引言

全球气候危机的加剧与“双碳”战略的纵深推进，正将气候风险从环境议题转化为企业不可回避的经营风险与财务风险。极端气候事件的频发、碳排放权交易体系的完善以及可持续披露准则的落地，使得气候风险对企业生产经营、财务状况的冲击日益显性化——不仅可能引发资产减值、供应链中断等直接损失，还可能通过合规处罚、融资约束等路径影响企业持续经营能力。2025年我国《企业可持续披露准则第1号——气候（试行）》的出台，进一步将气候相关信息披露纳入强制规范框架，要求企业全面披露气候风险的财务影响与治理机制，这也对审计师的风险评估能力提出了全新要求。

而审计意见作为传递企业信息可靠性与风险可控性的关键信号，其形成过程已无法脱离气候风险的系统性影响；现有研究虽证实气候风险会增加审计投入、推高审计费用或促使审计师将其列为关键审计事项，却较少聚焦审计意见类型这一核心审计产出，未能厘清气候风险对标准无保留审计意见获取概率的具体影响，且在机制层面忽略了企业风险承担策略等微观行为的中介作用，对物理与转型气候风险的异质性影响及公司治理、行业属性等调节效应的探讨也相对匮乏。基于此，本文聚焦“气候风险是否及如何影响企业审计意见”这一核心问题，旨在揭示气候风险通过直接作用于企业信息披露质量与内部控制，以及间接通过风险承担水平传导影响审计师风险评估的双重机制，不仅能拓展气候风险微观经济后果与审计意见影响因素的研究边界，完善新时代审计风险评估理论的应用场景，还能为企业通过优化气候治理、合理调整风险承担策略提升审计合规性提供实操指引，为审计师构建气候风险导向的审计流程与监管机构完善气候信息审计鉴证标准提供参考，助力“双碳”目标下资本市场信息透明度与资源配置效率的提升。

一、文献综述、理论分析与假设提出

（一）文献综述

1. 气候风险

气候风险带来的危害日益加剧，2024年全球自然灾害造成约3200亿美元损失，其中保险损失1400亿美元，经通胀调整后远高于过去十年平均水平。在面临全球气候风险这一危机下，社会的可持续发展和企业绿色转型这一进程遭受严重阻碍。近年来气候风险这一研究主题逐渐丰富：主要集中在宏观和微观层面影响的研究。气候风险会显著提升暴露在气候事件下金融机构之间的系统性风险，特别是在高资产负债率高的商业银行中系统风险更大。对资本市场来说，气候风险会显著弱化境外机构投资者的稳定作用。气候风险也会影响人们对人身保险的需求。另外的研究则是集中在微观层面。气候风险会增加企业的经营风险进而来降低企业价值（王倩和回禹杭），但绿色创新在气候风险与企业价值之间存在遮掩效应，即气候风险会促进企业绿色创新，进而提升企业价值，而且气候风险会降低资本价格和资本收益率，增加了外部融资溢价水平，推高了企业杠杆率和信贷违约率；还会抑制企业的真实盈余管理，提高企业的权益资本成本并且加剧企业融资约束。因此，气候风险作为最新的外部冲击，开始显著影响企业发展。

2. 审计意见

审计意见是否真实公允反映企业财务状况和经营成果，所发表的专业判断结论。它是审计报告的核心内容，直接向投资者、债权人等利益相关者传递财务报表的可信度，是市场决策的重要参考依据。现有文献研究的是审计意见的影响因素。总的来说，企业承担的风险越大，被出具非标意见的可能性越大。如果企业具有较好的ESG表现，审计师出具标准审计意见的概率会更高；但是ESG评级分歧通过增加审计师信息处理难度、提高企业经营风险和重大错报风险使得审计师的风险感知水平上升会提高审计师信息处理难度，反过来增加企业被出具非标审计意见的可能；媒体的正面评价可以缓解企业被出具非标准审计意见的概率；同样，市公司年报文本信息净语调越积极,越能够发挥信息心理学的框架效应机制,降低审计师出具非标准审计意见的概率。

3. 文献述评

现有文献对气候风险经济后果的探讨已较为丰富，但多集中于绿色创新、企业价值、融资成本等领域，直接考察气候风险与审计意见关系的实证研究相对匮乏。理论上，气候风险作为系统性外部冲击，会通过提升企业经营风险、加剧信息不对称等路径影响审计师的风险判断，但上述传导机制尚缺乏系统的经验检验。此外，气候风险对审计意见的影响并非均质性的，企业治理特征与资源约束条件可能构成重要的边界机制，而现有文献对此关注不足。

（二）理论分析与研究假设

1. 气候风险与审计意见

审计活动的本质是在委托代理关系的核心框架下，通过专业化的独立第三方介入，实现“信息鉴证、风险防控、治理监督”三位一体的制度安排，而审计意见是审计活动的最终产出，是一种标准化的信息信号，其核心目标是解决委托代理关系中的信息不对称问题。气候风险作为典型的“隐性风险”，其影响具有长期性、不确定性，这种风险显然会降低企业价值（王倩和回禹杭），若企业未充分披露相关信息，审计师可能因无法判断风险对财务报表的潜在冲击而出具非标意见。对气候风险敏感的企业其债券成本也高（翟鹏翔等，2024），但反之，高气候风险企业为缓解信息不对称带来的融资约束、市场质疑等问题，会主动披露相关信息以减少信息不对称。气候风险会也显著抑制企业真实盈余管理程度，企业的财务信息质量提高，也会缓解企业与审计师的信息不对称问题。基于此，提出以下假设：

假设1：气候风险可以提升审计师出具标准审计意见的概率。

2. 气候风险与审计意见及董事长持股的调节效应

基于委托代理理论，股东与董事长存在利益分歧，前者逐利长期价值，后者易存短期机会主义。董事长持股本是通过利益绑定缓解代理冲突、对齐双方利益，但结合风险偏好理论，在气候风险场景下，该绑定会异化呈现短期化偏差，干扰气候风险对审计意见的正向传导。当董事长持股比例较高时，其个人财富、声誉与企业短期业绩、股价波动深度绑定，风险偏好从“长期稳健型”转向“短期保守型”。相较于投入资源防控气候风险、追求企业长期发展，董事长更倾向于规避短期业绩波动带来的持股价值缩水风险，这一偏好转变是其采取保守气候风险应对策略的核心动因。气候风险对标准审计意见的正向促进作用，本质依赖企业通过完善内控、绿色转型、充分披露气候风险信息等合规行为，向审计师传递风险管控能力的积极信号。但这类行为存在长短期利益冲突：长期可对冲气候风险、提升抗风险能力，短期却需高额投入，直接拉低账面业绩，甚至因绿色投资回报不确定引发业绩波动，威胁董事长个人财富。即便气候风险本身具有倒逼企业强化合规治理的内在动力，但董事长持股引发的短期化保守应对行为，显著削弱了企业的气候风险管控能力与信息透明度，使得审计师的风险感知持续强化。最终，气候风险本应发挥的正向信号效应被抵消，其对标准审计意见的正向促进作用也随之弱化。基于此，提出假设：

假设2：董事长持股会负向调节气候风险与标准审计意见之间的正向关系。

3. 气候风险与审计意见及融资约束的调节效应

气候风险对标准审计意见的正向促进，依赖企业通过完善气候风险管理、提升信息披露透明度向审计师传递风险管控信号，而这类合规治理行为需要充足的资金支撑。当企业面临高融资约束时，资金短缺导致两方面困境。其一，企业难以划拨足额资源投入气候风险防控与绿色转型，气候风险管理体系不完善、信息披露流于形式，无法构建有效的正向信号载体；其二，审计师会将"气候风险+资金压力"的双重不确定性纳入风险评估，判定企业固有风险与控制风险同步上升。因此，融资约束会弱化气候风险对标准审计意见的正向促进作用。基于此，提出假设：

假设3：融资约束会负向调节气候风险与标准审计意见之间的正向关系。

二、研究设计

（一）样本选择和数据来源

以2014—2024年中国上市公司数据为初始样本,构建平衡面板数据。借鉴已有研究对数据进行处理:(1)剔除在观测期内被ST、*ST等特殊处理以及退市的上市公司数据;(2)剔除重要财务数据缺失的上市公司数据;(3)对所有连续变量在0.01处进行缩尾处理。气候风险指标数据来源于自行构建相关词频；审计意见和其他公司数据来源于国泰安(CSMAR)数据库和万德(WIND)数据库。

（二）模型设定

由于被解释变量为虚拟变量，因此本文采用Logit回归方法,并构建如下模型:

Logit Opinion_i,t= α₀+α₁Climaterisk_i,t+α₃CV_i,t+∑Province +∑Industry+∑Year +ε_i,t （1）

式中:因变量Opinion_i,t为i企业在t时期的企业审计意见指标;Climaterisk_i,t指i企业在t时期面对的气候风险,α₁为其回归系数;CV_i,t代表控制变量，∑Province和∑Industry分别为固定企业省份和行业效应，ε_i,t是随机扰动项。

（三）变量定义和度量

1.被解释变量

审计意见(Opinion)。审计意见是注册会计师（审计师）在执行审计程序后，对企业财务报表是否按照会计准则编制、是否公允反映企业财务状况、经营成果和现金流量所发表的专业判断。本文将除标准无保留意见以外的其他审计意见定义为非标准审计意见，若企业年度财务报告被会计事务所出具标准审计意见，Opinion取值为1,否则为0。

2.解释变量

气候风险（Climaterisk）。参考已有文献（杜剑等，2023）构建的气候风险扩展词集，首先利用Python 分析上市公司年报管理层分析与讨论(MD&A)总词频和气候风险词集出现次数，再将各个风险词集求和除总词频得出气候风险这一变量指标。

3.控制变量

参考已有文献，加入以下控制变量：公司规模、资产负债率、总资产净利率、是否亏损、两职合一、营业收入增长率、资本密集度、固定资产占比、企业性质、是否四大、无形资产占比、企业价值。控制变量定义请见表1。

变量类型	变量名称	变量符号	变量定义
被解释变量	审计意见	Opinion	企业当年是否出具标准无保留审计意见，出具则为1，否则0
解释变量	气候风险	Climaterisk	扩展词集总词频与公司年报管理层分析与讨论(MD&A)总词频的比值，乘100测度
控制变量	企业规模	Size	总资产取自然对数
	资产负债率	Lev	年末总负债/年末总资产
	总资产收益率	Roa	净利润/资产总额平均值
	是否亏损	Loss	当年净利润小于0取1，否则0
	两职合一	Dual	董事长和总经理为同一人取1，否则0
	企业性质	Soe	国有企业取1，否则0
	资本密集度	Cap	总资产/当年营业收入
	营业收入增长率	Growth	当年营业收入/上年营业收入-1
	固定资产占比	Fixed	固定资产净额/总资产
	是否四大	Big4	企业经由四大审计为1，否则为0
	无形资产占比	Intangible	无形资产净额/总资产
	企业价值	Tobinq	（流通股市值+非流通股股份数×每股净资产+负债账面价值）/总资产
	董事长持股比例	Chairholdr	董事长持股数/总股数
	融资约束	Kz	Kz指数

三、实证结果与分析

（一）基准回归结果

表2列示的是气候风险和审计意见之间的关系。列（1）显示的是未加入固定效应的回归结果，显示气候风险和审计意见在1%水平上显著为正，说明气候风险和审计意见之间存在显著的正向关系；列（2）至（4）逐步加入行业固定效应、地区效应和时间固定效应后气候风险和审计意见之间在5%水平上依然存在显著的正向关系。印证了信号传递理论的逻辑，企业面临的气候风险越高，越会主动完善气候风险管理体系、提升信息披露透明度，向审计师传递自身风险管控能力的积极信号，降低审计师与企业之间的信息不对称，进而提升审计师出具标准审计意见的概率。假设1得以验证。

	(1)	(2)	(3)	(4)
	Opinion	Opinion	Opinion	Opinion
climaterisk	0.234***	0.188**	0.209**	0.186**
	(3.216)	(2.276)	(2.510)	(2.178)
控制变量	Yes	Yes	Yes	Yes
行业	No	Yes	Yes	Yes
地区	No	No	Yes	Yes
年份	No	No	No	Yes
样本量	33163	32224	31628	31628
R2/Adj- R2	0.124	0.148	0.161	0.169

（二）稳健性检验

为了确保研究结果的稳定和可靠性，本文进行以下稳健性检验：表3（1）列替Probit模型的回归结果显示，核心解释变量气候风险（climaterisk）在10%的统计水平上显著为正，与基准Logit回归中核心解释变量系数显著为正的结果保持高度一致。尽管系数数值与基准回归存在差异，但该差异仅因Logit与Probit模型的系数量纲不同所致；表3（2）列替换被解释变量。本文使用年报中“气候风险”相关词频占年报总次数的比重乘以100衡量气候风险。结果显示,更换度量口径后,解释变量Climaterisk估计系数显著为正,验证了前文结论依然成立；表3（3）列剔除2020年样本数据。因公共卫生事件冲击，大部分人处于居家办公状态，审计师无法实地监盘、函证等常规操作，只能通过远程视频操作，无法获得充分的审计证据，这样可能出具保留意见和无法表示意见。剔除2020年数据后再次回归,结果仍然稳健。

	(1)	(2)	(3)
	opinion	opinion	opinion
treat	0.084**	0.732**	0.228**
	(2.332)	(2.529)	(2.473)
控制变量	Yes	Yes	Yes
行业	Yes	Yes	Yes
地区	Yes	Yes	Yes
年份	Yes	Yes	Yes
样本量	31628	31178	29288
R2/Adj- R2	0.171	0.171	0.167

四、进一步分析

（一）调节机制检验

1. 董事长持股

表4列（1）引入气候风险与董事长持股比例的交乘项后，核心解释变量气候风险仍保持显著正向，而交乘项系数在10%水平显著为负，表明董事长持股比例对气候风险与审计意见的正向关系存在显著的负向调节效应。假设2得到验证。

2. 融资约束

表4（2）引入气候风险与融资约束的交乘项后，核心解释变量气候风险的正向主效应进一步强化；交乘项在5%水平显著为负，表明融资约束对气候风险与审计意见的正向关系存在显著的负向调节效应。假设3得到验证。

（二）异质性分析

1. 企业产权性质

表4列（3）聚焦产权性质异质性，通过交互项检验产权差异对气候风险与标准审计意见关系的影响。未控制行业、地区和时间效应的模型(1)中，交互项系数在5%水平上显著；控制固定效应后的模型（2）中，交互项系数在1%统计水平上显著为正。这表明相较于非国有企业，气候风险对标准审计意见的正向促进作用在国有企业中更为突出。核心在于，国有企业受政策合规约束更强，应对气候风险时更主动完善内控体系与气候信息披露，契合碳减排等政策导向；同时国有企业具备更强的资源整合能力，能高效推进绿色转型等风险应对举措，强化气候风险倒逼治理优化的效应，进而更易获得审计师认可。

2. 是否经由四大会计事务所审计

表4列（4）为气候风险与审计质量交乘项的回归结果，核心交乘项系数均在统计水平上显著为负，且控制三重固定效应后交乘项系数仍在10%水平显著为负，表明审计质量对气候风险与审计意见的关系存在显著的负向调节效应，气候风险对标准审计意见的正向促进作用在四大审计企业中被显著弱化。四大会计师事务所具备更专业的风险评估体系与更严格的审计执业标准，对企业气候风险的识别更全面、更深入，不仅会关注气候风险带来的企业主动管控行为，还会充分考量气候风险引发的潜在经营不确定性、资产减值风险等负面因素；而非四大审计对气候风险的关注更侧重于企业的显性应对行为，对隐性风险的考量相对较少。因此，四大审计会部分抵消气候风险的正向信号效应，进而弱化其对标准审计意见的促进作用。

	(1)	(2)	(3)	(4)
	Opinion	Opinion	Opinion	Opinion
climaterisk	0.259***	0.492***	0.096	0.200**
	(0.098)	(0.150)	(0.090)	(0.087)
mod	3.194***	-0.151***
	(0.691)	(0.048)
climaterisk_mod	-0.939*	-0.093**
	(0.551)	(0.037)
climaterisk_soe			0.450***
			(0.173)
climaterisk_big4				-0.347*
				(0.183)
控制变量	Yes	Yes	Yes	Yes
行业	Yes	Yes	Yes	Yes
地区	Yes	Yes	Yes	Yes
年份	Yes	Yes	Yes	Yes
样本量	31245	31628	31628	31628
R2/Adj- R2	0.175	0.176	0.170	0.170

五、研究结论与建议

（一）研究结论

本文以2014—2024年中国A股上市公司为样本，基于年报文本分析构建气候风险披露指标，运用Logit模型检验气候风险对审计意见的影响。研究发现，第一，气候风险显著提升了企业获得标准无保留审计意见的概率，表明企业通过主动披露气候风险、完善内部控制，有效降低了与审计师之间的信息不对称。第二，董事长持股比例与融资约束均对上述正向关系发挥负向调节作用，过高的董事长持股会诱发短期保守策略，而融资约束限制了企业气候治理的资源投入。第三，气候风险的正向效应在国有企业中更为显著，在经由四大审计的企业中被弱化。本文丰富了气候风险微观经济后果的研究，为风险导向审计理论提供了新的经验证据。

（二）政策建议

1. 企业层面：多维优化气候治理，畅通中介传导路径

企业应主动深化气候风险信息披露，系统披露气候风险的财务影响与应对成效，避免"模板化"披露；同时优化高管激励机制，将气候治理成效纳入绩效考核，缓解管理层因短期业绩压力而采取保守策略的行为偏差；并拓宽绿色融资渠道，降低气候治理的资金约束。

2. 审计师层面：构建气候风险导向审计体系，提升审计专业能力

审计师应将气候风险纳入审计评估框架，重点核查企业气候风险识别方法与应对措施的真实落地情况，避免仅依据"是否披露"做出表面判断；针对不同治理特征实施差异化审计，对高董事长持股企业关注其披露动机与执行效果，对高融资约束企业叠加"气候风险+资金压力"的双重风险评估。

3. 监管机构层面：完善制度保障体系，强化政策引导与执法

监管机构应细化气候风险披露标准，明确财务影响的量化要求以增强可审计性；完善绿色金融配套政策，对积极开展气候治理的企业给予融资便利，缓解资金约束对气候治理的抑制效应；适时出台气候风险审计专项指引，推动气候风险审计制度化。

参考文献：

1. [1] 崔婕,蔡源.气候风险与系统性风险传染——来自中国上市金融机构的经验证据[J].中南财经政法大学学报,2024(01):82-95.
2. [2] 刘志洋,牛亚楠,徐索菲.气候风险对中国银行业系统性风险的影响[J].南方金融,2024(03):20-34.
3. [3] 李金甜,毛新述.资本市场制度型开放与流动性共性效应——兼论气候风险的影响[J].金融研究,2023(05):170-188.
4. [4] 杨斯童,李守伟.气候风险对我国保险需求的影响研究[J].金融评论,2023,15(02):91-117+126.
5. [5] 王倩,回禹杭.气候风险对企业价值的影响[J].中国人口·资源与环境,2024,34(09):22-31.
6. [6] 李靠队,胡露露,张林荣.气候风险、绿色创新与企业价值[J].财会月刊,2025,46(21):38-45.
7. [7] 张涛,侯宇恒,曲晓溪,等.碳循环、气候变化与金融风险——基于DSGE模型[J].中国人口·资源与环境,2023,33(08):1-12.
8. [8] 苏伟洲,邓海洋,郭四代.气候风险对企业真实盈余管理程度的影响及作用机制研究——来自中国A股上市公司的经验证据[J].贵州财经大学学报,2025(04):71-81.
9. [9] 杜剑,徐筱彧,杨杨.气候风险影响权益资本成本吗?——来自中国上市公司年报文本分析的经验证据[J].金融评论,2023,15(03):19-46+125.
10. [10] 王莹,汪皓宇,金宇.极端气候与企业绿色创新：现实困境与应对机制[J].现代财经(天津财经大学学报),2026,46(01):56-73.
11. [11] 洪金明,林润雨,崔志坤.企业风险承担水平、审计投入与审计意见[J].审计研究,2021(03):96-105.
12. [12] 王瑶,张允萌,侯德帅.企业ESG表现会影响审计意见吗?[J].审计与经济研究,2022,37(05):54-64.
13. [13] 刘耀娜,张焰朝.ESG评级分歧能影响审计师决策吗?——基于审计意见视角的证据[J].南京审计大学学报,2025,22(02):35-44.
14. [14] 李普玲,王建玲.ESG评级分歧对审计意见决策的影响[J].统计与决策,2025,41(08):177-182.
15. [15] 吕敏康,刘拯.媒体态度、投资者关注与审计意见[J].审计研究,2015(03):64-72.
16. [16] 李世刚,蒋尧明.上市公司年报文本信息语调影响审计意见吗?[J].会计研究,2020(05):178-192.