绿色税制改革对审计费用的影响机制研究——来自《环境保护税法》实施的准自然实验证据.pdf

139审计研究2023年4期绿色税制改革对审计费用的影响机制研究一来自环境保护税法实施的准自然实验证据于连超耿弘基等【摘要】本文以2 0 18 年环境保护税法实施为契机，运用沪深A股上市公司2 0 13-2 0 2 0 年的经验数据，使用双重差分法探讨绿色税制改革对审计费用的影响。研究发现，绿色税制改革能够降低审计费用，且与国有企业相比，绿色税制改革更能降低非国有企业审计费用。影响机制分析发现，绿色税制改革能够通过促进企业优化环境内部控制、提高环境保护投资、改善环境信息披露来降低企业环境风险，从而促使审计师降低审计费用。补充性检验发现，绿色税制改革能够降低企业环境违规风险和企业环境成本风险，进一步印证了绿色税制改革能够治理由环境风险引致的审计费用上升的内在逻辑。研究结论揭示了绿色税制改革在审计市场上的有效性，拓展了审计费用的制度因素研究，为政府完善绿色税制、企业优化环境管理提供了决策参考。【关键词】绿色税制改革审计费用环境内部控制环境保护投资环境信息披露一、引言面对日趋严峻的生态环境问题，我国正在加快构建现代环境治理体系。2 0 2 0 年3月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发关于构建现代环境治理体系的指导意见，提出“构建党委领导、政府主导、企业主体、社会组织和公众共同参与的现代环境治理体系”。2 0 2 1年中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2 0 35年远景目标纲要和2 0 2 2 年党的二十大报告均提出要健全现代环境治理体系。在全员共同参与的现代环境治理体系下，企业暴露出大量的环境风险。当企业环境风险提高时，审计师需要实施更多的审计程序以识别由环境风险引致的重大错报风险，以及承担更高的审计失败风险，促使其要求更高的成本补偿和风险补偿，提高审计费用。这既会增加企业的经营成本，损害实体经济高质量发展，又会增加审计师的执业风险，损害审计市场高质量发展。治理环境风险引致的审计费用提升，关键在于建立健全环境制度，充分发挥经济型环境制度、自愿型环境制度的先天优势。理论上，有效的环境制度能够更好地约束和激励企业履行环境责任，降低由环境风险引发的审计风险，从而对审计费用发挥治理作用。但是，学者们对环境制度与审计费用之间的关系普遍存在争议。对于整体层面的环境制度而言，环境制度难以对审计收费发挥有效治理，表现为当环境规制强度提高时，审计费用上升（余海宗等，2 0 18；吉利等，2 0 2 2）。对于不同类型的环境制度来说，一种观点认为，环境制度的有效性不足，难以对审计收费发挥治理作用，如新环保法（Chen，2 0 2 0；Li u 等，2 0 2 1）环境污染责任保险制度（朱朝晖等，2 0 2 1）会导致审计费用上升。还有一种观点认为，环境制度的有效性较高，能够对审计收费发挥治理作用，如环境信息披露制度（黄溶冰，2 0 2 0）环境认证制度（于连超等，2 0 2 2）能够治理审计收费。*于连超、耿弘基、王雷（通讯作者），兰州大学管理学院，邮政编码：7 30 0 0 0，电子信箱：，17 2 0 8 6 46 7 3 q q.c o m，；刘强，浙江大学经济学院，邮政编码：310 0 58，电子信箱：。本文得到国家自然科学基金项目（项目批准号：7 2 10 2 2 0 9）、中央高校基本科研业务费专项资金资助项目（项目批准号：2 2 lzujbkydx027)和兰州大学管理学院大学生科研创新培育项目（项目批准号：2 0 2 30 7 8）的资助。140审计研究2023年4期绿色税制改革标志着由命令型的排污费制度转向经济型的环境税制度，能够更好地约束和激励企业履行环境责任，从而治理由环境风险引致的审计费用上升。2 0 18 年1月1日，环境保护税法正式实施，意味着环境税制度正式替代了排污费制度。绿色税制改革实现环境红利的同时，能否实现经济红利，是当前学者们探讨的重要内容。一种观点认为，绿色税制改革难以实现经济红利，表现为难以在短期内改善企业绩效（金友良等，2 0 2 0），甚至降低企业绩效（He等，2 0 2 0）。还有一种观点认为，绿色税制改革能够实现经济红利，表现为能够促进企业创新（程博等，2 0 2 1）促进企业绿色创新（刘金科和肖翊阳，2 0 2 2）抑制企业“脱实向虚”（于连超等，2 0 2 2）。可见，学者们对绿色税制改革的经济红利存在争议，且尚未关注其对审计师决策的影响。为此，本文选取审计费用为研究视角，探讨绿色税制改革对审计市场的影响，能够从审计费用角度揭示绿色税制改革的经济有效性，为政府完善绿色税制以促进审计市场高质量发展、企业优化环境管理以实现可持续发展提供重要的决策参考。本文的研究贡献可以概括为：第一，选取审计费用为落脚点，探讨绿色税制改革对审计师决策的影响，能够揭示绿色税制改革能否有效治理由环境风险引致的审计费用上升，拓展绿色税制改革的经济后果研究。第二，选取绿色税制改革为切人点，探讨其对审计费用的影响，能够厘清环境制度与审计费用关系的争议，丰富审计费用的制度因素研究。第三，从环境内控、环境投资、环境信息三个方面构建了绿色税制改革治理审计费用的理论框架，为后续探讨绿色税制改革的微观效应提供理论参考和逻辑框架。二、制度背景、理论分析与研究假设（一）制度背景绿色税制改革是指由命令型的排污费制度转变为经济型的环境税制度。相比于命令型的排污费制度，经济型的环境税制度更有助于发挥市场的资源配置作用，能够释放更多的环境红利和经济红利。排污费制度实施的标志是19 8 2 年国务院发布征收排污费暂行办法，要求对污染超标排放的主体征收排污费，使环境成本内化。其后，2 0 0 3年国务院发布排污费征收使用管理条例，加强对排污费征收和使用的管理。经历若干年的制度实践，排污费制度的内在弊端逐渐暴露出来，如行政干预较高、费率结构失调等，与中国式现代化的内在要求相脱节，有必要转向环境税制度。2 0 16 年环境保护税法立法通过，并于2 0 18 年1月1日正式实施，标志着环境税制度正式替代了排污费制度。环境税制度与排污费制度之间的差异主要表现为：一是法律层级不同。环境税制度的征收依据是环境保护税法，法律层级为法律，而排污费制度的征收依据是排污费征收使用管理条例法律层级为法规。由排污费制度的法规转向环境税制度的法律，能够提高环境税费的执法刚性。二是征收主体不同。环境保护税由税务机关征收管理，环保部门负责排污费的核定和征收。由排污费制度的环保部门转向环境税制度的税务部门，能够降低环境税费的行政干预。三是税费弹性不同。环境保护税法附表1规定，对固定废物采取固定税额，对工业噪声采取超额累进税额，对大气污染物和水污染物采取区间税额，而排污费征收使用管理条例附件规定，每一污染当量征收标准为0.7 元，采取固定税额。由排污费制度的单一费额转向环境税制度的多级税额，能够提高环境税费的成本压力。四是优惠政策不同。环境保护税法第13条指出，当应税大气污染物或者水污染物的浓度值低于规定标准百分之三十的，税额减按百分之七十五征收；当应税大气污染物或者水污染物的浓度值低于规定标准百分之五十的，税额减按百分之五十征收，而排污费制度仅设置了减半征收一档减排优惠。由排污费制度的一档优惠政策转向环境税制度的两档优惠政策，能够提高环境税费的经济激励。五是税收归属不同。环境保护税全部作为地方收人，由地方独享，而排污费收人由中央与地方共享。由排污费制度的中央与地方共享转向环境税制度的地方独享，能够提高环境税费的征收动力。（二）理论分析与研究假设根据审计费用的理论模型，审计费用是由审计成本、风险溢价和事务所的正常利润三个部分构成的（伍利娜，2 0 0 3）。其中，审计成本是指审计师在从事审计活动时投人的人财物之和，风险溢价是指审计师在审计过程中面临的固有风险，事务所的正常利润是指事务所股东或合伙人要求的正常利润率。然而，环境风险会深刻地影响审计师的审计成本和风险溢价，从而影响审计费用。一方面，当环境风险较高时，审141审计研究2023 年 4 期计师需要针对由环境风险引致的财务报表错报风险实施额外的审计程序（余海宗等，2 0 18），如了解环境政策、评估环境风险、实施环境方面的细节测试等，要求更高的成本补偿。另一方面，当环境风险较高时，审计师需要承担由环境风险引致的审计失败风险（Sharma等，2 0 18），如未发现由环境风险而引发的生产经营不确定性、未发现由未来环境义务履行而带来的预计负债等，要求更高的风险补偿。可见，环境风险会导致审计师的审计成本和风险溢价提高，从而促使其要求更高的成本补偿和风险补偿，提升审计费用。绿色税制改革能够对企业施加更强的约束作用和激励作用，督促企业履行环境责任，降低环境风险一方面，绿色税制改革的约束作用体现在法律层级上升、征收主体变更和税费弹性增加，其中法律层级上升表现为由排污费制度的法规转向环境税制度的法律，征收主体变更表现为由排污费制度的环保部门转向环境税制度的税务部门（于连超等，2 0 2 2），税费弹性增加表现为由排污费制度的单一费额转向环境税制度的多级税额（金友良等，2 0 2 0），这些能够提高环境税费征收的执法力度，发挥更强的约束作用。另一方面，绿色税制改革的激励作用体现在优惠政策不同和税收归属不同，其中优惠政策不同表现为由排污费制度的单一优惠政策优惠转向环境税制度的两级优惠政策，税收归属不同表现为由排污费制度的中央与地方共享转向环境税制度的地方独享，这些能够提高环境税费征收的内在动力，发挥更强的激励作用。因此，绿色税制改革凭借较强的约束作用和激励作用，能够通过以下三个方面来治理由环境风险引致的审计费用提升。第一，绿色税制改革能够促进企业优化环境内部控制，从而治理由环境风险引致的审计费用上升，表现为“环境内控机制”。面对绿色税制改革施加的约束性和激励性，企业有动力优化环境内部控制，降低内部环境风险。一方面，当环境内部控制得到优化时，审计师可以依赖被审计单位的环境内部控制，减少审计程序，降低审计成本，从而要求较低的成本补偿，降低审计费用。内部控制能够降低审计费用（张旺峰等，2011），理由在于内部控制能够降低审计师的审计成本，而环境内部控制能够降低由环境风险引致的审计成本增加。另一方面，当环境内部控制得到优化时，审计师在审计过程中面临的固有风险下降，降低由环境内部控制缺陷引致的审计失败风险，降低风险溢价，从而要求较低的风险补偿，降低审计费用。当内部控制存在重大缺陷时，审计师将面临更高的审计风险，提高审计费用（李越冬等，2 0 14；Ji等，2 0 18），而优化环境内部控制能够减少环境方面的内控缺陷，降低审计费用。第二，绿色税制改革能够促进企业提高环境保护投资，从而降低由环境风险引致的审计费用上升，表现为“环境投资机制”。面对绿色税制改革施加的约束性和激励性，企业有动力提高环境保护投资（陈建涛等，2 0 2 1；Liu等，2 0 2 2），满足环境合法要求。当环境保护投资得到提升时，由环境风险引致的财务报表错报风险会明显降低，如因履行现时环境义务而粉饰财务报表的概率下降、由承担未来环境义务而引发预计负债的概率下降等。环境保护投资能够减少企业环境违规的概率及其损失（王云等，2 0 17）。当企业财务报表错报风险降低时，一方面，审计师通过实施较少的审计程序就可以获取充分适当的审计证据，降低审计成本，要求较低的成本补偿；另一方面，审计师没有发现被审计单位财务报表存在错报风险的概率下降，降低审计失败风险，要求较低的风险溢价。当企业社会责任绩效达到一定水平时，审计费用会降低（L6pezPuertas-Lamy等，2 0 17），而绿色税制改革驱动的环境保护投资，能够提升企业环境绩效及其社会责任绩效。第三，绿色税制改革能够促进企业改善环境信息披露，从而降低由环境风险引致的审计费用上升，表现为“环境信息机制”。面对绿色税制改革带来的约束性和激励性，企业有动力改善企业环境信息披露，缓解利益相关者的不良情绪。当环境信息披露得到改善时，企业能够向外部传递企业环境责任履行的积极信号，提升企业声誉，这不仅能够满足利益相关者的环保诉求，获取更多的外部资源（李哲和王文翰，2 0 2 1），降低盈余操纵的可能性，更能够强化自我约束，提高环境合规性，降低固有风险，从而降低企业财务报表错报风险。可见，环境信息披露不仅能够降低审计师的审计成本，更能够降低审计师的风险溢价，从而降低审计费用。环境信息披露能够对审计收费产生治理作用，理由在于当环境信息披露水平较高时，审计师的审计风险会降低，促使其收取较低的审计费用（Yao等，2 0 2 0）。基于此，提出以下假设：H1：绿色税制改革能够降低审计费用。142文自然审计研究2023年4期国有企业与非国有企业的产权制度安排，深刻地影响着绿色税制改革与审计费用的关系。与国有企业相比，非国有企业的战略目标缺失和资源赋较弱，致使绿色税制改革会对其施加更强的约束作用和激励作用，从而治理由环境风险引致的审计费用提升。一方面，从战略目标角度来说，国有企业的战略目标不仅包括实现资本增值，更包括履行环境责任，而非国有企业的战略目标仅涉及实现价值最大化（沈洪涛等，2018；唐勇军等，2 0 2 1）。因而，面对绿色税制改革施加的约束作用，非国有企业受到的环境合法压力更大，促使其积极地履行环境责任，从而降低审计费用。与国有企业相比，绿色税制改革更会促进非国有企业进行绿色创新，履行环境责任（程博等，2 0 2 1）。另一方面，从资源赋来说，国有企业的资源赋较强，表现为能够获得更多的政府支持和信贷支持，而非国有企业的资源赋较弱，更加依赖于市场的资源配置。因而，面对绿色税制改革带来的激励作用，非国有企业更有动力积极响应绿色税制改革，履行环境责任，降低审计费用，获取市场资源。基于此，提出以下假设：H2：与国有企业相比，绿色税制改革更能降低非国有企业审计费用。三、研究设计（一）样本选取与数据来源本文的初始样本为2 0 13-2 0 2 0 年沪深A股上市公司，并剔除ST类、金融业、数据缺失的样本，最终得到2 2 8 7 5个观测值。审计费用和控制变量的数据来自国泰安数据库，绿色税制改革衡量过程中实验组和控制组的划分标准依据原环保部发布的上市公司环境信息披露指南（征求意见稿）。为避免极端值的不利影响，本文对连续变量进行前后1%的缩尾处理（二）模型设定与变量定义为探究绿色税制改革对审计费用的影响，本文以环境保护税法实施为契机，构造双重差分模型（1）FEE=,+,DU+,DT+,DUDT+CONTROLS+ZYEAR+EINDU+EPROV+e1其中，FEE为审计费用，DU为分组变量，DT为时间变量，DUDT为绿色税制改革，CONTROLS为控制变量，ZYEAR为年份效应，ZINDU为行业效应，ZPROV为省份效应，e为随机误差项。为分析绿色税制改革对审计费用的影响是否存在产权性质差异，本文进行分组回归。主要变量定义如下：1.被解释变量为审计费用（FEE量为审计费用（FEE）参考李培功等（2 0 18）余海宗等（2 0 18）、朱朝晖等（2 0 2 1）等学者的方法，使用年度审计费用的寸数作为审计费用（FEE）的代理指标2.解释变量为绿色税制改革（DUDT）考虑到重污染企业的环境污染排放量大且污染性强，因而绿色税制改革对重污染企业的影响更大（于连超等，2 0 2 2）。为此，本文以2 0 18 年环境保护税法实施为基础，将重污染企业作为实验组，构建双重差分模型来检验绿色税制改革如何影响审计费用，设置以下变量：分组变量（DU）是指重污染企业取1，否则取O；时间变量（DT）是指2 0 18 年及以后年份取1，否则取0；绿色税制改革（DUDT）是指分组变量和时间变量的交互项3.控制变量参考余海宗等（2 0 18）、黄溶冰（2 0 2 0）朱朝晖等（2 0 2 1）等学者的理论模型，本文控制以下变量（CO NT RO LS）：基本特征，包括企业规模（SIZE）资产报酬率（ROA）资产负债率（LEV）、产权性质（SOE）和事务所类别（BIG4）；治理因素，包括董事会规模（BOARD）、监事会规模（SUP）、独立董事比例（ID）两职合一（DUAL）和两权分离率（SEP），变量定义见表1。表1变量定义变量类型变量名称变量代码变量定义被解释变量审计费用FEE年度审计费用的自然对数143审计研究2023年4期续表变量类型变量名称变量代码变量定义分组变量DU重污染企业取1，否则取0解释变量时间变量DT2018年及以后年份取1，否则取0绿色税制改革DUxDT重污染企业且2 0 18 年及以后年份时取1，否则取0企业规模SIZE对数化的资产总额资产报酬率ROA净利润除以资产总额资产负债率LEV负债总额除以资产总额产权性质SOE国有企业取1，否则取0事务所类别BIG4国际“四大”取1，否则取0控制变量董事会规模BOARD对数化的董事会人数监事会规模SUP对数化的监事会人数独立董事比例ID独立董事人数除以董事会人数两职合一DUAL董事长和总经理为同一人取1，否则取0两权分离率SEP实际控制人拥有上市公司的控制权与所有权之差四、实证结果与分析（一）描述性统计对主要变量进行描述性统计，结果见表2。审计费用（FEE）的平均值为13.8 31，中位数为13.7 10，可见审计费用近似符合正态分布假设，且其最小值为11.513，最大值为19.40 3，表明审计费用存在明显的个体差异。分组变量（D U）的平均值为0.2 42，可见实验组的样本占比约为2 4.2%；时间变量（DT）的平均值为0.413，说明绿色税制改革之后的样本占比约为41.3%；绿色税制改革（DUDT）的平均值为0.0 9 6，意味着企业为实验组且时间为2 0 18 年及以后年份的样本占比约为9.6%。产权性质（S0E）的平均值为0.330，可见国有企业的样本占比约为33.0%。表2描述性统计结果变量样本量平均值中位数最小值最大值标准差FEE2287513.83113.71011.51319.4030.701DU228750.2420.0000.0001.0000.429DT228750.4130.0000.0001.0000.492DUxDT228750.0960.0000.0001.0000.294SIZE2287522.16421.99219.74126.1791.301ROA228750.0370.038-0.2930.1940.065LEV228750.4170.4050.0570.9020.205SOE228750.3300.0000.0001.0000.470BIG4228750.0560.0000.0001.0000.231BOARD228752.1172.1971.6092.6390.196SUP228751.2191.0991.0991.9460.231ID228750.3770.3640.3330.5710.054DUAL228750.2930.0000.0001.0000.455SEP228754.5460.0000.00028.5697.313（二）基本回归对绿色税制改革与审计费用进行回归分析，结果见表3列（1）和列（2）。绿色税制改革（DUDT）的回归系数为-0.0 30、-0.0 2 9，均在统计上显著，可见无论是否控制固定效应，绿色税制改革均能降低审计费用，换言之，环境保护税法实施后，重污染企业审计费用明显下降。平均来说，面对绿色税制改革带来的约144审计研究2023年4期束作用和激励作用，重污染企业的审计费用比非重污染企业低0.0 2 9 个单位。由此，假设H1成立。（三）产权性质讨论在我国特殊的产权制度背景下，绿色税制改革对审计费用的负向影响可能存在不同。国有企业与非国有企业在战略目标和资源赋等方面存在天然的差异，表现为非国有企业环境目标缺失，资源赋较弱，因而面对绿色税制改革施加的约束作用和激励作用，非国有企业更倾向于履行环境责任来降低审计费用，满足外部环境合法压力，降低生产经营成本。根据产权性质进行分组回归，结果见表3列（3）和列（4）。对于国有企业，绿色税制改革（DUDT）的回归系数为-0.0 0 8，在统计上不显著；对于非国有企业，绿色税制改革（D U D T）的回归系数为-0.0 42，在统计上显著，可见绿色税制改革仅能降低非国有企业审计费用。进一步地进行组间系数差异检验，似无相关模型检验的结果显示，组间系数差异为-0.0 34，通过显著性检验（P值=0.000），可见绿色税制改革与审计费用之间的负向关系存在明显的产权性质差异，由此，假设H2成立。表3基本回归结果全样本全样本国有企业非国有企业全样本全样本国有企业非国有企业变量FEEFEEFEEFEE变量FEEFEEFEEFEE(1)(2)(3)(4)(1)(2)(3)(4)-0.034*-0.043*-0.091*-0.0330.1210.0940.143*-0.051DUID(-2.097)(-2.183)(-2.014)(-1.587)(0.890)(0.719)(0.601)(-0.385)0.109*0.191*0.049*0.2690.009-0.008-0.010-0.006DTDUAL(17.283)(20.341)(2.587)(24.041)(0.778)(-0.728)(-0.351)(-0.522)-0.042*-0.002-0.002*-0.030*-0.029-0.008-0.005*0.001DUDTSEP(-2.625)(-2.591)(-0.405)(-3.171)(-2.829)(-2.302)(-3.469)(0.892)0.377*0.4220.342*5.334*5.424*4.641*0.380*水6.096*SIZEconstant(50.058)(51.287)(31.198)(43.399)(27.339)(28.521)(13.881)(30.433)-0.769-0.772*水*-0.963*-0.688*ROAYEARFENoYesYesYes(-10.767)(-11.412)(-5.949)(-9.542)-0.0040.113*-0.0190.185*水LEVINDUFENoYesYesYes(-0.100)(3.227)(-0.258)(4.893)*-0.070*-0.053*SOEPROVFENoYesYesYes(-4.163)(-3.268)0.655*0.575*0.679*0.651*BIG4N2287522875755815317(16.486)(16.448)(11.281)(14.233)0.0160.0250.0220.011BOARDAdj R?0.6390.6740.7140.614(0.400)(0.636)(0.295)(0.252)-0.0130.009-0.0130.017(4)-(3)=-0.034*SUPDifference(-0.352)(0.271)(-0.271)(0.379)(P值=0.0 0 0)注：*、*和*分别代表显著性水平为1%、5%和10%；下同。四）稳健性检验1.共同趋势检验本文使用双重差分法来分析绿色税制改革对审计费用的影响，但前提是满足共同趋势假设，即绿色税制改革之前实验组和控制组的审计费用变化是一致的。由此，本文进行共同趋势检验，构建如下变量：DUBEFORE4、D U BEFO RE3、D U BEFO RE2、D U BEFO RE1分别是指当企业为重污染企业且时间为绿色税制改革的前四年、前三年、前两年、前一年时取1，否则取O；D U CU RRENT、D U A FT ER1、DUAFTER2分别表示企业为重污染企业且时间为绿色税制改革的当年、后一年和后两年时取1，否则取0。结果表明，绿色税制改革之前实验组和控制组的审计费用没有明显差异，而绿色税制改革之后，与控制组相比，实验组的审计费用明显降低，印证了共同趋势假设。2.倾向得分匹配法加双重差分法当实验组与控制组存在固有差异时，可能导致本文观测到的实证结果是由这些固有差异带来的，而不是绿色税制改革带来的。由此，本文使用倾向得分匹配法加双重差分法，选取现有控制变量作为匹配协变145审计研究2023 年 4 期量，采用最近邻匹配法，进行一比一和一比二的有放回匹配，并进行回归分析。绿色税制改革（DUDT）的回归系数分别为-0.0 2 6、-0.0 2 8，均通过显著性检验，表明绿色税制改革能够降低审计费用，研究结论成立。3.安慰剂检验由于绿色税制改革之后审计费用可能还受到其他因素的干扰，从而影响研究结论的可靠性。由此，本文使用安慰剂检验，随机分配实验组和控制组，重新进行回归分析，并重复10 0 0 次，观察绿色税制改革（DUDT）的显著性及其t值的概率密度。绿色税制改革（DUDT)t值的平均值为0.0 53，中位数为0.0 34，可见其近似符合正态分布假设。经统计，绿色税制改革（DUDT）在10%水平上通过显著性检验的次数仅为7 7 次，占比为7.7%，可见绿色税制改革通过显著性检验是小概率事件，侧面印证了本文实证结果不受其他外在因素的干扰。4.控制个体效应由于审计费用可能存在个体层面的固有惯性，从而影响研究结论的可靠性。由此，本文使用双向固定效应模型，结果显示。绿色税制改革（DUDT）的回归系数为-0.0 33，在统计上显著，可见本文研究结论不受个体效应的影响。5.调整样本期间考虑到2 0 15年我国实施了新环保法，且绿色税制改革之前的年份大于绿色税制改革之后，可能导致实证结果存在外部干扰。由此，本文将样本期间调整为2 0 15-2 0 2 0 年。结果表明，绿色税制改革（DUDT）的回归系数为-0.0 2 3，通过显著性检验，可见本文研究结论不受新环保法这一外生冲击的影响。五、影响机制分析为检验绿色税制改革对审计费用的影响机制，本文进一步构建模型（2）和模型（3），使用逐步法进行分析。MV=o+,DU+,DT+,DUDT+ACONTROLS+ZYEAR+ZINDU+EPROV+eFEE=o+,DU+,DT+,DUxDT+4MV+CONTROLS+ZYEAR+EINDU+EPROV+e其中，MV为机制变量，其他变量含义同模型（1）。（一）环境内控机制为验证环境内控机制是否成立，本文构建环境内控与否（EIC_whether）和环境内控水平（EIC_level）两个变量。本文参考张兆国等（2 0 19）于连超等（2 0 2 2）的方法，使用环境认证作为环境内控与否（EIC_whether）的代理指标。对于环境内控水平（EIC_level）变量，本文参考COSO内部控制框架和企业内部控制基本规范的内部控制要求，以及国际标准化组织发布的IS014001环境管理标准，从内部环境、风险评估、控制活动、信息与沟通、内部监督五个方面构建评价指标体系，下设14个二级指标，如表4所示。该指标体系的赋值规则为当符合相应的环境内控二级指标要求时取1，否则取0，并在此基础上加总得到环境内控综合得分，并+1取对数，以此衡量环境内控水平。上述各个指标的数据源于年度报告、社会责任报告、环境责任报告、ESG报告等。为检验上述指标体系的可靠性，本文进行信度和效度检验。信度检验结果显示，Cronbachsalpha等于0.8 7 2（大于0.8），表明该指标体系具有内部一致性，信度较高。效度检验结果显示，KM0等于0.9 2 6（大于0.9），Bartlett卡方值等于2 0 48 8 0.7 7 4，P值等于0.0 0 0，表明该指标体系效度较高。因而，该指标体系能够有效反映出企业环境内控水平表4环境内控的评价指标体系一级指标二级指标内部环境环境理念、环境管理制度、环境审计风险评估环境目标、环境风险识别、环境风险分析、环境风险应对控制活动环境教育与培训、环境专项活动、“三同时”制度执行、环境事件应急机制信息与沟通了解环境政策、环境信息系统内部监督环境监督程序146审计研究2023年4期对环境内控机制进行检验，结果见表5。列（1）显示，绿色税制改革（DUDT）的估计系数为-0.0 2 9，通过显著性检验，可见绿色税制改革能够显著降低审计费用。对于环境内控与否维度，列（2）显示，绿色税制改革(DUDT）的估计系数为0.0 6 0，在统计上显著，可见绿色税制改革能够促进企业建立健全环境内控；列（3）显示，环境内控与否（EIC_whether）的估计系数为-0.0 32，通过显著性检验，可见当企业建立健全环境内控时，审计费用会降低。对于环境内控水平维度，列（4）显示，绿色税制改革（DUDT）的估计系数为0.074，通过显著性检验，可见绿色税制改革能够促进企业提高环境内控水平；列（5）显示，环境内控水平（EI C_ l e v e l）的估计系数为-0.0 38，在统计上显著，可见当企业环境内控水平提高时，审计费用会降低。因此，环境内控机制得到验证，即绿色税制改革能够通过促进企业优化环境内部控制来降低审计费用。（二）环境投资机制为检验环境投资机制是否成立，本文参考王红建等（2 0 17）、张琦等（2 0 19）的研究方法，构建环境投资规模（EPI_scale）和环境投资比例（EPI_ratio）两个变量。其中，环境投资规模（EPI_scale）侧重关注环境投资的绝对规模，其数值等于环境保护投资金额+1的自然对数；环境投资比例（EPI_ratio）侧重关注环境投资的相对比例，其数值等于环境投资占总资产的比例。环境投资的数据源于在建工程附注。对环境投资机制进行检验，结果见表6。列（1）显示，绿色税制改革（DUDT）的估计系数为-0.0 2 9，通过显著性检验，可见绿色税制改革能够显著降低审计费用。对于环境投资规模维度，列（2）显示，绿色税制改革（DUDT）的估计系数为0.2 48，在统计上显著，可见绿色税制改革能够促进企业提高环境投资规模；列（3）显示，环境投资规模（EPI_scale）的估计系数为-0.0 2 2，在统计上显著，可见当企业环境投资规模提高时，审计费用会降低。对于环境投资比例维度，列（4）显示，绿色税制改革（DUDT）的估计系数为0.251，在统计上显著，可见绿色税制改革能够促进企业提高环境投资比例；列（5）显示，环境投资比例（EPIratio）的估计系数为-0.0 37，在统计上显著，可见当企业环境投资比例提高时，审计费用会降低。因此，环境投资机制得到验证，即绿色税制改革能够通过促进企业提高环境保护投资来降低审计费用。表5环境内控机制的回归结果环境内控与否环境内控水平SteplStep2Step3Step2Step3变量EIC_EIC_FEEFEEFEEwhetherlevel(1)(2)(3)(4)(5)-0.0430.013-0.0430.240K*-0.042*DU(-2.183)(0.632)(-2.169)(8.724)(-2.095)0.191*0.192*0.239*0.050*0.192*DT(20.341)(4.750)(20.460)(16.848)(20.133)-0.0290.060*-0.027*0.074*-0.026*DUxDT(-2.591)(2.461)(-2.428)(3.325)(-2.315)EIC_-0.032*whether(-2.792)-0.038*EIC_level(-4.919)CONTROLSYesYesYesYesYesYEARFEYesYesYesYesYesINDUFEYesYesYesYesYesPROVFEYesYesYesYesYesN2287522875228752287522875Adj.R?0.6740.0630.6780.3440.680表6环境投资机制的回归结果环境投资规模环境投资比例SteplStep2Step3Step2Step3变量EPI_FEEFEEEPI_ratioFEEscale(1)(2)(3)(4)(5)-0.043*-0.044*0.3490.038-0.044*DU(-2.183)(4.996)(-2.225)(0.683)(-2.204)0.191*0.3000.190*0.151*0.193*DT(20.341)(8.524)(20.178)(1.657)(20.533)-0.029*0.248-0.0240.251*-0.020*DUxDT(-2.591)(3.034)(-2.232)(2.905)(-1.812)-0.022*EPI_scale(-2.281)-0.037*EPI_ratio(-2.738)CONTROLSYesYesYesYesYesYEARFEYesYesYesYesYesINDUFEYesYesYesYesYesPROVFEYesYesYesYesYesN2287522875228752287522875Adj.R?0.6740.0900.6850.0120.693147ER=o审计研究2023年4期（三）环境信息机制为分析环境信息机制是否成立，本文构建环境信息披露（EID）变量，使用和讯网社会责任评分中的环境责任评分来衡量，并+1取对数。一般而言，绿色税制改革下的企业环境信息披露改善表现为企业披露更多的正面信息，而和讯网的环境责任评价体系以企业正面环境信息披露为基础，符合这一特征。对环境信息机制进行检验，结果见表7。列（1）显示，绿色税制改革（DUDT）的估计系数为-0.0 32，在统计上显著，可见绿色税制改革能够显著降低审计费用；列（2）显示，绿色税制改革（DUDT）的估计系数为0.0 7 0，通过显著性检验，可见绿色税制改革能够促进企业改善环境信息披露；列（3）显示，环境信息披露（EID）的估计系数为-0.0 41，在统计上显著，可见当企业改善环境信息披露时，审计费用会降低。因此，环境信息机制得到验证，即绿色税制改革能够通过促进企业改善环境信息披露来降低审计费用。表7环境信息机制的回归结果SteplStep2Step3SteplStep2Step3变量FEEEIDFEE变量FEEEIDFEE(1)(2)(3)(1)(2)(3)DU-0.042*(-2.125)0.039(1.384)-0.043*(-2.141)YEARFEYesYesYesDT0.167*(15.513)-0.691*(-27.005)0.172*(14.580)INDUFEYesYesYesDUDT-0.032*(-2.701)0.070*(2.819)-0.029*(-2.560)PROVFEYesYesYesEID-0.041*(-2.186)N215432154321543CONTROLSYesYesYesAdj.R20.6800.1700.685注：由于环境信息披露数据存在王一定缺失，导致环境信息机制的样本量较少。六、补充性检验：企业环境风险为分析绿色税制改革如何影响企业环境风险，本文构建模型（4）+B,DU+B,DT+B,DUDT+OCONTROLS+ZYEAR+ZINDT+ACONTROLS+ZEYEAR+EINDU+EPROV+eR+ZINDU+EPROV+e(4)其中，ER为企业环境风险。企业环境风险主要表现在两个方面：其一，环境违规层面，本文参考陈晓艳等（2 0 2 1）的研究方法，构建环境违规是否（EF_if）和环境违规次数（EF_number）两个变量，其中FRAUDif是指当企业存在环境方面的违规时取1，否则取O；FRA U D _ n u m b e r 是指企业环境违规的次数+1的自然对数。环境违规的数据源于北大法宝数据库和中国研究数据服务平台。其二，环境成本层面，本文参考张兆国等（2 0 19）的研究方法，构建环境成本（EC）变量，其数值等于环境税收除以营业收人，并乘以10 0。对企业环境风险进行检验，结果见表8。列（1）和列（2）显示，绿色税制改革（DUDT）对环境违规是否（EF_if）、环境违规次数（EF_number）的估计系数分别为-0.417、-0.0 32，均通过显著性检验，可见绿色税制改革能够显著降低企业环境违规风险。列（3）显示，绿色税制改革（DUDT）对环境成本（EC）的回归系数为-0.0 35，通过显著性检验，可见绿色税制改革能够有效降低企