息风险价值。
由于探索性技术创新比利用性技术创新的失败率更高（Jia，2018［29］），研发风险更高，需要更多的研发成本与资源，而被出具“非清洁”内控审计意见的企业意味着其风险承担能力低、管理体系混乱、资本成本更高。因此，相较于利用性技术创新，这类企业更不愿意冒大风险、花更多时间进行探索性技术创新。基于此，本文提出假说2。
假说2：相较于利用性技术创新，“非清洁”内控审计意见与探索性技术创新的负相关关系更显著。
信息风险观点提出，企业特有的信息风险会产生风险溢价，从而影响资本成本，并且这种风险不可分散（蒋琰，2009［30］）。信息不对称理论提供了信息风险导致企业资本成本差异的理论基础（Admati and Pfleiderer，1985［31］），拥有内部信息的交易者会剥削没有拥有信息交易者的利益，导致未拥有信息的交易者通常要求更高的收益率。“非清洁”内控审计意见对企业而言是一种“坏消息”，意味着企业和投资者在投资决策上无法达成共识，由此产生信息风险。投资者要求更高的风险溢价，资本成本上升，进而导致企业缺乏技术创新的研发资金。一方面，在信息不对称角度，“非清洁”内控审计意见在一定程度上反映了企业财报质量不高，企业与投资者存在严重的信息不对称问题（石青梅和孙梦娜，2020）。投资者难以感知企业真实经营状况，出于风险补偿机制，投资者会要求更高的风险补偿率（王雄元和曾敬，2019［32］），增加资本成本以规避未预期的风险。另一方面，在企业经营风险上，被出具“非清洁”内控审计意见的企业往往收益质量不高，且治理水平较差，代理成本较高，一般面临严重的经营风险（叶陈刚等，2016）。投资者为了保证自身利益会进行风险估价，提高企业资本成本。技术创新是一项风险高，且需要大量研发资金投入的活动，企业内部资金使用程度有限，一旦外部资本成本上升，企业就难以获得足够的资金进行技术创新。因此，被出具“非清洁”内控审计意见的企业，往往因为较高的资本成本而难以进行技术创新。
依据企业对外融资方式的不同，企业资本成本可被分为权益资本成本和债务资本成本。被出具“非清洁”内控审计意见的企业往往内部治理薄弱，具有高昂的代理成本，从而导致企业权益资本成本和债务资本成本上升。在权益资本成本方面，高代理成本加剧了信息不对称，股权投资者处于信息未知方，会降低对被出具“非清洁”内控审计意见企业的价值评估，并寻求价格保护机制降低代理成本（李姝等，2020［33］），导致企业权益资本成本上升。在债务融资方面，债权人主要通过债务契约与公司确定债权和债务关系，较少参与公司治理。因此，为了保护自己的利益，债权人通常对企业收益率的要求更高，并在契约中加入更多的限制条款，导致企业债务资本成本上升。
企业股权融资和债务融资对应的投资者为股东和银行①由于上市企业发行债券的比例较少，这里暂不考虑。。在被出具“非清洁”内控审计意见的企业中，相较于债务资本成本，企业权益资本成本上升幅度更大。具体而言，从信息获取层面，在中国资本市场中，企业更愿意向少部分债权银行而不是广大中小股东披露内部信息（Bharath et al．，2008［34］），所以中小股东的信息获取能力远低于具有债权能力的银行等机构。从信息风险防范层面，与股权融资不同，债务融资的契约条款包括利息、到期日和限制性条件等一系列较为复杂且详细的内容，并具有一定弹性，导致银行的信息风险防范能力高于大部分股东。因此，股东比银行承担的风险更大，且应对风险能力更弱，投资回报要求也更高。综上所述，“非清洁”内控审计意见作为一种风险信息，对权益资本成本的影响大于债务资本成本。基于上述分析，本文提出假说3和假说4。
假说3：资本成本在“非清洁”内控审计意见与企业技术创新之间发挥中介作用。
假说4：相较于债务资本成本，“非清洁”内控审计意见对权益资本成本的影响更显著。
（一）样本与数据来源
在样本选取上，本文以2010—2021年中国沪深A股上市企业为研究样本。选择2010作为起始年度是因为《企业内部控制基本规范》于2009年开始实施，考虑其可能存在的滞后效应，因此选择实施一年后为起始期。在变量数据来源上，研发和审计相关数据来自CSMAR数据库，有关企业财务方面的数据来自WIND数据库。获得初步样本后，本文进行以下处理：剔除金融类行业样本；
因探索性和利用性技术创新的测量需要前5年的数据进行对照，所以剔除2010年及之后上市时间不足5年的样本；
剔除样本期间退市的样本；
剔除变量缺失的样本。此外，为了消除极端值的影响，对所有连续变量在1%和99%水平处进行缩尾。最终获得19756个观测值。
（二）变量定义
借鉴吴超鹏和金溪（2020）［35］的研究，本文将企业技术创新（Inn）用专利申请数加1取自然对数进行衡量。为了减轻问卷调查和文本分析带来的误差，借鉴邵剑兵和吴珊（2020）［36］的研究，利用国际专利分类号（International Patent Clsassification，IPC）区分探索性和利用性技术创新。如果企业当年申请并获批的专利i，其IPC分类号的前四位在过去5年中至少出现过一次，则计数Ti＝1，Mi＝0，否则Ti＝0，Mi＝1。探索性技术创新计算方式为Mi累计的和加1取自然对数（即Ln（∑Mi+1）），利用性技术创新计算方式为Ti累计的和加1取自然对数（即Ln（∑Ti+1））。需要注意的是，由于多数专利的IPC分类号不止一个，为了严格区分创新类型，本文将一项专利的所有IPC分类号在前5年均未出现定义为探索性技术创新，否则为利用性技术创新。
由于审计师内控和财报出具的“非清洁”审计意见均能够释放出负面信息，很难判断技术创新受到的影响是否来自“非清洁”内控审计意见。为了排除“非清洁”财报审计意见的影响，本文借鉴吴溪等（2016）的研究，将“非清洁”内控审计意见（Nop）定义为企业是否同时被出具“非清洁”的内控审计意见和“清洁”的财报审计意见，若是则取值1，否则为0。同时，将“非清洁”财报审计意见（Nfp）纳入控制变量，用以剥离财务报表审计意见对技术创新的影响。若企业被出具“非清洁”财报审计意见，则取值1，否则为0。借鉴杨棉之等（2015）［37］的经验，用企业利息支出与总负债的比率衡量企业债务资本成本（Cod）；
采用Easton（2004）［38］提出的非正常盈余增长模型衡量企业权益资本成本（Coe），计算公式如式（1）。
其中，EPSt+2、EPSt+1分别为企业在t+2、t+1期末的每股净收益；
Pt为企业在t期末的股票价格，以每股收益乘以行业市盈率计算。
此外，本文选择以下控制变量：事务所规模（Afs）、事务所变更（Afc）、企业规模（Size）、企业固定资产规模（Ppe）、资产负债率（Lev）、现金净流量（Cfo）、资产收益率（Roa）、产权性质（Own）和上市年限（Age），并控制年份（Year）和行业（Ind）固定效应。具体变量定义见表1。
表1 变量名称与定义
续表1
（三）研究模型
根据上述理论分析及研究假说，本文构建式（2）检验假说1。
其中，Inni，t-1为企业i在t-1年的技术创新程度；
Nopi，t为企业i在t年是否收到“非清洁”内控审计意见；
Controls为控制变量，∑Year和∑Ind表示行业和年份固定效应。此外，本文对标准误进行异方差和公司层面聚类修正处理。为了检验假说2，本文构建式（3）。
其中，Inn_eti，t-1为企业i在t-1年的探索性技术创新程度；
Inn_uti，t-1为企业i在t-1年的利用性技术创新程度。
为了验证假说3和假说4，本文在式（2）的基础上构建式（4）和式（5）。
其中，Coei，t-1为企业i在t-1年的权益资本成本；
Codi，t-1为企业i在t-1年的债务资本成本。为了使结论更具稳健性，本文进一步将因变量取当期和滞后二期的结果进行回归。
（一）描述性统计
所有变量的描述性统计如表2所示。其中，技术创新（Inn）的均值为3．918，标准差为1．523，表明样本企业之间的技术创新存在一定差异。探索性技术创新（Inn_et）均值为1．517，标准差为1．016；
而利用性技术创新（Inn_ut）均值为2．502，标准差为1．405，表明样本企业进行利用性技术创新的情况更普遍。“非标准”内控审计意见（Nop）的均值为0．022，标准差为0．148，表明企业间是否同时被出具“非标准”内控和“标准”财报审计意见的差异较大。权益资本成本（Coe）均值为0．108，债务资本成本（Cod）均值为0．022，说明样本企业的权益资本成本比债务资本成本高，符合一般规律。其他变量在不同企业之间也存在明显差异，说明从总体看，研究样本具有一定的区分度。
表2 变量描述性统计
续表2
（二）回归结果
1．“非清洁”内控审计意见与企业技术创新。本文采用式（2）来检验假说1，估计结果如表3所示。表3第（1）列展示的是“非清洁”内控审计意见（Nop）与当期技术创新（Inn）的回归结果。同时，为了检验“非清洁”内控审计意见是否存在滞后效应，本文分别取技术创新（Inn）的滞后一期和滞后二期，回归结果依次列示在表3的第（2）列和第（3）列。由此可以看出，第（1）列中，“非清洁”内控审计意见（Nop）的回归系数在1%水平下显著为负，说明“非清洁”内控审计意见与企业技术创新存在负相关关系，假说1得以验证。第（2）列和第（3）列中，“非清洁”内控审计意见（Nop）的回归系数均显著为负，说明“非清洁”内控审计意见对企业技术创新的影响存在滞后效应，进一步验证了假说1。
表3 “非清洁”内控审计意见与企业技术创新
续表3
2．“非清洁”内控审计意见与探索性技术创新和利用性技术创新。利用式（3）检验假说2，如表4所示。其中，第（1）～（3）列是“非清洁”内控审计意见（Nop）对当期及滞后一期和滞后二期探索性技术创新（Inn_et）的回归结果；
第（4）～（6）列为“非清洁”内控审计意见（Nop）对当期及滞后一期和滞后二期利用性技术创新（Inn_ut）的回归结果。由此可以看出，“非清洁”内控审计意见（Nop）的回归系数均显著为负，说明“非清洁”内控审计意见与探索性和利用性技术创新均是负相关关系并存在滞后影响。而且，组间差异检验的suest系数均在5%水平下显著，说明较于利用性技术创新，“非清洁”内控审计意见与探索性技术创新的负相关关系更显著，假说2得以验证。
表4 “非清洁”内控审计意见与利用性技术创新和探索性技术创新
3．“非清洁”内控审计意见、资本成本与企业技术创新。为了验证假说3，利用式（4）和式（5）进行检验。表5为权益资本成本的机制检验结果。由表5可以看出，第（1）列中，“非清洁”内控审计意见（Nop）与权益资本成本（Coe）的回归系数在1%水平下显著为正，说明“非清洁”内控审计意见会增加企业权益资本成本；
第（2）～（4）列中，“非清洁”内控审计意见（Nop）和权益资本成本（Coe）对技术创新（Inn、Innt+1、Innt+2）的回归系数均在1%水平下显著为负，说明权益资本成本作为中介变量是显著的，即收到“非清洁”内控审计意见的企业权益资本成本会增加，从而抑制技术创新。
表5 “非清洁”内控审计意见、权益资本成本与企业技术创新
表6为债务资本成本的机制检验结果。由表6可见，第（1）列中，“非清洁”内控审计意见（Nop）与债务资本成本（Cod）的回归系数在5%水平下显著为正，说明“非清洁”内控审计意见会增加企业债务资本成本；
第（2）～（4）列中，“非清洁”内控审计意见Nop、债务资本成本Cod与技术创新（Inn、Innt+1、Innt+2）的回归系数均在1%水平下显著为负，说明债务资本成本作为中介变量显著，即收到“非清洁”内控审计意见的企业债务资本成本会增加，从而抑制技术创新。综上可见，无论是股权投资者还是债务投资者，均能够识别“非清洁”内控审计意见传递的风险，并要求提高资本成本，从而导致企业因缺乏足够的资金难以进行创新。假说3得以验证。
表6 “非清洁”内控审计意见、债务资本成本与企业技术创新
续表6
4．“非清洁”内控审计意见对不同资本成本的异质性影响。为了验证假说4，利用式（4）进行检验（表7）。第（1）～（3）列的因变量是权益资本成本（Coe），第（4）～（6）列的因变量是债务资本成本。由此可以看出，无论是当期，还是滞后一期或滞后二期，“非清洁”内控审计意见（Nop）与权益资本成本（Coe）、债务资本成本（Cod）的回归系数分别在1%和5%的统计水平下显著为正，说明股权投资者可以识别“非清洁”内控审计意见传递的风险，并提高权益资本成本；
同时，债务投资者也可以识别风险并提高债务资本成本。通过组间差异检验可知，suest系数均在5%水平下显著，意味着相较于债务资本成本，“非清洁”内控审计意见对权益资本成本的影响更显著。这也从侧面印证了股东与企业风险共担，所以要求更高的回报，与本文理论分析一致，假说4得以验证。
表7 “非清洁”内控审计意见与权益资本成本和债务资本成本
（三）稳健性检验
本文采用下述两种方法缓解可能存在的内生性问题，并通过删选样本和更换变量测度方式进行稳健性检验①限于篇幅，稳健性检验结果仅列示滞后一期的回归结果，因变量当期和滞后二期以及工具变量第一阶段的回归结果并未列出，留存备索。。
1．排除竞争性假说：带强调事项段的无保留意见再验证。通过上述分析发现，“非清洁”内控审计意见会降低企业技术创新，但是这一结论可能仅仅是由严重负面的内控审计意见所驱动，而带强调事项段无保留的内控审计意见可能不会抑制技术创新。为了检验这一竞争性假说，本文参照吴溪等（2016）、寒阳（2017）的经验，将962例“非清洁”内控审计意见样本分成365例否定意见和无法表示意见（取Nop_adv＝1，否则为0），以及597例带强调事项段的无保留意见（取Nop_emp＝1，否则为0），采用两个新的虚拟变量Nop_adv和Nop_emp替换式（2）中的Nop（表8第（1）列和第（2）列）。结果显示，即使被出具带强调事项段无保留内控审计意见的企业，仍然会减少技术创新活动。由此说明，本文“非清洁”内控审计意见影响资本成本的结论也具有稳健性。
2．工具变量法。上述计量模型可能存在反向因果导致的内生性问题。具体而言，审计师出具“非清洁”内控审计意见会影响企业的技术创新，反之，技术创新水平越高的企业可能存在更多的内控缺陷，导致审计师出具“非清洁”内控审计意见的概率更高。本文参考Liu et al．（2015）［39］的研究，分别选用同行业和同地区的“非清洁”内控审计意见同年累计均值作为工具变量，并采用工具变量模型来缓解反向因果问题。同行业和同地区的企业生产经营环境相同，而审计师对每个企业出具的内控审计意见相互独立，符合工具变量的相关性和外生性要求，回归结果见表8第（3）列。两个工具变量均通过了识别不足、弱工具变量和过度识别检验。回归结果并未发生较大变化，证明了本文结论的稳健性。
3．其他稳健性检验。一方面，删选样本。由于2012年8月主板市场强制实施披露内控审计报告制度，而样本期间为2010—2021年。因此，为了解决2012年前企业可能只会自愿披露“清洁”内控审计报告带来的样本偏差问题，本文进一步将样本期间缩至2013—2021年（表8第（4）列），回归结果与基准回归基本一致。另一方面，更改变量测度方式。借鉴周莉和许佳慧（2020）的研究，将探索性技术创新用企业当年申请的发明专利数量加1后，取自然对数进行衡量；
利用性技术创新用企业当年申请的实用新型、外观设计专利数量加1后，取自然对数进行衡量（表8第（5）列和第（6）列）。替换变量测度方式后，研究结论依然稳健。
表8 稳健性检验
（一）环境不确定性的异质性影响
环境不确定性指的是市场交易环境变化不可预测，主要体现在政策、技术和市场需求等环境要素的变化（花冯涛和徐飞，2018［40］）。企业通常在特定的环境中生产经营，但一方面，宏观上由于政治冲突、市场结构和经济政策等变化；
另一方面，产品市场上由于客户、供应商等利益相关者的行为不可预测，双重作用下，企业经营环境面临较大的不确定性（马勇等，2022［41］）。当环境不确定性增加时，企业未来的经营不确定性提高，股票价格所反映的信息质量随之下降，信息透明度也会降低（郭田勇和孙光宇，2021［42］）。此时，投资者衡量企业情况和投资风险的难度加大。因此，在此情境下，投资者处于风险高感知的状态，渴求却又难以获得信息，一旦获得风险信息便可能加剧投资恐慌情绪。相较于其他隐藏的风险，投资者能够更直观地识别“非清洁”内控审计意见所传递的风险，随之产生恐慌情绪。出于价格保护机制，投资者会要求更高的投资回报率，导致企业资本成本上升，进一步加剧“非清洁”内控审计意见对企业技术创新的负向影响。因此，环境不确定的程度增加会伴随着严重的信息不对称，放大“非清洁”内控审计意见传递的风险，由此增加投资者的恐慌情绪提升资本成本，加剧“非清洁”内控审计意见与企业技术创新的负相关关系。
在环境不确定性的度量上，本文借鉴申慧慧（2010）［43］的经验，采用过去5年非正常收入经行业调整后的变异系数进行测算①先计算企业过去5年非正常销售收入的标准差，再除以过去5年销售收入的平均值，得到未经行业调整的环境不确定性；
再用同一年度所在行业内所有公司（未经行业调整）的环境不确定中位数作为行业环境不确定性，将未剔除行业影响的不确定性除以行业环境不确定性，即得到环境不确定性的值。。该值越大，表明环境不确定程度越高。若环境不确定性（Eu）高于年度行业中位数则取值为1，定义为高环境不确定组；
否则为0，为低环境不确定组。表9展示了按环境不确定性分组回归的结果。由此可见，在环境不确定性较高的情况下，“非清洁”内控审计意见对技术创新的负向影响更显著，而且上述结论通过了组间差异检验。
表9 “非清洁”内控审计意见、环境不确定性与技术创新
续表9
（二）产品市场竞争的异质性
有效竞争理论认为，当市场处于有效竞争时，随着外部竞争者的加入，市场机构不断调整，企业面临行业产品价格高敏感性和外部资源流失造成的压力。在压力驱使下，企业会降低信息不对称程度以获得外部融资。因此，行业信息会在激烈竞争中逐渐透明化（李慧云等，2020［44］）。产品市场竞争通过公司治理机制和资源给予机制调节“非清洁”内控审计意见与技术创新的关系。一方面，产品市场竞争程度较低时，为了防止竞争对手的利润侵占，企业会尽可能减少信息披露，投资者越容易处于信息劣势地位。“非清洁”内控审计意见作为审计师发布的专业信息，更容易使信息闭塞的投资者产生恐慌情绪，提升资本成本寻求风险溢价。另一方面，产品市场竞争程度较低时，在缺少更多的外部监督下，企业代理问题加重，出现盈余管理的概率越大，进而加剧投资者的风险规避行为，通过提升资本成本保障自身利益（肖翔等，2022［45］）。因此，产品市场竞争会降低信息不透明程度和企业代理成本，减缓投资者的恐慌情绪防止资本成本上升，由此缓解“非清洁”内控审计意见与企业技术创新的负相关关系。
本文采用赫芬达尔指数HHI衡量产品市场竞争，按照中国证监会2012年行业划分标准，将行业竞争程度细化至二级行业，分别选取行业内前5家企业的总营业收入计算HHI值。HHI数值越小，表示竞争程度越高，反之则越低。若产品市场竞争HHI低于年度行业中位数取值为1，为高程度产品市场竞争组；
否则为0，为低程度产品市场竞争组。
表10展示了按产品市场竞争分组回归的结果。由表10可以看出，“非清洁”内控审计意见对技术创新的负向影响均在低程度产品市场竞争组显著，且组间差异检验的suest系数均在1%水平下显著。由此说明，产品市场竞争对“非清洁”内控审计意见与技术创新的负向影响有一定缓解作用，意味着产品市场竞争降低了行业信息不对称和投资者对风险信息的感知度，缓解了“非清洁”内控审计意见与技术创新的负相关关系。
表10 “非清洁”内控审计意见、产品市场竞争与技术创新
续表10
（一）研究结论
本文从信息风险识别及补偿角度，以2010—2021年中国沪深A股上市企业为样本，研究“非清洁”内控审计意见对企业技术创新的影响，并验证了资本成本这一机制，具体结论有四点。第一，“非清洁”内控审计意见与企业技术创新是负相关关系，“非清洁”内控审计意见可以传递出信息风险。第二，将技术创新划分为探索性和利用性技术创新，检验发现“非清洁”内控审计意见与探索性技术创新的负相关关系更显著。第三，资本成本是“非清洁”内控审计意见和技术创新关系的重要机制。被出具“非清洁”审计意见的企业资本成本会上升，从而降低了企业技术创新活动降低。这说明投资者可以识别“非清洁”内控审计意见的信息风险并寻求补偿。并且，相较于债务资本成本，“非清洁”内控审计意见对权益资本成本的影响更显著。第四，环境不确定性加剧了“非清洁”内控审计意见对技术创新的负向影响，而产品市场竞争缓解了这一负向影响。
（二）对策建议
本文研究结论不仅丰富了技术创新的影响因素，还拓展了内控审计意见的经济后果。针对投资者、公司以及政策制定，本文提出相关对策建议。
对于政策制定而言，国家应该深化制度改革，加强内控审计监督机制，避免审计师被企业管理层裹挟而出具非真实内控审计意见，引导并激励企业重视内控制度建设。同时，考虑到环境不确定性和产品市场竞争的调节作用，鼓励企业采用高质量的审计师事务所进行内控审计，提高信息透明度，降低环境不确定性带来的信息不对称问题，支持国家进一步扩大开放政策，积极引入外资，推动市场竞争程度提高，促进企业积极进行技术创新。
对于公司而言，要实现可持续创新发展，除了国家政策引导和自身激励外，更要提高并完善企业内控制度建设。“非清洁”内控审计意见对企业探索性技术创新所代表的原始性创新抑制作用更显著。因此，管理层要以探索性技术创新为目标，加强内控制度建设减少风险、积极披露信息缓解信息不对称，降低资本成本，提升技术创新，增强企业综合竞争力。
对于投资者而言，不仅需要重视“非清洁”内控审计意见传递出的信息风险，也需要考虑自己是股权投资者还是债权投资者。“非清洁”内控审计意见对企业权益资本成本和债务资本成本的影响存在差异，对不同类型的技术创新也存在异质性影响。特别是股权投资者，由于信息风险识别能力比债权投资者弱，更应该把内控审计意见纳入投资决策，避免无效投机行为，成为理性的风险价值型投资者。
本文的不足之处以及展望在于：第一，本文仅研究了投资者反应在“非清洁”内控审计意见与企业技术创新的作用机制，未来研究还可深入探讨其他逻辑路径和机制，为内控审计制度建设提供新的依据。第二，在投资者反应的衡量上，本文仅探究了企业资本成本变动，并未考察投资者其他可能的反应方式（如投资者关注等）。由于债务投资者关注的数据可得性，“非清洁”内控审计意见与这些方面的关系有待进一步探究。第三，本文主要检验股权和债权投资者能否识别“非清洁”内控审计意见传递的信息风险并寻求补偿，未来还可研究其他信息使用者，比如机构投资者、分析师或其他利益相关者的反应对企业技术创新有何影响。第四，本文在进一步研究中，考虑了环境不确定性代表的宏观因素和产品市场竞争代表的中观因素，在“非清洁”内控审计意见与企业技术创新之间的调节作用，未来可从审计角度考虑其他微观因素，比如审计师变更、审计师个人特征以及内控审计质量等，以丰富内控审计领域的相关理论与文献。
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