内部控制质量、碳信息披露与审计收费

□ 武汉 秦 佳

近年来，投资者们加大了对环境的关注，这也使得企业在碳信息披露方面取得了较大进展。在参与度上面，根据国际民间非盈利组织在2008年发起的项目——碳排放披露（CDP）公布之后，我国参与其中的上市公司在持续增加。此外，CDP中涉及的碳信息是一种增量信息，可能会造成诉讼风险，这需要引起我们的重视——该风险可能导致审计收费增加。因而，本文将研究CDP碳信息披露与上市公司审计费用及内部控制质量的关系。

一、文献综述与研究假设

1.内部控制质量与碳信息披露。据我国内部控制标准可知：企业在实施内部控制的同时，还应当树立环保意识，及时报告突发的重大环境污染事件。由此可见，内部控制可以监督企业环境保护责任的履行，并规范企业信息披露的行为。当前正处于绿色循环经济发展的关键时期，企业应承担的一项重大任务便是节能减排。因此，随着我国内控的基本规范和相关指引的配套推行，内部控制的有效性能增强企业碳信息披露的意愿，也能促进碳信息披露的质量。因此，本文提出假设：

H1:企业内部控制的质量与碳信息披露的质量正相关。

2.碳信息披露与审计收费。陈小林（2009）在研究中指出，企业的潜在错报风险与审计收费正向相关，同时还提出审计定价应与审计风险相关。张娟（2017）通过研究指出，与未披露碳信息的企业相比，自愿披露碳信息的企业的潜在诉讼风险更高。审计师在为客户定价时，主要会考虑客户可能面临的审计风险。由此可见，自愿披露碳信息会增加企业的审计风险，进而也会增加审计收费。因此，本文提出假设：

H2:披露碳信息的企业，审计收费更高。

3.内部控制质量与审计收费。内部控制理论不断发展，人们渐渐地意识到其与审计收费之间的关联性。国外学者Santan Umitm（2009）指出，企业的内控质量与审计收费呈现负相关。然而，国内更多的研究显示：企业的内部控制质量与审计收费呈现正相关。例如，杨艳文和余德慧（2016）指出，由于2012年主板上市公司强制要求执行内控审计制度，市场上的审计收费从整体上有了明显的提高，究其原因：一是审计师为了了解到企业更加完善且复杂的内部控制制度，往往会投入更多的时间和精力，更精准、更复杂的内部控制体系势必会增加实质性审计程序，进而导致审计资源的投入大大增加，提高审计溢价。二是强制要求实施内控审计会导致企业的审计业务“供不应求”。因此，本文提出假设：

H3:内部控制质量与审计收费正相关，内部控制质量越高，审计收费越高。

基于前文假设分析，再结合温忠麟的中介效应模型，本文提出进一步的假设：

H4:碳信息披露在内部控制质量对审计收费的正向影响中起着部分中介效应。

二、研究设计

1.样本选择与数据来源。2008年，CDP首次针对中国公司实施专门调查。因此，本文选取的样本是：2008年至2014年受邀进行碳信息披露问卷填写的中国企业前100强。筛选之后，最终确定的样本量为598。本文的数据一部分来源DIB数据库和CSMAR数据库；另一部分来自于对CDP报告的手工统计。本文使用stata15.1统计软件。

2.模型设定与变量定义。本研究涉及计量模型如下，其中模型（1）、（2）、（3）分别对应假设H1、H2、H3。模型（1）、（2）、（3）、（4）一起对应假设H4，考察中介效应。

根据模型，将中介路径描述如下：本文的主回归是由内控质量X到审计收费Y，二者关系用Y = γ1X +e1表示。内控质量X到碳信息披露M的路径用M = α1X +e2表示。内控质量X、碳信息披露M到审计收费Y的中介路径用Y = λ1X + β1M +e3表示。

在以上模型中，LNFEE取审计费用的自然对数。ICIt-1代表企业内部控制质量，将DIB数据库提供的内部控制指数标准化（除以100）。考虑到内控质量与审计收费二者之间可能存在反向因果关系，对内部控制质量ICI做前置一期处理，即 I C It-1。中介变量CDP是碳信息披露项目（数据来自CDP报告，当年披露碳信息取1，否则取0）。Controls为控制变量，包括企业规模、审计师事务所是否为国际“四大”、审计意见、资产收益率、资本结构、董事会规模、独董比例。同时，模型对行业Industry和年份Year进行了控制。

三 、实证分析

1.描述性统计。①对CDP项目的描述性统计。对2008年-2014年中国企业参与CDP项目的数据进行描述性统计，可知，碳信息的披露数量的发展趋势逐年上升。2008年CDP对于中国市场的关注尤其令人鼓舞，此次CDP首次针对中国公司实施专门调查，这为中国乃至世界的投资者打开了一扇了解中国企业应对气候变化的窗口。需要特殊说明的是2012年的例外情况：由于2012年CDP项目信息发布合作者的变更，使得信息披露发生了变化。在2008年到2011年之间，中国上市排名前100的企业，无论是填写问卷者还是仅提供信息者，都受到了前任合作者的披露。在2012年-2014年间，这100家公司中只有填写问卷的公司被新任合作者披露在CDP报告中，而那些仅提供信息的公司没有被披露。这就是导致2012年趋势发生变化的原因。但总体来说，进行碳信息披露的企业在逐年增加。据统计可知：2008年填写问卷和提供信息的公司只有8家，但到2014年，达到了45家。由此可见，越来越多的公司提高了对碳信息的自愿性披露。②主要变量的描述性统计。根据描述性统计结果，观察审计收费和内部控制质量，尽管中位数与平均数相差不大，但标准差偏高，这表明样本公司审计收费的水平、内部控制质量的高低大都参差不齐。此外，碳信息披露的均值为23.6%，比中位数大，概率分布函数右偏，这表明在样本企业中，碳信息披露的水平大多数处于平均水平之下。

2.回归分析。分别以内控质量、碳信息披露为解释变量、被解释变量做第一组回归，回归系数为0.046，显著性为正（P＜0.05），说明企业内部控制质量越高，其从事碳信息披露的可能性越大，内部控制质量与碳信息披露之间正相关，从而验证H1。

分别以碳信息披露、审计收费为解释变量、被解释变量做第二组回归，回归系数为0.183，显著性为正（P＜0.05），说明在其他变量一定的情况下，碳信息披露与审计费用之间正相关，验证了H2。碳信息披露正向影响审计收费，结合信号传递和审计定价理论可以分析如下：审计师在进行审计定价时，会关注企业在CDP报告中所进行的自愿性碳信息披露，并将此项披露可能带来的潜在法律诉讼风险转化成相对应的审计风险溢价，因此审计师在考虑到这部分后溢价后，会相应地提高对企业的审计收费。经验证，实证结果符合本文假设。

分别以内控质量、审计收费为解释变量、被解释变量做第三组回归，回归系数是0.072，显著性为正（P＜0.05），说明内部控制质量高的企业，审计收费更高。该回归结果验证了H3。结合本文的样本数据来源分析：本文选取的企业是中国上市前100强，企业规模均较大，而审计收费是与企业规模息息相关的，企业规模越大，审计师所要花费的时间和精力越多，所要实施的审计程序也越多，进而增加审计投入。最终审计收费也就越高。因此，无论从理论分析还是回归结果来看，均可以验证H3。

以内控质量、碳信息披露为解释变量，以审计收费为被解释变量做第四组回归，验证碳信息披露是否充当着内控质量与审计收费的中介效应，从回归结果可看出，CDP的回归系数是0.163，显著为正（P＜0.05）；ICIt-1的回归系数是0.065，显著为正（P＜0.05）。结合前面的回归（1）、（2），可以看出，碳信息披露在内控质量促进审计收费中起着中介作用，且是部分中介。

3.稳健性检验。一是以产权比率（负债/所有者权益）代替资产负债率，作为衡量资本结构的代理变量，检验各个冋归模型设定的稳健性。二是考虑到公司规模对于审计收费的影响，故以审计费用/总资产来标准化被解释变量。所得的回归结果均证明了本文研究结论的稳健性。

四、结论与建议

研究表明，提升企业内部控制的质量，能够增强碳信息披露水平。审计师可能会关注碳信息披露所带来的诉讼风险，进而收取更高额的审计费用。依据温忠麟的中介效应模型，本文还发现内部控制质量之所以对企业审计收费产生影响，一部分原因是碳信息披露在其中充当了桥梁的角色。

建议如下：首先，监管机构应培养企业披露碳信息的意识，尽可能将其转换为强制性披露。同时建立完善的披露体制，进而让更多企业加入到其中。其次，企业可考虑寻找内部控制之外的途径来降低审计收费，特别是大规模企业。再其次，企业作为社会经济活动的主体，有责任去主动承担节能减排和优化能源结构的角色。从长远来看，建立完善的碳管理体系，积极主动地进行碳信息披露，抓住碳机遇，是企业实现可持续发展的必由之路。