環保稅制改革對審計收費的溢出效應

白瑋東 袁春生

［收稿日期］20230725

［基金項目］國家社會科學基金項目（19BGL060）；山西省研究生科研創新項目（2023KY494）

［作者簡介］白瑋東（1996— ），男，山西呂梁人，山西財經大學會計學院博士生，主要研究方向為公司財務與公司治理，郵箱：847408440@qq.com；袁春生（1967— ），女，山西朔州人，山西財經大學會計學院教授，博士生導師，主要研究方向為公司財務與公司治理。

①具體見：https：//www.thepaper.cn/newsDetail_forward_19576418。

［摘要］選取2013—2021年滬深A股上市企業作為樣本數據，研究環保稅制改革對審計收費的影響。研究發現，環保稅制改革能夠顯著降低審計收費，上述結論在經過一系列穩健性檢驗后依舊成立。機制檢驗表明，環保稅制改革通過發揮“環境風險治理效應”和“生產結構優化效應”降低審計收費。異質性分析顯示，環保稅制改革對審計收費的影響隨著審計供給方和需求方特征的不同而發生變化，同樣隨著宏觀外部環境的不同而發生變化。研究結論不僅豐富了環保稅制改革在微觀層面的政策效應研究，而且有助于審計師強化對環保稅制改革的風險認知，為促進資本市場高質量發展提供有益借鑒。

［關鍵詞］環保稅制改革；審計收費；環境風險治理；生產結構；企業升級；審計投入；綠色發展

［中圖分類號］F239［文獻標志碼］A［文章編號］20963114（2024）02001311

一、 引言

近年來，黨和國家不斷加大對環境治理的投入力度，對經濟社會綠色轉型的重視達到前所未有的高度。據不完全統計，僅2022年安排的中央生態環境資金就高達621億元，較2021年增長8.6%①。然而，我國環境治理始終面臨入不敷出的局面［1］，特別是受持續增加的經濟下行壓力和大規模減稅降費的影響，財政收支矛盾不斷凸顯［2］，環境治理的資金缺口更加明顯，如何實現治污成本內部化，促使企業積極主動開展環境治理成為關鍵。

2018年1月，《環境保護稅法》正式實施，這是我國第一部以環境保護為目的，推行綠色發展的單行稅法，由此實施近四十年的排污收費制度徹底廢止。以往排污費由環保部門負責核定與征收，遵循“排污總量收費”的原則，針對不同排放濃度污染物執行相同的收費標準且收費標準普遍偏低，導致在實際執行過程中存在執法剛性差、缺乏國家強制力等弊端，難以對企業經營決策產生有效的約束和激勵作用［3］。相較于排污收費制度，環保稅征收實施“稅務征收、環保協同”模式，稅額標準是在國家確定底線的基礎上，地方政府統籌考慮本地區環境承載能力、污染排放與經濟發展目標自主向上調整應稅污染物的適用稅額；同時遵循“多排多征，少排少征，不排不征”的原則，針對不同污染排放濃度實施差異化的稅額標準，設置多檔優惠稅率。環保稅制改革使得企業環保合法性壓力顯著提升［4］，能夠促使企業積極開展環境治理，不斷優化調整生產結構。一些文獻關注到環保稅制改革對環保投資［5］、全要素生產率［6］及ESG表現［3］等企業內部經營決策的影響。那么，環保稅制改革引起企業內部經營決策的變化是否會對外部審計師收費行為產生溢出效應，這是值得關注的重要話題。

根據審計定價模型，審計收費不僅取決于審計過程中所耗費的人力、物力等固有成本，還受被審計單位潛在風險水平的影響［7］。環保稅制改革作為重要的稅收制度安排，其目的在于通過治污成本內部化實現環境保護［8］，所產生的約束與激勵作用能夠直接促使企業積極開展環境治理，甚至對企業生產結構轉型升級產生影響，進而可能引起審計師風險感知水平的變化，影響審計收費決策。此外，政策變化也可能對固有審計程序產生影響，導致審計投入發生改變。然而，現有政府環境規制對審計收費的影響研究主要聚焦在《巴黎協定》簽署、新《環保法》、碳市場試點政策等方面［911］；盡管個別文獻關注到環保稅制改革對審計師決策行為的影響［12］，但在作用機制挖掘與情境差異分析上仍不夠全面與深入?；诖?，本文選取2013—2021年滬深A股上市公司作為樣本數據，實證檢驗環保稅制改革對審計收費的影響和作用機制，基于審計供需雙方特征和宏觀外部環境的視角探究兩者關系的異質性。

本文可能的創新和貢獻體現在以下三點：第一，區別已有從環境風險視角的研究［12］，本文從環境風險治理和生產結構優化的雙重視角研究環保稅制改革對審計收費的影響及作用機制，并剖析環保稅制改革未導致審計投入增加的內在邏輯。第二，不同于以往零散、單一維度的研究，本文將審計供需雙方特征和宏觀外部環境納入統一的分析框架，研究不同情境下環保稅制改革對審計收費的影響，研究內容更加深入全面。第三，研究結論不僅對企業轉變經營理念、實現長期可持續發展以及對審計師如何感知政策變化動態調整審計服務具有重要的啟示意義，而且能夠為政府完善環保稅制改革，更好釋放政策紅利提供決策參考。

白瑋東，袁春生：環保稅制改革對審計收費的溢出效應二、 理論分析與研究假設

制度是兼具約束和激勵效果的行為規范，環保稅制改革作為重要的稅收制度安排，能夠對企業行為產生強有力的約束和激勵作用［4］。本文認為環保稅制改革對審計收費可能產生正面影響，通過“環境風險治理效應”和“生產結構優化效應”降低審計收費；也可能產生負面影響，發揮“成本補償效應”提高審計收費。環保稅制改革影響審計收費的作用機制框架如圖1所示。

從正面影響來看：第一，環保稅制改革可以通過“環境風險治理效應”降低審計收費?！吨袊詴嫀煂徲嫓蕜t第1631號——財務報表審計中對環境事項的考慮》規定，審計師在審計過程中應當充分關注被審計單位的環境事項，可見環境風險對審計收費有著重要影響［13］。環保稅制改革前，我國長期執行的是排污收費制度，但存在收費標準低、執法剛性差等缺陷［14］，使得企業普遍缺乏開展環境治理的壓力和動力，導致存在較高的環境風險。環保稅制改革后，一方面，環保稅征收主體由環保部門轉為稅務部門，執法力度得到顯著提升，而且在征收范圍和征收標準等方面更為嚴格［15］，使得企業面臨較高的環境治理壓力；另一方面，環境保護稅實施差異化的稅額標準，設有多檔優惠稅率和浮動稅率，促使企業有動機主動追求節能減排、加大環保投資力度、積極開展環境治理行動［5］，降低企業潛在的環境風險。根據風險導向審計理論，被審計單位的風險水平是影響審計收費的重要因素，當企業環境風險降低時，審計人員無須開展額外的審計程序應對環境風險，也不需要承擔額外環境風險所帶來的審計失敗風險，因而收取較低的審計費用。第二，環保稅制改革可以發揮“生產結構優化效應”降低審計收費。長期以來，地方政府為實現經濟增長，往往會制定利稅大戶的“土政策”“土辦法”，與企業進行合謀［16］，使企業在經營過程中更加關注如何與政府建立聯系，缺乏對產品技術、生產結構的優化升級，造成企業生產經營狀況的不穩定，從而容易引起審計師的額外關注，實施更多的審計程序，導致審計收費的增加。然而，環保稅制改革使得央地稅收分成模式由以往1∶9的分配比例轉為全部歸地方政府所有，弱化了地方政府為實現短期經濟目標與企業進行合謀的動機［5］；同時，環保稅制改革也使得企業面臨更高的排污成本［3］，從而主動尋求轉型發展，將更多資源投入生產經營領域，不斷改進生產經營流程和業務管理模式，實現轉型升級［17］。審計收費一定程度上體現的是審計師的賠償責任［18］，隨著生產經營的轉型升級，企業經營狀況得到顯著改善，財務報告更加可信，能夠向外界傳遞出積極的信號，不僅能夠贏得審計師的信任，減少非必要的審計程序，而且能夠降低審計師潛在的訴訟風險和聲譽損失，進而有效降低審計收費?；诖?，本文提出如下假設H1a：

H1a：在其他條件不變時，環保稅制改革能夠顯著降低審計收費。

從負面影響來看：環保稅制改革也可能發揮“成本補償效應”，提高審計收費。審計成本包括審計過程中投入的人力、物力、時間等各種審計資源［7］。一方面，環保稅制改革增加了審計準備階段的成本投入。相較之前的排污收費制度，環保稅制改革使得環保稅征收標準、范圍等發生顯著變化，特別是賦予地方政府自主確定和調整環境保護適用稅額的權利，這就意味著審計師在開展審計業務前，需要系統學習環保稅制改革的政策內容，詳細了解不同地區企業的適用稅率和優惠標準，從而增加審計實施前的成本投入，使得審計師收取更高的審計費用?，F有研究也證實，政策變化可能導致審計人員需要投入更多的時間和精力學習相應的知識［19］。另一方面，環保稅制改革也可能增加審計實施過程中的成本投入。環保稅制改革引起企業生產結構的變化，可能加劇審計業務的復雜性，導致審計師需要實施更多的審計程序，不斷擴大審計實施范圍，甚至需要借助行業專家的力量保證審計業務的有效開展；而且，環保稅制改革使得企業環境信息披露質量下降［14］，增加了審計證據的獲取難度，導致審計師需要投入更多的審計資源，實施更多的審計程序，進而提高審計收費?；诖?，本文提出如下假設H1b：

H1b：在其他條件不變時，環保稅制改革能夠顯著提高審計收費。

三、 研究設計

（一） 樣本選取與數據說明

《環境保護稅法》于2018年1月1日正式實施，故本文定義2018—2021年為環保稅制改革的實驗期，選取2013—2021年滬深A股上市企業作為研究樣本。同時，對數據作如下處理：（1）剔除ST、*ST的樣本；（2）剔除當年新上市、已經退市或被暫停上市的樣本；（3）刪除金融、房地產行業的樣本；（4）對所有連續變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。經過篩選，最終共獲取15329個樣本數據。研究數據均來自CSMAR數據庫。本文采用Stata16.0進行實證分析。

（二） 主要變量定義

1. 被解釋變量：審計收費（Infee）。借鑒現有學者的做法［2021］，本文采用企業當期審計費用發生額的自然對數來衡量。

2. 解釋變量：環保稅制改革（After×Treat）。After表示時間虛擬變量，如果樣本年份為2018年及以后年

表1變量定義表

變量符號變量含義變量計算Infee審計收費企業當期審計費用的自然對數After時間虛擬變量2018年及以后年份取值為1，否則取值為0Treat分組虛擬變量重污染企業取值為1，否則取值為0After×Treat政策變量交乘項2018年及以后年份且為重污染企業取值為1，否則取值為0Size企業規模企業年末總資產的自然對數Lev資產負債率負債總額/資產總額Roa資產報酬率凈利潤/資產總額Btm賬面市值比股東權益/公司市值Growth成長性營業收入增長率Ocf現金流水平經營活動產生的現金流量凈額/營業收入Age企業年齡當年年份與上市年份之差Soe產權性質國有企業取值為1，否則取值為0Board董事會規模董事會人數的自然對數Inddir獨立董事占比獨立董事/董事會總人數Change事務所變更事務所發生變更取值為1，否則取值為0Big10事務所規模若審計機構為國內“十大”取值為1，否則取值為0度，After取值為1，否則取值為0；Treat表示分組虛擬變量，如果樣本企業是重污染企業，則Treat取值為1，否則取值為0；After×Treat表示政策變量交乘項。

3. 控制變量：考慮到財務狀況、治理水平和事務所特征差異影響審計收費，本文借鑒已有學者的做法［19，21］，選取企業規模、資產負債率、資產報酬率、賬面市值比、成長性、現金流水平、企業年齡、產權性質、董事會規模、獨立董事占比、事務所變更、事務所規模等控制變量。具體如表1所示。

（三） 模型設定

基于前述內容，本文構建模型（1）實證檢驗環保稅制改革對審計收費的影響：

Infeei，t=α0+α1After×Treati，t+∑Controlsi，t+γi+μt+εi，t（1）

其中，i代表個體，t代表時間；Controlsi，t表示一系列控制變量；γi代表個體層面固定效應；μt代表時間層面固定效應。同時，在個體層面進行聚類穩健標準誤處理。

四、 實證結果分析

（一） 描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計。審計費用（Infee）的均值為13.848，最小值為11.513，最大值為21.417，標準差為0.658，表明企業審計收費存在較大差異，這為驗證環保稅制改革對審計收費的影響提供了很好的特征環境；環保稅制改革（After×Treat）的均值為0.142，可見在樣本期間受政策影響的樣本占比約為14.2%。其余變量的數字特征如表2所示，本文不再贅述。

（二） 基準回歸結果

表3報告了環保稅制改革與審計收費的回歸結果。表3列（1）在未加入控制變量時，環保稅制改革（After×Treat）的估計系數在1%水平上顯著為負；列（2）在加入控制變量后，環保稅制改革（After×Treat）的估計系數為-0.031，通過了5%水平的顯著性檢驗。實證結果表明，環保稅制改革能夠顯著降低審計收費，支持了假設H1a。具體經濟學意義在于，環保稅制改革每上升一個標準差，企業審計收費將會下降約1.082%（0.031×0.349）。

（三） 穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型的前提條件是要滿足平行趨勢檢驗，即在政策實施前，實驗組和對照組有著相同的變化趨勢。為驗證審計收費在環保稅制改革前后的動態差異，本文構建如下模型（2）進行實證檢驗。

Lnfeei，t=β0+β1DID-4i，t+β2DID-3i，t+β3DID-2i，t+β4DID-1i，t+β5DID0i，t+β6DID1i，t+β7DID2i，t+β8DID3i，t+∑Controlsi，t+γi+μt+εi，t（2）

若樣本企業為重污染企業，且處于政策實施的前4年、3年、2年和1年，則DID-4、DID-3、DID-2、DID-1分別取值為1，否則取值為0；若樣本企業為重污染企業且處于政策實施當年，則DID0取值為1，否則取值為0；若樣本企業為重污染企業，且處于政策實施后1年、2年和3年，則DID1、DID2和DID3分別取值為1，否則取值為0。從圖2可以看出，在環保稅制改革前，相關估計系數并未通過顯著性檢驗，表明實驗組和對照組審計收費并不存在顯著差異，滿足平行趨勢檢驗。

2. 安慰劑檢驗

借鑒王禹等的做法［3］，本文采用兩種方法進行安慰劑檢驗。第一，改變環保稅制改革的實施時間。以2016年作為政策實施當年，2011—2019年為樣本期間，比較2016年前后是否存在顯著差異。如表4列（1）所示，R_After×Treat的估計系數并未通過顯著性檢驗，說明實驗組和對照組在2016年前后并不存在顯著差異。第二，生成隨機實驗組。本文隨機生成環保稅制改革的實驗組和對照組，重新進行模型（1）的回歸，并重復抽樣500次。圖3顯示了安慰劑檢驗估計系數的分布情況，相關估計系數呈現正態分布，且集中在0附近。這表明，企業審計收費的降低確實是環保稅制改革所導致，排除了其他不可觀測因素的干擾，驗證了本文研究結論的可靠性。

3. 處理效應模型

考慮到可能存在的樣本自選擇偏差等內生性問題對研究結論造成干擾，本文使用處理效應模型進行穩健性檢驗。第一階段，將是否受環保稅制改革的影響作為啞變量，選取各地區工業二氧化硫排放量、煙塵排放量作為外生工具變量，選擇同模型（1）相同的控制變量進行Probit回歸，計算出逆米爾斯比率（IMR）；第二階段，將計算的逆米爾斯比率（IMR）納入模型（1）重新進行回歸。實證結果如表4列（2）和列（3）所示，在使用處理效應模型后，環保稅制改革（After×Treat）的估計系數為-0.123，仍在5%水平上顯著為負，與基準回歸結果一致。

4. 重新設定回歸模型

一方面，按照地區環保稅額是否變化和實施時間構建環保稅制改革（After×Treat1）的政策變量。其中，當地區環保稅額提標時，Treat1取值為1，否則取值為0；選取同模型（1）相同的控制變量，并控制行業固定效應和年份固定效應重新進行回歸。

另一方面，使用三重差分模型進行檢驗。按照時間前后、是否重污染企業以及地區環保稅額是否變化構建環保稅制改革（After×Treat×Treat1）的政策變量，選取同模型（1）相同的控制變量，并控制行業固定效應和年份固定效應重新進行回歸。如表5所示，相關估計系數分別為-0.088和-0.101，均通過1%水平的顯著性檢驗，證實了本文研究結論的穩健性。

5. 其他穩健性檢驗

第一，排除其他政策的干擾。其一，考慮2015年新《環境保護法》的影響。本文構建政策虛擬變量（Pol），2015年及以后年度取值為1，否則取值為0，納入模型（1）中重新進行回歸。其二，考慮排污收費制度和環保稅制改革預期效應的影響。環保稅制改革前我國普遍實施的是排污收費制度，同時考慮到《環境保護稅法》是在2016年審議通過，正式實施前可能存在預期效應，故借鑒黃和平和李瑩的做法［22］，剔除2014年及以前年度的樣本數據重新進行回歸。第二，高階固定效應。為進一步排除潛在隨地點和時間變化的其他因素對研究結論的干擾，本文繼續加入時間和省份聯合固定效應。如表6所示，環保稅制改革（After×Treat）的估計系數通過顯著性檢驗，表明環保稅制改革能夠顯著降低企業審計收費，再次證明了本文的研究結論。

五、 進一步分析

（一） 機制檢驗

前文理論分析認為，環保稅制改革通過發揮“環境風險治理效應”和“生產結構優化效應”減少審計收費。借鑒已有文獻的做法［23］，本文使用分組回歸的方式進行機制檢驗。其中，借鑒王浩等的做法［24］，使用企業ESG評級整體得分和分維度E得分表示企業環境風險；借鑒劉建江等的做法［25］，使用利潤總額與營業稅金及附加之和的自然對數衡量企業生產結構轉型升級程度。

第一，如果“環境風險治理效應”這一機制成立，本文預期環保稅制改革減少審計收費的作用在原來環境風險高，即企業ESG評級得分較差時更明顯。為驗證上述預期，本文以樣本區間第一年（即2013年）企業ESG評級整體得分和分維度E得分的中位數劃分為兩組樣本進行研究?；貧w結果如表7所示，在環境風險較高時，環保稅制改革的估計系數分別為-0.056和-0.072，且至少通過了5%水平的顯著性檢驗；當環境風險較低時，相關估計系數并未通過顯著性檢驗。同時，組間系數差異也通過顯著性檢驗。這表明，環保稅制改革能夠發揮“環境風險治理效應”減少審計收費。

第二，如果“生產結構優化效應”這一機制成立，本文預期環保稅制改革減少審計收費的作用在原來轉型升級程度低時更明顯。本文以樣本區間第一年（即2013年）企業生產結構轉型升級程度的中位數將樣本劃分為轉型升級程度高和轉型升級程度低兩組進行研究。從表8列（1）和列（2）可以看出，在企業轉型升級程度低時，環保稅制改革的估計系數為-0.065，在1%水平上顯著為負，相反，在轉型升級程度高時并未通過顯著性檢驗。此外，組間系數差異也通過顯著性檢驗。這充分說明，環保稅制改革能夠發揮“生產結構優化效應”降低審計收費。

此外，本文也對環保稅制改革發揮“成本補償效應”提高審計收費這一機制進行了排除檢驗，其中審計投入使用審計時滯衡量。從表8列（3）至列（5）可以看出，無論是區分審計投入程度的分組檢驗，還是直接對審計投入進行回歸，環保稅制改革的估計系數均未通過顯著性檢驗，這說明，環保稅制改革通過發揮“成本補償效應”提高審計收費的作用機制不成立。其可能的原因在于：第一，從審計供給方來看，審計機關的信息化建設能夠顯著減少審計投入［26］?；ヂ摼W等數字技術的快速發展為審計師提供了更加便捷和多樣的學習途徑，能夠在最短的時間內以較低的成本熟悉環保稅制改革的相關內容；同時，審計人員能夠充分應用以大數據、區塊鏈等為核心的信息技術，打破傳統審計在時間、地點等方面的限制，創新審計模式，優化審計流程，利用數字平臺實現與被審計單位的有效對接，減少不必要的審計程序，提高審計工作效率［27］。第二，從審計需求方來看，數字技術的應用可以增強企業信息治理能力，提供結構化、標準化的數據信息，減少審計過程的信息搜尋成本，而且數據技術能夠壓縮企業信息的操縱空間，增加審計師對被審計單位的信任程度，從而減少不必要的審計程序。因此，在數字技術蓬勃發展的背景下，環保稅制改革并不會導致審計投入的增加。

（二） 異質性分析

環保稅制改革對審計收費的影響不僅與審計供給方與需求方的異質性特征有關，同樣受宏觀外部環境的影響。鑒于此，本文選取反映審計供給方特征的事務所規模和審計任期、反映審計需求方特征的產權性質以及反映宏觀外部環境的制度環境和經濟發展水平探究兩者關系的異質性，以便全面分析和考察環保稅制改革與審計收費的關系。分析框架如圖4所示。

1. 審計供給方特征視角

本文選取事務所規模和審計任期的雙維度研究審計供給方特征差異對環保稅制改革與審計收費關系的影響。第一，事務所規模是影響審計收費的重要因素［28］，相較于規模較小的事務所，大規模事務所往往代表著較高的審計水平，具有更強的執業能力和更高的職業聲譽，能夠有效識別被審計單位風險水平的變化。因此，高資質的審計機構更容易察覺到環保稅制改革對企業風險的影響，并反映在對被審計單位的收費決策中。第二，任期長短對審計師決策行為有著重要影響。Bedard和Johnstone研究發現，任期會弱化審計師對風險的感知能力，審計任期越長，審計師的風險感知能力越弱［29］。并且隨著任期的增加，審計人員與客戶之間會形成一種親密關系，嚴重損害審計的獨立性和客觀性［30］。相反，任期較短的審計師具有更強的獨立性和風險感知能力，更容易察覺到環保稅制改革對企業風險水平造成的影響，依據被審計單位的真實情況做出相應的審計決策。表9列（1）和列（2）為事務所規模視角下環保稅制改革對審計收費的影響差異。在事務所規模較大的分樣本中，環保稅制改革的估計系數為-0.058，通過了1%水平的顯著性檢驗；相反，在事務所規模較小的分樣本中，估計系數并未通過顯著性檢驗。表9列（3）和列（4）為審計任期視角下環保稅制改革對審計收費的影響差異。在任期較短的分樣本中，環保稅制改革的估計系數為-0.059，通過了5%水平的顯著性檢驗；相反，在審計任期較長的分樣本中并未通過顯著性檢驗。此外，相關組間系數均通過顯著性檢驗。這就表明，越是經過“大所”審計，審計任期越短，環保稅制改革降低審計收費的效果就越明顯。

2. 審計需求方特征視角

不同所有權性質的企業受環保稅制改革的影響存在顯著差異［5］。在黨和國家高度重視綠色、低碳發展的背景下，國有企業作為國家經濟的主體，不僅承擔著推動經濟發展的任務，更需要擔負必要的社會性責任，特別是要充分發揮在履行環保責任、推動綠色發展等方面的帶頭作用，因此，環保稅制改革降低審計收費在國有企業中并不明顯。相比之下，非國有企業不需要承擔過多的政策性負擔，在經營過程中更加注重經濟效益的增長［31］。在環保稅制改革之前，由于排污收費制度缺乏足夠的強制力和有效的激勵，非國有企業為實現經濟效益的增長更傾向于進行尋租行為，與地方政府進行合謀，將更多資金用于非生產經營性領域，加劇企業內部資源的錯配與浪費，環境治理表現相對較差；而環保稅制改革后，環保稅收納入稅法管理體系，能夠對企業形成強大的約束效應，同時多檔優惠稅率的激勵效應也促使企業更加注重生產經營，提高資源配置效率。

表9列（5）和列（6）報告了基于產權性質差異視角，環保稅制改革對審計收費的影響。列（5）為國有企業時，環保稅制改革的估計系數未通過顯著性檢驗；列（6）為非國有企業時，環保稅制改革的估計系數為-0.045，在1%水平上顯著為負；相應組間系數也通過顯著性檢驗。以上結果充分表明，相較于國有企業，環保稅制改革降低審計收費的效果在非國有企業中更加明顯。

3. 宏觀外部環境視角

地區制度環境和經濟發展水平作為重要的宏觀外部環境，直接關系環保稅制改革的實施效果，影響審計收費。一方面，制度環境是政策落實與執行的重要保障，影響環保稅制改革的實施效果［32］。良好的制度環境能夠為環保稅制改革的落實提供堅實的法律基礎和監管體系等制度保障，同時，地區制度環境越完善，意味著地方政府政策執行能力越強，環保稅制改革越能夠得到有效執行。另一方面，地區發展水平同樣對環保稅制改革與審計師收費決策的關系有著重要的影響。經濟發展水平相對落后的地區，地方政府為擺脫經濟落后的現狀有著更強烈的經濟發展動機，在政策制度和執行中會更多向經濟發展傾斜，甚至為實現年度經濟增長目標，不惜與本土企業進行合謀，制定利稅大戶的“土政策”“土辦法”［16］。在此背景下，企業為實現經濟效益的增長更可能與政府進行合謀，加劇資源的錯配與浪費，提高企業風險水平。而環保稅制改革弱化了政企雙方進行合謀的動機和可能性，促使企業更加專注于生產經營，防范風險，不斷優化資源配置效率以實現高質量發展，從而影響審計師的收費行為。

表10顯示了地區制度環境和經濟發展水平視角下環保稅制改革對審計收費的影響差異。借鑒何慧華和方軍雄的做法［33］，本文使用地理區位來衡量制度環境，東部地區表示制度環境好，中西部地區表示制度環境差；采用人均地區生產總值來衡量地區經濟發展水平，并按照中位數劃分為地區經濟發展水平高和地區經濟發展水平低兩組樣本。從列（1）和列（2）可以看出，當制度環境好時，環保稅制改革的估計系數在10%水平上顯著為負；相反，在制度環境差的分樣本中，并未通過顯著性檢驗。列（3）和列（4）顯示，環保稅制改革的估計系數在經濟發展水平低時通過了5%水平的顯著性檢驗；相反，在經濟發展水平高時，并未通過顯著性檢驗。同時，相應組間差異檢驗均通過顯著性檢驗。這表明，地區制度環境越好、經濟發展水平越低，環保稅制改革降低審計收費的效果越明顯。

六、 結論性評述

本文選取2013—2021年滬深A股上市企業的樣本數據，圍繞環保稅制改革與審計收費的關系展開研究，得出如下結論：第一，環保稅制改革能夠顯著降低審計收費。第二，環保稅制改革通過發揮“環境風險治理效應”和“生產結構優化效應”降低審計收費，排除發揮“成本補償效應”提高審計收費的假設。第三，從審計供給方特征看，當事務所規模較大、審計任期較短時，環保稅制改革更能夠有效降低企業審計收費；從審計需求方特征看，當為非國有企業時，環保稅制改革降低審計收費的效果更明顯；從宏觀外部環境看，良好的制度環境更能夠保證環保稅制改革的有效落實，降低企業審計收費，同時，當地區經濟發展較差時，環保稅制改革降低企業審計收費的邊際效應更明顯。

由以上結論，本文得出如下政策啟示：第一，從審計供給方視角來看，要充分認識到環保稅制改革對企業環境風險和生產結構的影響，重視自身異質性特征。環保稅制改革通過發揮“環境治理效應”和“生產結構優化效應”降低審計收費，但在不同事務所規模和審計任期情境下存在顯著差異。為此，審計師在評估被審計單位風險水平以確定審計收費時，應當保持高度的環境風險敏感性，審慎評估環保稅制改革對企業經營決策的影響，制定恰當的審計策略。同時，也要充分認識到事務所規模和任期時間對環保稅制改革與審計收費關系的影響，越是來自小規模事務所和任期時間越長的審計師，在審計過程中越應該保持高度的風險意識，提供高質量的審計服務。第二，從審計需求方視角來看，要充分認識環保稅制改革給企業帶來的正面影響，積極采取措施響應環保稅制改革。其一，企業要盡可能避免以往為尋求政府庇護而進行的尋租行為，專注主業發展，不斷調整生產結構，通過積極有效的途徑和方式與地方政府展開合作，實現政企雙方的良性發展，減少資源錯配對企業生產經營的擠出，降低審計師在審計過程中的風險感知，實現審計供需雙方的共贏。其二，環保稅制改革使得排污超標企業需要承擔高額的環保稅負，相比之下，達標企業可以享受豐厚的稅收優惠，這就意味著企業要轉變過去的治污理念，由被動接受轉為主動治理，從末端治理轉為更加注重清潔生產，充分釋放環保稅制改革帶來的稅收優惠激勵效應，更好發揮環保稅制改革對企業審計收費的治理作用。第三，從政府視角來看，要全面認識環保稅制改革的政策效果，既要不斷完善環保稅制改革落實的制度保障，又要能夠結合地區經濟發展狀況制定差異化的稅額標準。其一，政策效果不僅取決于政策本身，同時與政策落實和執行有著密切關系，地方政府要不斷優化地區制度環境，提升政策執行能力，為環保稅制改革的有效落實提供堅實的制度保障，更好發揮環保稅制改革對審計收費的治理作用。其二，地方政府要統籌考慮環境保護與經濟發展的平衡，充分利用環保稅制改革賦予自主調整環保稅額標準的權利，不斷細化分檔、分區、分類的稅額標準，制定適合本地區的環保稅額征收標準，特別要注意為避免周邊地區的污染轉移而一味提高本地的環保稅額征收標準，強化環保稅制改革降低重污染企業審計收費的政策效果，有效釋放環保稅制改革在資本市場的政策紅利。

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［責任編輯：黃燕］

The Spillover Effect of Environmental Tax Reform on Audit Fees：

A Dual Perspective Based on Environmental Risk Governance

and Production Structure Optimization

BAI Weidong， YUAN Chunsheng

（School of Accounting， Shanxi University of Finance and Economics， Taiyuan 030006， China）

Abstract： Select sample data from Ashare listed companies in Shanghai and Shenzhen Stock Exchanges from 2013 to 2021 to study the impact of environmental tax reform on audit fees. Research finds that the environmental tax system can significantly reduce audit fees， and the above conclusion remains valid after a series of robustness tests. Mechanism test shows that the reform of environmental tax system reduces audit fees by exerting the “environmental risk governance effect” and “production structure optimization effect”. Heterogeneity analysis shows that the impact of environmental tax reform on audit fees varies with the characteristics of audit suppliers and demanders， as well as with the macro external environment. The research conclusion not only enriches the research on the policy effects of environmental tax reform at the micro level， but also helps auditors strengthen their risk awareness of environmental tax reform， providing useful reference for promoting highquality development of the capital market.

Key Words： environmental tax reform; audit fee; environmental risk governance; production structure; enterprise upgrading; audit input; green development