مقررات زیست محیطی و عملکرد محیطی شرکت: شواهدی از پایلوت تجارت انتشار کربن چین
۱
دانشکده اقتصاد و مدیریت، دانشگاه جیائوتنگ پکن، پکن ۱۰۰۰۴۴، چین
۲
دانشکده تحصیلات تکمیلی علوم اجتماعی بین المللی، دانشگاه ملی یوکوهاما، یوکوهاما ۲۴۰-۸۵۰۱، ژاپن
*
نویسندگانی که مکاتبات باید خطاب به آنها باشد.
پایداری ۲۰۲۳، ۱۵(۱۱), ۸۵۱۸; https://doi.org/10.3390/su15118518 (ثبت DOI)
دریافت: ۱۹ آوریل ۲۰۲۳
/
بازبینی شده: ۱۹ مه ۲۰۲۳
/
پذیرش: ۲۲ مه ۲۰۲۳
/
تاریخ انتشار: ۲۴ مه ۲۰۲۳
/
بازبینی شده: ۱۹ مه ۲۰۲۳
/
پذیرش: ۲۲ مه ۲۰۲۳
/
تاریخ انتشار: ۲۴ مه ۲۰۲۳
(این مقاله متعلق به شماره ویژه است مسئولیت اجتماعی شرکت و حاکمیت منابع زیست محیطی)
خلاصه
:
این مقاله با استفاده از داده‌های آرشیوی شرکت‌های فهرست‌شده چینی A-share از سال ۲۰۱۱ تا ۲۰۱۹، به طور تجربی اثربخشی پایلوت تجارت انتشار کربن چین را از منظر عملکرد زیست‌محیطی شرکت رتبه‌بندی شده در بازار بررسی می‌کند. یافته‌های اصلی نشان می‌دهد که در مقایسه با شرکت‌هایی که در پایلوت انتخاب نشده‌اند، شرکت‌های تنظیم‌شده تمایل دارند پس از اجرای پایلوت عملکرد زیست‌محیطی بهتری ایجاد کنند. دوم، با توجه به دو کانال تأثیرگذار احتمالی، کانال سطح تولید پایین‌تر از نظر تجربی پشتیبانی می‌شود، در حالی که کانال افزایش سرمایه‌گذاری سبز فاقد قدرت توضیحی برجسته است. در نهایت، فشارهای محیطی بیشتر و کیفیت کنترل داخلی بهتر، اثرات هم افزایی را در تقویت ارتباط مثبت بین پایلوت و عملکرد زیست محیطی شرکت نشان می‌دهد. نتایج ما تحت روش های مختلف تست استحکام معتبر باقی می ماند. جهت های مرتبط بالقوه برای تحقیقات آتی نیز در این مقاله شناسایی و پیشنهاد شده است. به طور کلی، با استفاده از پایلوت تجارت انتشار کربن چین به عنوان یک محیط تحقیقاتی، مطالعه ما شواهد بیشتری در مورد اینکه آیا و چگونه مقررات زیست محیطی بر عملکرد زیست محیطی شرکت رتبه بندی شده توسط شرکت کنندگان در بازار سرمایه تأثیر می گذارد، ارائه می دهد.
۱٫ معرفی
از زمان توسعه سریع صنعتی شدن، رشد اقتصادی-اجتماعی مدت‌هاست که با انتشار زیاد ترکیبات کربنی مختلف همراه بوده است که به تدریج باعث نگرانی‌های اقلیمی ناشی از اثر گلخانه‌ای در سراسر جهان شده است. بر اساس آمار منتشر شده توسط هیئت بین دولتی تغییرات اقلیمی سازمان ملل متحد (IPCC)، طی دوره ۲۰۱۰ تا ۲۰۱۹، میانگین انتشار سالانه گازهای گلخانه ای جهانی در بالاترین سطح در تاریخ بشر بوده است و مجموع انتشار حدود ۵۹ میلیارد تن در سال ۲۰۱۹ بوده است. [۱]. در حالی که میانگین نرخ رشد سالانه میزان انتشار از ۲٫۱ درصد در دهه ۲۰۰۰ به ۱٫۳ درصد در دهه ۲۰۱۰ کاهش یافته است، هنوز هم برای دولت ها ضروری است که همکاری نزدیک و اتخاذ تدابیری برای کاهش اثرات منفی گازهای گلخانه ای داشته باشند. [۱]. در میان گازهای گلخانه ای شناسایی شده، دی اکسید کربن به هر حال گسترده ترین و تاثیرگذارترین است. [۲]دولت‌ها و سازمان‌های بین‌المللی تلاش بیشتری برای ایجاد فناوری‌های کاهش کربن موجود و همچنین سیاست‌های نظارتی انجام دهند. به عنوان مثال، از سال ۲۰۰۵، اتحادیه اروپا طرح تجارت انتشار گازهای گلخانه ای خود (EU-ETS) را برای استفاده از مکانیسم های بازار در تعقیب اهداف اتحادیه اروپا برای کاهش کربن راه اندازی کرد. در حال حاضر، EU-ETS به بزرگترین بازار تجارت انتشار کربن در جهان تبدیل شده است، که راهنمایی عملی را برای کشورهایی که از روش های مشوق بازار مشابه برای مقررات انتشار کربن استفاده می کنند، ارائه می دهد. علاوه بر این، کنفرانس تغییرات آب و هوایی سازمان ملل متحد در گلاسکو (COP26) در تعیین قوانینی برای ایجاد بازار تجارت جهانی کربن پیشرفت داشته است، و اثربخشی مکانیسم تجارت کربن در کمک به دستیابی به هدف کاهش کربن را به موضوعی بسیار مورد بحث در هر دو تبدیل کرده است. حوزه های علمی و عملی
به دنبال تجربه عملی EU-ETS، دولت چین در سال ۲۰۱۱ شروع به تهیه پایلوت تجارت انتشار کربن در چین کرد و به طور متوالی سیستم تجارت آزمایشی خود را از سال ۲۰۱۳ در هشت استان یا شهر راه اندازی کرد. این شامل پکن، شانگهای، شنژن، گوانگدونگ و تیانجین در سال ۲۰۱۳، هوبی و چونگ کینگ در سال ۲۰۱۴ و در نهایت فوجیان در سال ۲۰۱۶ می شود. [۳]. پس از اجرای آزمایشی چند ساله و طراحی سیستم سراسری در سال ۲۰۲۱، بازار ملی تجارت انتشار کربن با همکاری چین با اهداف “اوج کربن” و “خنثی کربن” تعیین شده در سال ۲۰۲۰ به طور رسمی راه اندازی شد. در واقع، به بهترین شکل ممکن دانش، سیستم تجارت انتشار کربن در حال حاضر تنها روش کاهش کربن مشوق بازار در چین است و بنابراین بحث‌های آکادمیک در مورد اثربخشی عملی آن را به خود جلب می‌کند. به طور خاص، از دیدگاه خرد در سطح شرکت، ادبیات موجود به طور کلی به این نتیجه می رسد که شرکت های چینی تحت چنین مقررات مشوق بازار به طور قابل توجهی انتشار کربن خود را کاهش می دهند. [۴,۵]، فعالیت های نوآوری سبز خود را تبلیغ کنند [۶,۷]و افزایش بهره وری کل شرکت را در دراز مدت تجربه کرد [۸,۹]. از سوی دیگر، از منظر کلان در سطح منطقه ای، مطالعات با بیان اینکه اثر نشت انتشار کربن و اثر سرریز کاهش کربن ممکن است به طور همزمان پس از اجرای پایلوت تجارت انتشار کربن در چین وجود داشته باشد، نتایج متفاوتی ارائه می دهد. [۱۰,۱۱]. با توجه به اینکه یک خط مشی عمومی می تواند تأثیرات مثبت یا منفی بر واحدهای خاص داشته باشد و یک نتیجه مطلوب برای یک نهاد اجتماعی ممکن است برای دیگری نامطلوب باشد، بررسی تأثیرات سیاست از دیدگاه های مختلف بینش هایی را در مورد درک همه جانبه چگونگی تأثیر یک سیاست خاص بر اجتماعی-اقتصادی به ارمغان می آورد. توسعه. در حالی که معمولاً از شرکت‌های چینی A-share به عنوان نمونه تحقیق استفاده می‌شود، به نظر می‌رسد مطالعات کنونی چگونگی ارزیابی تأثیر پایلوت چینی بر عملکرد محیطی شرکت را به عنوان موضوعی بحث‌نشده باقی می‌گذارد. چنین موضوعی هم به این دلیل حیاتی است که حفاظت از محیط زیست عاملی حیاتی در توسعه پایدار اجتماعی-اقتصادی است و هم به این دلیل که ارزیابی‌های شرکت‌کنندگان در بازار سرمایه عموماً بقای شرکت‌های فهرست‌شده را مشخص می‌کند، به‌ویژه در دوره کنونی، تحت اهداف اوج کربن و بی‌طرفی کربن در چین. همچنین تحت اصلاحات جامع سیستم IPO مبتنی بر ثبت در بازار سرمایه چین. با تمرکز بر ارتباط بین مقررات زیست محیطی با انگیزه بازار و عملکرد محیطی شرکت رتبه بندی شده در بازار، شواهد بیشتری را در این مقاله برای گسترش دامنه تحقیقات فعلی در زمینه تجربی حسابداری زیست محیطی ارائه می کنیم.
با استفاده از داده‌های بایگانی شرکت‌های چینی A-share از سال ۲۰۱۱ تا ۲۰۱۹، ما به‌طور تجربی بررسی می‌کنیم که آیا و چگونه پایلوت تجارت انتشار کربن چین بر عملکرد زیست‌محیطی شرکت‌ها، رتبه‌بندی شده توسط یک آژانس رتبه‌بندی بازار حرفه‌ای، پایگاه‌داده بلومبرگ، تأثیر می‌گذارد یا خیر. یافته‌های اصلی نشان می‌دهد که عملکرد زیست‌محیطی رتبه‌بندی شده بازار شرکت‌هایی که در آزمایشی انتخاب شده‌اند، پس از اجرای آزمایشی، پیشرفت‌های قابل‌توجهی را تجربه می‌کنند، که نشان می‌دهد چنین مقررات زیست‌محیطی ارزش سرمایه‌گذاری پایدار شرکت را در بازار سرمایه افزایش می‌دهد. دوم، در مقایسه با کانال فرضی افزایش سرمایه‌گذاری سبز، کانال سطح تولید پایین‌تر از نظر آماری در توضیح چگونگی بهبود عملکرد زیست‌محیطی شرکت‌های فهرست‌شده چینی در طول دوره آزمایشی برجسته است و ترجیحات شرکت‌های فهرست‌شده برای رفتارهای کوتاه‌مدت کاهش کربن را آشکار می‌کند. نسبت به روش های پایدار بلند مدت در نهایت، تجزیه و تحلیل اثر تعدیل کننده بیشتر اثرات هم افزایی فشار محیطی شرکت و کیفیت کنترل داخلی را اثبات می کند. به این معنا که اثر مثبت ارزش افزوده بازار سرمایه پایلوت را می توان در شرکت هایی که تحت فشارهای بیشتری از سوی مجریان قانون محیط زیست خارجی هستند یا با سیستم های کنترل داخلی بهتر عمل می کنند، تقویت کرد.
این مطالعه از جنبه های زیر به ادبیات فعلی کمک می کند. اول، هنگام بحث در مورد اثربخشی پایلوت تجارت انتشار کربن چین در حوزه‌های خرد اجتماعی-اقتصادی، مطالعات قبلی عمدتاً بر نحوه واکنش شرکت‌های فهرست‌شده چینی به چنین مقررات زیست‌محیطی تمرکز می‌کنند. [۷,۱۲]، در حالی که اغلب ارزیابی های شرکت کنندگان حرفه ای بازار سرمایه مانند موسسات نمایه سازی یا رتبه بندی را نادیده می گیرند. با توجه به این واقعیت که نهادهای بازار واسطه‌های اطلاعاتی ضروری در میان سهامداران مختلف در بازار سرمایه هستند، روشی که آنها عملکرد زیست‌محیطی شرکت را قبل و بعد از اجرای آزمایشی ارزیابی می‌کنند، دیدگاه‌های سرمایه‌گذاران بازار سرمایه را منعکس می‌کند و بنابراین حاوی اطلاعات مستقیم انگیزه بازار است. که به طور بالقوه جریان های صندوق های بازار را هدایت می کند. از دیدگاه سرمایه گذاران بازار سرمایه، ما مطالعات فعلی را در مورد اینکه آیا و چگونه فعالان بازار سرمایه به اجرای مقررات زیست محیطی جدید واکنش نشان می دهند تکمیل می کنیم، و بنابراین شواهد تجربی بیشتری برای درک عمیق و جامع اثرات اجتماعی-اقتصادی یک انگیزه بازار ارائه می کنیم. مقررات زیست محیطی در بازار نوظهور چین دوم، در مورد بحث موجود در مورد اینکه چگونه شرکت‌های فهرست‌شده با روش‌های متعدد در مواجهه با محدودیت‌های سهمیه انتشار کربن تحت پایلوت معامله می‌کنند. [۱۳,۱۴,۱۵]، ما شواهد جدیدی را برای حمایت از این دیدگاه ارائه می کنیم که شرکت ها به طور کلی سطوح تولید خود را در پاسخ به محدودیت های سهمیه انتشار کاهش می دهند، که سپس به آنها کمک می کند تا به عملکرد زیست محیطی بهتری دست یابند، در حالی که سرمایه گذاری های کمی در حفاظت از محیط زیست تحت مقررات آزمایشی انجام می دهند. بنابراین، یافته‌های ما ارتباطات داخلی بین اجرای آزمایشی تجارت انتشار کربن و ارتقای عملکرد زیست‌محیطی رتبه‌بندی بازار شرکت‌های فهرست‌شده چینی را روشن می‌کند. سوم، با بررسی اثرات تعدیل‌کننده فشارهای محیطی شرکت‌ها و کیفیت کنترل داخلی، این مطالعه شواهد بیشتری در مورد هم افزایی نظارتی ارائه شده توسط مجریان قانون خارجی و حاکمیت داخلی شرکت‌ها ارائه می‌کند و بر ضرورت توسعه مکانیسم‌های نظارتی زیست‌محیطی سیستمی در میان سیاست‌گذاران، قانون تاکید می‌کند. مجریان و مدیران شرکت ها
بخش های باقی مانده از این مقاله عبارتند از: بخش ۲، که بررسی ادبیات و توسعه فرضیه را فراهم می کند. طرح تحقیق ما در معرفی شده است بخش ۳; بخش ۴ نتایج تجربی را نشان می دهد، از جمله رگرسیون پایه، آزمون های استحکام، تجزیه و تحلیل مکانیسم تاثیرگذار، و تحلیل اثر تعدیل کننده. سپس یافته‌های اصلی بیشتر مورد بحث قرار می‌گیرد بخش ۵; و بخش ۶ کل مقاله را به پایان می رساند.
۲٫ بررسی ادبیات و توسعه فرضیه
۲٫۱٫ تأثیرات طرح تجارت انتشار کربن
به عنوان یکی از مقررات زیست محیطی مشوق بازار در سراسر جهان که معمولاً مورد استفاده قرار می گیرد، طرح تجارت انتشار کربن نقش اساسی در درونی کردن اثرات خارجی منفی محیطی شرکت ها ایفا می کند. [۱۶]. از آنجایی که تضادهای بین حفاظت از محیط زیست و توسعه اقتصادی کنونی مشهود است، اثرات عملی طرح تجارت انتشار کربن همچنان در زمینه‌های تحقیقاتی مرتبط کانون توجه است.
هنگام ارزیابی یک سیاست نظارتی، اینکه آیا این سیاست به هدف اصلی خود می رسد یا خیر، همیشه مهمترین شاخص است. با تمرکز بر اثر کاهش انتشار کربن پایه، بایر و آکلین [۱۷] نشان می دهد که طی سال های ۲۰۰۸ تا ۲۰۱۶، سیستم تجارت انتشار گازهای گلخانه ای اتحادیه اروپا (EU-ETS) با موفقیت حدود ۱٫۲ میلیارد تن انتشار دی اکسید کربن را کاهش داده است که معادل ۳٫۸ درصد کاهش افزایشی انتشار کربن در سراسر اروپا است. داده‌های تفصیلی همچنین نتیجه می‌گیرند که کاهش انتشار کربن در چهار کشور اروپایی، از جمله فرانسه، هلند، نروژ، و بریتانیا، به ترتیب حدود ۶ درصد طی سال‌های ۲۰۰۵ تا ۲۰۰۷ و ۱۵ درصد طی سال‌های ۲۰۰۸ تا ۲۰۱۲ بوده است. [۱۸]. اگرچه طرح تجارت انتشار کربن چین هنوز با تجارت نادر بلوغ کمتری دارد و فقط با مرحله اولیه EU-ETS قابل مقایسه است. [۱۹]، ادبیات اخیر شواهدی را ارائه می دهد که در مقایسه با شرکت هایی که توسط پایلوت تنظیم نشده اند، شرکت های تحت نظارت به طور قابل توجهی انتشار دی اکسید کربن خود را کاهش داده اند و در نتیجه کاهش انتشار کربن و همچنین کیفیت هوای منطقه را ارتقا می دهند. [۴,۱۲,۲۰,۲۱]. با اجرای مداوم طرح معاملاتی، اثر مثبت کاهش کربن در بلندمدت قابل توجه است. [۵].
با این حال، بر اساس این واقعیت که منابع مصرف کننده کربن سنتی مانند سوخت های فسیلی هنوز اساس توسعه صنعتی مدرن هستند، طرح تجارت انتشار کربن به طور نامتقارن هزینه های عملیاتی بین شرکت های تنظیم شده و غیرقانونی را افزایش می دهد. [۲۲]و در نتیجه شکاف های موجود در رقابت در بازار شرکت ها را افزایش می دهد [۲۳]. در واقع، با توجه به تأثیرات بر رقابت‌پذیری، نتایج ادبیات موجود مختلط باقی می‌ماند. از منظر نوآوری، نتایج مطالعه عمدتاً نشان می‌دهد که هنگام مواجهه با فشارهای نظارتی محیطی، شرکت‌ها انگیزه‌های قوی برای به حداقل رساندن هزینه‌های نظارتی خود با رعایت الزامات نظارتی دارند. [۶,۱۷]. با توجه به اینکه همیشه انتظار می رود مقررات زیست محیطی برای مدت طولانی و با حمایت دولت و موسسات تحقیقاتی دوام داشته باشد، شرکت ها احتمالاً سرمایه گذاری های خود را در فناوری های سبز افزایش داده و در نتیجه عملکرد نوآوری کاهش کربن بهتری مانند ایجاد سبز بیشتر را دریافت خواهند کرد. ثبت اختراع و بهبود کارایی فنی کم کربن [۷,۱۳,۱۴,۲۴]. ارتباط مثبت بین اجرای پایلوت تجارت کربن چین و بهره وری کل عوامل شرکت های فهرست شده و بهره وری انرژی استانی، بیشتر از اثر نوآوری – ارتقاء پشتیبانی می کند. [۸,۹,۲۵]. با مقایسه هزینه‌ها بین خرید مستقیم سهمیه‌های انتشار کربن و سرمایه‌گذاری در فعالیت‌های نوآوری سبز، ژانگ و همکاران. [۱۵] نشان می دهد که با توجه به اینکه بازار انتشار کربن در چین هنوز در مرحله فعلی کارایی ندارد، طرح تجارت می تواند در واقع مانع از نوآوری های سبز شود، زیرا هزینه انتشار کربن افزایشی شرکت ها نسبتاً پایین است. از منظر کیفیت محصول صادراتی شرکت های چینی، ژانگ و همکاران. (۲۰۲۳) [۲۶] نتیجه گیری کنید که کیفیت محصولات صادراتی شرکت های فهرست شده به طور کلی پس از اجرای سیستم تجارت کربن از کاهش طولانی مدت رنج می برد که عمدتاً به دلیل افزایش هزینه های انطباق ناشی از چنین سیاستی است. با استفاده از داده های مالی شرکت ها از درآمد، دارایی ثابت، سطح اشتغال و سود عملیاتی، Dechezlepretre و همکاران. [۱۸] خلاصه کنید که EU-ETS به طور قابل توجهی عملکرد اقتصادی شرکت های تحت نظارت را بدتر نمی کند، و شواهد اضافی برای نتیجه گیری پیشنهاد شده توسط Dechezlepretre و Sato ارائه می کند. [۲۷] سیاست‌های زیست‌محیطی عموماً منجر به اثرات منفی قابل توجه، اما نسبتاً کوچکی بر شاخص‌های رقابت‌پذیری مانند تجارت، اشتغال، مکان کارخانه و بهره‌وری می‌شوند.
در حالی که اثر نوآوری- ارتقای طرح تجارت انتشار کربن از دیدگاه اصلی فرضیه پورتر حمایت می کند که مقررات زیست محیطی بیش از جبران کامل هزینه های پیروی از آنها، نوآوری ها را تحریک می کند. [۲۸]نگرانی دیگری با فرضیه بهشت آلودگی مطرح شد که بیان می‌کند با افزایش هزینه‌های رعایت محیط‌زیست، شرکت‌ها فعالیت‌های پر آلودگی خود را به مناطقی با مقررات زیست‌محیطی ضعیف منتقل می‌کنند که منجر به نشت آلودگی ناشی از سیاست می‌شود. [۲۷,۲۹]. چندین مطالعه وجود پدیده بهشت آلودگی را که توسط طرح تجارت انتشار کربن به ارمغان می‌آید بررسی می‌کند، اما به یافته‌های متناقضی می‌رسد. به عنوان مثال، با استفاده از داده های استانی و صنعتی از چین، گائو و همکاران. [۱۰] شواهد تجربی را پیدا کنید که ثابت کند برون سپاری انتشار کربن از مناطق آزمایشی به مناطق غیر آزمایشی حرکت می کند. با این حال، اثر سرریز فضایی مثبت در صنعت حمل‌ونقل چین اثبات می‌شود، و نشان می‌دهد که اثر اصلی کاهش کربن را می‌توان به مناطق غیر آزمایشی با فواصل مشابه با مرکز شهر هر استان آزمایشی گسترش داد. [۱۱]. هنگام تمرکز بر طرح تجارت گازهای گلخانه ای منطقه ای ژاپن در توکیو و سایتاما، سادایوکی و آریمورا [۳۰] شواهد اضافی برای اثر سرریز ارائه کنید. آنها نشان می دهند که نهادها نه تنها دی اکسید کربن ساطع شده توسط تسهیلات تنظیم شده خود را در مناطق توکیو و سایتاما کاهش می دهند، بلکه تلاش هایی را برای کاهش انتشار کربن از تأسیسات غیرقانونی خارج از مناطق توکیو و سایتما انجام می دهند.
۲٫۲٫ عوامل موثر بر عملکرد محیطی شرکت
اگرچه هنوز یک تعریف متفق القول وجود ندارد، عملکرد زیست محیطی شرکت عموماً به کمک ها یا آسیب های زیست محیطی ناشی از فعالیت های عملیاتی شرکت اشاره دارد. [۳۱]از جمله، اما نه محدود به، انتشار آلودگی، مصرف بیش از حد انرژی، و ورودی های حفاظت از محیط زیست. از آنجایی که پیگیری عملکرد زیست محیطی مطلوب همیشه به سلسله مراتب بالاتر در عملیات روزانه شرکت تعلق ندارد. [۳۲]، هنگام بحث در مورد روش های بهبود بالقوه برای عملکرد محیطی شرکت در مناطق در حال توسعه، ادبیات عمدتاً بر عوامل تأثیرگذار خارجی مانند مقررات زیست محیطی و الزامات شرکت کنندگان در بازار متمرکز است. [۳۳]. به عنوان مثال، وانگ و همکاران. [۳۴] مقایسه عملکرد زیست محیطی بین شرکت های دولتی و غیر دولتی چینی آنها به این نتیجه رسیدند که شرکت های دولتی چینی عملکرد سطح بالاتری در زمینه حفاظت از محیط زیست دارند، زیرا آنها مسئولیت های بیشتری برای دستیابی به اهداف سیاست دولت دارند. با توجه به شرکت های فهرست شده، نمونه کامل تحقیق، ژانگ و همکاران. [۳۵] نشان می‌دهد که نظارت‌های اجرا شده توسط نهادهای اداری سطح بالاتر تأثیرات مثبت قوی‌تری بر عملکرد زیست‌محیطی شرکت‌ها دارند، در حالی که فعالیت‌های نظارتی انجام‌شده توسط نهادهای بازار، مانند رسانه‌های عمومی، تمایل به دریافت نتایج نسبتاً ضعیف دارند. سپس، با توجه به نقاط قوت مقررات در بین نهادها در همان سطح اداری، شواهد تجربی ارتباط مثبت بین اجرای مقررات زیست محیطی منطقه ای و عملکرد زیست محیطی شرکت را نشان می دهد. [۳۶,۳۷]. علاوه بر این، زمانی که عملکرد زیست‌محیطی شرکت‌ها توسط سرمایه‌گذاران بازار سرمایه مورد نیاز یا ارزیابی می‌شود، شرکت‌ها نیز باید به اطلاعات زیست‌محیطی مطلوب برای نشان دادن ظرفیت‌های پایداری خود و جلب حمایت سهامداران اعتماد کنند و بنابراین منابع بیشتری برای ارتقای عملکرد زیست‌محیطی خود قرار دهند. [۳۳,۳۸]. مبانی شرکتی، مانند حاکمیت داخلی، ساختارهای سهام، شدت نوآوری سبز و درجات دیجیتالی‌سازی، ممکن است عوامل هم افزایی شرکت‌ها برای دستیابی به عملکرد زیست‌محیطی بهتر را ایفا کنند. [۳۹,۴۰,۴۱,۴۲,۴۳].
۲٫۳٫ توسعه فرضیه
همانطور که توسط نظریه نهادی نشان داده شده است، مشروعیت منبع اصلی موفقیت کسب و کار است. بنابراین، با رعایت مقررات قانونی و هنجارهای اجتماعی، شرکت‌ها می‌توانند مشروعیت عملیاتی خود را از تنظیم‌کننده‌های دولتی و سهامداران بازار به رسمیت بشناسند. [۴۴]. تحت هدف نهایی تشدید انتشار کربن از نهادهای عامل، به هر شرکت تحت نظارت مقدار مشخصی از سهمیه انتشار کربن عمدتاً بر اساس سطح انتشار تاریخی آن داده می‌شود. شرکت های تحت نظارت می توانند از سیستم تجارت انتشار کربن برای فروش سهمیه های استفاده نشده خود یا خرید سهمیه های اضافی برای انتشار بیش از حد کربن استفاده کنند. [۴,۴۵]; یعنی تا زمانی که این سهمیه‌ها برای تشویق شرکت‌ها به کاهش فعالیت‌های مصرف‌کننده کربن تعیین شده باشد، شرکت‌های تحت نظارت قطعا با افزایش هزینه‌ها و کاهش سود مواجه خواهند شد، حتی اگر پس از انتخاب در آزمایشی چیزی تغییر ندهند. [۹]. بنابراین، برای پیروی از قوانین نظارتی و حفظ عملکرد عملیاتی، شرکت‌های تحت نظارت انگیزه زیادی برای کاهش انتشار کربن خود دارند که منجر به عملکرد زیست محیطی بهتر در بازار می‌شود.
به طور خاص، شرکت های تحت نظارت ممکن است چندین استراتژی عملی را برای مقابله با مقررات زیست محیطی سخت گیرانه در دوره آزمایشی تجارت انتشار کربن انتخاب کنند. اولین مورد انتقال مستقیم هزینه های افزایشی به مصرف کنندگان بازار است. یک مثال در صنعت برق اروپا رخ می دهد، که در آن مصرف کنندگان برق هزینه های برق بیشتری را متحمل می شوند، زیرا تولید کنندگان برق پس از اجرای EU-ETS هزینه های انتشار کربن بیشتری را پرداخت می کنند. [۲۷]. کاهش سطح تولید اولیه برای کاهش متناسب انتشار کربن دومین گزینه موجود است، زیرا فعالیت‌های تولید بالاتر به ناچار منجر به انتشار کربن بیشتر می‌شود، با فناوری‌ها و امکانات تولید به‌روز نشده. [۴۶]. استراتژی سوم از آنچه که فرضیه پورتر بیان می‌کند پیروی می‌کند، یعنی نوآوری‌های پاک‌تر منجر به بهره‌وری بالاتر و نگرانی‌های زیست‌محیطی در سطح شرکت کمتر در بلندمدت می‌شود، که می‌تواند هزینه‌های افزایشی ناشی از مقررات زیست‌محیطی مانند طرح تجارت انتشار کربن را به طور کامل جبران کند. [۲۸]. با استفاده از پراکسی‌هایی که نوآوری‌های کم کربن را اندازه‌گیری می‌کنند، چندین مطالعه شواهد تجربی را ارائه می‌کنند که از انتخاب‌های شرکت‌ها در مورد استراتژی نوآوری فرضی حمایت می‌کند. [۶,۱۴]. فرضیه بهشت آلودگی گزینه چهارم را برای شرکت های تحت نظارت نشان می دهد. یعنی برای جلوگیری از هزینه‌های زیست‌محیطی اضافی، شرکت‌ها ممکن است فعالیت‌های مصرف‌کننده کربن خود را به خارج از حوزه‌های قضایی تعیین‌شده توسط طرح تجارت انتشار کربن منتقل کنند. [۲۷,۲۹].
در میان استراتژی‌های شناسایی‌شده، کاهش سطح تولید اولیه و ترویج نوآوری‌های سبز موظف به ارتقای دستیابی به اهداف انتشار کربن پایین برای شرکت‌های تحت نظارت و در نتیجه کسب عملکرد زیست‌محیطی مطلوب در رتبه‌بندی بازار است. هدف اصلی برای راهبردهای باقیمانده، انتقال هزینه‌های زیست‌محیطی است که با اجرای مقررات زیست‌محیطی به نهادها یا مناطق غیرقانونی افزایش می‌یابد، به‌جای اینکه باعث انتشار بیشتر کربن یا آلودگی شود. بنابراین، زمانی که شرکت‌های تحت نظارت عمدتاً از استراتژی افزایش قیمت محصول یا استراتژی جابجایی تولید استفاده می‌کنند، سطوح انتشار کربن و عملکرد زیست‌محیطی آنها تغییر قابل‌توجهی را تجربه نمی‌کنند. در مجموع، ما پیشنهاد می‌کنیم که تحت طرح تجارت انتشار کربن، شرکت‌های تحت نظارت عموماً می‌توانند عملکرد زیست‌محیطی بالاتری در مقایسه با شرکت‌های غیرقانونی داشته باشند. بر اساس تحلیل فوق، فرضیه اصلی ما در زیر ارائه شده است و شکل ۱ چارچوب نظری فرضیه اصلی ما را خلاصه می کند:
H1.
پایلوت تجارت انتشار کربن چین به طور قابل توجهی عملکرد زیست محیطی شرکت های تحت نظارت را بهبود می بخشد.
۳٫ طراحی تحقیق
۳٫۱٫ مشخصات مدل
هنگام بررسی تجربی اثرات اجتماعی-اقتصادی یک سیاست برون زا که نهادهای خاصی را هدف قرار می دهد، روش تفاوت در تفاوت (DID) به طور گسترده مورد استفاده قرار گرفته است، هم به این دلیل که نگرانی های درون زا بالقوه را از یک طراحی مدل موثر کاهش می دهد و هم به این دلیل که خالص را نشان می دهد. تأثیرات چنین سیاستی با در نظر گرفتن همزمان تفاوت در روندهای زمانی و ویژگی های گروه. برای بررسی تجربی تاثیر پایلوت تجارت انتشار کربن بر کیفیت رویه‌های توسعه پایدار شرکت‌های فهرست‌شده چینی در جنبه‌های مرتبط با محیط زیست، از روش تفاوت در تفاوت (DID) برای ساخت مدل (۱)، به دنبال موجود استفاده می‌کنیم. ادبیات [۷,۱۳,۱۸,۴۷]:
Envscoreآی تی = a0 + الف۱CCETآی تی + الف۲اندازهآی تی + الف۳لوآی تی + الف۴بلندآی تی + الف۵مستقلآی تی + الف۶آلودگیآی تی + سال + Ind + e
که در آن متغیر وابسته، CCET، نشان می‌دهد که آیا یک شرکت چینی فهرست شده برای شرکت در پایلوت تجارت انتشار کربن در سال مشاهده انتخاب شده است یا خیر. به طور خاص، اگر شرکت تحت نظارت یک مبادله انتشار کربن چین در سال مشاهده باشد، متغیر CCET برابر است با یک و در غیر این صورت صفر است. به این معنی که متغیر CCET تنها زمانی برابر است که یک مشاهده سال شرکت در نمونه تحقیق به طور همزمان هم به گروه درمان و هم به دوره اجرای سیاست تعلق داشته باشد و بنابراین در طرح تحقیق DID، ضریب رگرسیون متغیر CCET در واقع تاثیر خالص پایلوت تجارت انتشار کربن در چین را نشان می دهد. متغیر وابسته Envscore نشان دهنده کیفیت شیوه های توسعه پایدار مرتبط با محیط زیست یک شرکت است که به صورت تجربی توسط بلومبرگ رتبه بندی شده است. متغیرهای کنترل شامل لگاریتم طبیعی درآمد سالانه شرکت (اندازه)، نسبت اهرم پایان سال (Lev)، بازده کل دارایی ها (ROA)، نسبت مدیر مستقل (مستقل)، و اینکه آیا شرکت به عنوان یک شرکت در نظر گرفته می شود. واحد پایش آلودگی کلیدی توسط دولت محلی (آلودگی). Year و Ind متغیرهای ساختگی هستند که سال و اثرات صنعتی را کنترل می کنند، در حالی که ε ترم باقیمانده است. میز ۱ محاسبات دقیق همه متغیرهای وابسته، مستقل و کنترل را ارائه می دهد. ضریب α۱ چیزی است که ما به آن علاقه مندیم و انتظار می رود که به طور قابل توجهی مثبت باشد.
۳٫۲٫ انتخاب نمونه
داده‌های مربوط به وضعیت مشارکت شرکت‌های چینی در پایلوت تجارت انتشار کربن از وب‌سایت‌های رسمی مبادلات انتشار کربن چین (شنژن، شانگهای، پکن، گوانگژو، تیانجین، هوبی، چونگ کینگ و فوجیان) و از CSMAR (بازار سهام چین) جمع‌آوری شده است. و تحقیقات حسابداری) پایگاه داده، در حالی که امتیازات زیست محیطی سالانه شرکت ها از سیستم رتبه بندی ESG بلومبرگ جمع آوری شده است. سایر داده‌های سطح شرکت از پایگاه‌های داده CSMAR و WIND جمع‌آوری می‌شوند. با توجه به دوره اجرای آزمایشی و همچنین برای از بین بردن تأثیرات ناشی از همه‌گیری کووید، داده‌های سال شرکت را از ۲۰۱۱ تا ۲۰۱۹ انتخاب می‌کنیم. قبل از ساختن نمونه تحقیق، رویه‌های زیر را اجرا می‌کنیم: (۱) همه شرکت‌های فعال در بخش مالی مستثنی هستند؛ (۲) شرکت هایی که در سال مشاهده توسط ناظران بازار سرمایه برچسب “ST” (رفتار ویژه) یا “PT” (انتقال خاص) دارند، پس از آن مستثنی می شوند. (۳) مشاهدات با داده های از دست رفته نیز حذف می شوند. نمونه نهایی تحقیق شامل ۷۰۸۴ مشاهده است. برای کاهش اثرات بالقوه ناشی از مقادیر شدید، همه داده‌های پیوسته در سطح ۱% بالا و پایین Winsorized می‌شوند. جدول ۲ در زیر فرآیند استخراج داده های ما را خلاصه می کند.
۴٫ نتایج تجربی
۴٫۱٫ آمار توصیفی
جدول ۳ آمار توصیفی نمونه ما را ارائه می دهد. به طور متوسط، از سال ۲۰۱۱ تا ۲۰۱۹، تنها ۴ درصد از شرکت های چینی فهرست شده ملزم به شرکت در پایلوت تجارت انتشار کربن بودند، در حالی که حدود ۲۵ درصد از شرکت های فهرست شده به عنوان واحدهای نظارت بر آلودگی تلقی می شدند. رتبه بندی بر اساس استانداردهای رتبه بندی بلومبرگ ESG، امتیازات زیست محیطی شرکت ها تا حد زیادی از ۲٫۰۸ تا ۴۱٫۰۹ با انحراف استاندارد ۷٫۳۲ و ۹٫۳۰ به عنوان سطح میانه تفاوت زیادی داشت. میانگین مقادیر متغیر Lev و متغیر ROA به ترتیب ۰٫۴۸ و ۰٫۰۵ است و میانگین نسبت مستقل همه شرکت‌های نمونه تحقیق ما حدود ۴۰ درصد است.
۴٫۲٫ نتایج رگرسیون پایه
ما ابتدا از روش OLS (کمترین مربع معمولی) برای رگرسیون مدل پایه خود (۱) استفاده می کنیم و نتایج رگرسیون را در جدول ۴. یک ضریب مثبت قابل توجه متغیر CCET نشان می‌دهد که، مطابق با فرضیه ما، شرکت‌ها معمولاً در فعالیت‌های عملیاتی مرتبط با محیط‌زیست خود پس از ملزم به شرکت در پایلوت تجارت انتشار کربن، در مقایسه با شرکت‌هایی که انتخاب نشده‌اند، عملکرد بهتری دارند.
۴٫۳٫ تست های استحکام
از نظر تئوری، نتایج رگرسیون ممکن است تحت تأثیر عوامل فنی مانند روش های رگرسیون و انتخاب نمونه تحقیق قرار گیرد. برای کاهش چنین نگرانی های درون زا در مورد نتایج پایه خود، ما سه تست استحکام را در این بخش اجرا کردیم.
۴٫۳٫۱٫ رگرسیون اثر ثابت در سطح شرکت
در مقایسه با روش OLS، مدل اثر ثابت می‌تواند تأثیرات بالقوه ناشی از ویژگی‌های خاص فردی شرکت‌ها را به روشی مؤثرتر کاهش دهد. بنابراین، برای کاهش نگرانی‌ها مبنی بر اینکه برخی عوامل غیرقابل مشاهده نیز می‌توانند تأثیرات قابل‌توجهی بر نتایج پایه ما داشته باشند، از مدل اثر ثابت سطح شرکت برای آزمایش مجدد مدل (۱) استفاده می‌کنیم و نتایج تجربی را در پانل A ارائه می‌کنیم. جدول ۵ زیر ضریب متغیر CCET 1.674 است و در سطح ۱% معنی‌دار است و ثابت می‌کند که نتایج پایه ما تحت روش‌های مختلف رگرسیون قوی هستند.
۴٫۳٫۲٫ به استثنای مشاهدات در سال ۲۰۱۵ و پس از آن
یک توضیح جایگزین از نتایج پایه بیان می کند که تأثیرات قابل توجه مشاهده شده را می توان توسط قانون جدید حفاظت از محیط زیست چین، که از ابتدای سال ۲۰۱۵ اجرا شد، ایجاد کرد. هم هزینه های مالی و هم هزینه های اداری رفتارهای آلوده کننده محیط زیست شرکت ها را افزایش می دهد. بنابراین، تحت فشارهای نظارتی یک قانون سخت‌گیرانه‌تر، شرکت‌های بورسی، به‌ویژه شرکت‌هایی که قبلاً در پایلوت تجارت انتشار کربن انتخاب شده‌اند، احتمالاً اقداماتی را برای کاهش سطح آلودگی اولیه خود و در نتیجه کسب رتبه‌های زیست محیطی بالاتر توسط فعالان بازار سرمایه انجام می‌دهند.
با توجه به اینکه اجرای بین خط مشی متمرکز ما و قانون جدید حفاظت از محیط زیست همپوشانی دارد، ما مشاهدات یک ساله شرکت در سال ۲۰۱۵ و پس از آن را برای تقویت بیشتر نتایج پایه خود حذف می کنیم. نمونه رگرسیون در این آزمون استحکام شامل ۱۸۲۹ مشاهدات سال شرکتی از سال ۲۰۱۱ تا ۲۰۱۴ است. نتایج رگرسیون در پانل B نشان داده شده است. جدول ۵ صحت یافته های اصلی ما را در جدول ۴.
۴٫۳٫۳٫ روش تطبیق امتیاز تمایل (PSM).
از آنجایی که شرکت در پایلوت تجارت انتشار کربن توسط خود شرکت‌ها تصمیم‌گیری نمی‌شود، ممکن است این نگرانی ایجاد شود که تنها شرکت‌هایی با عملکرد زیست‌محیطی بالاتر یا پایین‌تر تحت تأثیر پایلوت قرار می‌گیرند و به طور بالقوه مشکلات درون‌زایی شدیدی را ایجاد می‌کند که نتایج پایه ما به سادگی ایجاد می‌شوند. با روش انتخاب قبلی برای کاهش تجربی چنین نگرانی درون‌زایی، شرکت‌های پایلوت تجارت انتشار کربن را به‌عنوان گروه درمان در نظر می‌گیریم و سپس از روش تطبیق امتیاز تمایل برای انتخاب شرکت‌هایی استفاده می‌کنیم که شباهت‌هایی به گروه درمان دارند، اما در آزمایشی به‌عنوان کنترل انتخاب نشده‌اند. گروه
با توجه به اینکه سازمان‌های دولتی مانند مبادلات انتشار کربن ممکن است فهرست‌های تنظیمی انتشار کربن را هر سال بازبینی کنند تا به وضوح اولین سال شرکت هر شرکت در آزمایشی را شناسایی کنند، ما از شرکت‌های گروه مورد مطالعه می‌خواهیم که داده‌های معاملاتی متوالی را از سال اول خود در این سال داشته باشند. آزمایشی تا سال ۲۰۱۹٫ سپس، از متغیر Size، Lev، Independent و Pollution به عنوان متغیرهای منطبق برای انتخاب گروه کنترل از بین تمامی صنایعی که شرکت های مورد مطالعه در آن فعالیت می کنند، استفاده می کنیم. به طور خاص، برای هر شرکت در گروه مورد مطالعه، یک شرکت را به عنوان نمونه همسان آن انتخاب کردیم. در مرحله بعد، سالی را که یک شرکت برای شرکت در پایلوت تجارت انتشار کربن در اولین بار انتخاب می شود، به عنوان سال صفر تعیین می کند. شکل ۲ روند متغیر وابسته Env_score بین تیمار و گروه کنترل را نشان می دهد. واضح است که قبل از پایلوت، یک روند کهنه بین دو گروه نشان داده می‌شود، در حالی که تفاوت روند پس از تحت تأثیر قرار گرفتن گروه مورد مطالعه از پایلوت بیشتر می‌شود.
برای اطمینان از استحکام، ما هر دو روش OLS و ثابت در سطح شرکت را برای بررسی نتایج پایه خود با استفاده از نمونه PSM و نشان دادن نتایج تجربی در پانل A اجرا کردیم. جدول ۶. ضرایب مثبت قابل توجه متغیر CCET نشان می دهد که نتایج پایه ما از نظر آماری ثابت هستند. ما همچنین نتایج آزمون تعادل نمونه را در پانل B ارائه می دهیم جدول ۶ برای ارائه جزئیات بیشتر از روش PSM. با مقایسه مقادیر t قبل و بعد از روش PSM، بدیهی است که تفاوت های متغیر بین مطالعه و گروه کنترل به طور موثر با روش PSM به حداقل رسیده است.
سپس، برای شرکت‌های نمونه PSM، فرض می‌کنیم که پایلوت تجارت انتشار کربن یک سال دیرتر از سال واقعی خود شروع می‌شود و از روش آزمایش پلاسبو برای کاهش نگرانی‌های بالقوه استفاده می‌کنیم که تأثیر قابل‌توجه آزمایشی می‌تواند ناشی از روندهای زمانی باشد یا توسط عوامل غیر قابل مشاهده در بخش آزمون دارونما، در صورتی که علیت فرضی ما وجود داشته باشد، ضریب ناچیزی از متغیر CCET انتظار می رود. جدول ۷ در زیر نتایج آزمایش های دارونما را نشان می دهد. ضرایب ناچیز متغیر CCET تحت هر دو روش OLS و رگرسیون اثر ثابت در سطح شرکت، اعتبار آزمون PSM را بیشتر تقویت می کند.
۴٫۴٫ تجزیه و تحلیل مکانیزم تأثیرگذار
همانطور که در بخش ۲٫۳، ادبیات فعلی نشان می دهد که هنگام مواجهه با فشارهای کاهش انتشار کربن از سوی تنظیم کننده های بازار، شرکت ها عمدتاً سطح تولید خود را کاهش می دهند یا سرمایه گذاری بیشتری در جنبه های حفاظت از محیط زیست مانند تسهیلات صرفه جویی در انرژی و همچنین نوآوری های فناوری سبز انجام می دهند. [۴۸,۴۹]. با این وجود، در مقایسه با کاهش مستقیم سطح تولید برای برآورده کردن الزامات انتشار کربن، ایجاد یک سرمایه‌گذاری سبز هم به منابع مالی و هم به دوره‌های آماده‌سازی و اجرا نیاز دارد و بنابراین راهی نسبتاً پرهزینه برای شرکت‌ها برای استفاده در کوتاه‌مدت می‌شود. [۴۶]. بنابراین، یک مکانیسم داخلی اصلی در توضیح اینکه چگونه شرکت‌های منتخب عملاً عملکرد زیست‌محیطی خود را بهبود می‌بخشند، می‌تواند کانال تولید پایین‌تر باشد، در حالی که کانال سرمایه‌گذاری سبز فزاینده فرضی ممکن است نقشی جزئی داشته باشد.
برای بررسی تجربی اثر میانجی دو کانال بالقوه، با پیروی از روش مشخصات مدل استفاده شده توسط بارون و کنی [۵۰]، مدل (۲) و مدل (۳) را مطابق شکل زیر می سازیم. متغیر Production و متغیر Envinv به ترتیب سطح تولید و میزان سرمایه گذاری محیطی یک شرکت را نشان می دهد. داده های مالی اصلی از پایگاه داده CSMAR جمع آوری شد. برای متغیر تولید، ابتدا از معادله حسابداری پایه برای تخمین مقدار تولید یک شرکت استفاده می کنیم و سپس آن را بر ارزش کل دارایی پایان سال شرکت برای تکمیل محاسبه تقسیم می کنیم. برای متغیر Envinv، از شکل لگاریتمی طبیعی مبلغ سرمایه گذاری حفاظت از محیط زیست هر شرکت که در گزارش های سالانه آن منتشر شده است استفاده می کنیم.
با توجه به اصول اولیه آزمون اثر میانجی و بر اساس نتایج رگرسیون مدل (۱)، مکانیزم تأثیرگذار فرضی در صورتی برقرار است که ضریب متغیر CCET در مدل (۲) و ضریب متغیر تولید (Envinv) در مدل (۳) همه قابل توجه هستند. به طور خاص، برای معتبر بودن کانال تولید کاهش دهنده، هر دو α۱ در مدل (۲) و α۲ در مدل (۳) باید به طور قابل توجهی منفی باشد. با این حال، برای اینکه کانال سرمایه گذاری سبز فزاینده از نظر تجربی قابل اعتماد باشد، هر دو α۱ در مدل (۲) و α۲ در مدل (۳) باید به طور قابل توجهی مثبت باشد.
تولیدآی تی (Envinvآی تی) = الف۰ + الف۱CCETآی تی + الف۲اندازهآی تی + الف۳لوآی تی + الف۴بلندآی تی + الف۵مستقلآی تی + الف۶آلودگیآی تی + سال + Ind + e
Envscoreآی تی = a0 + الف۱CCETآی تی + الف۲تولید آی تی (Envinvآی تی) + الف۳اندازهآی تی + الف۴لوآی تی + الف۵بلندآی تی + الف۶مستقلآی تی + الف۷آلودگیآی تی + سال + Ind + e
پنل A و پنل B در جدول ۸ اثر میانجی را به ترتیب کانال کاهش سطح تولید و کانال افزایش سرمایه سبز را بررسی می کند. هم ضرایب رگرسیون و هم نتایج آزمون سوبل نشان می دهد که تنها کانال سطح تولید پایین تر از نظر آماری معتبر است. با این حال، اگرچه ضریب رگرسیون متغیر Envinv در پانل B از نظر آماری در سطح ۱% مثبت است، ضریب ناچیز متغیر CCET در مدل (۲) نشان می‌دهد که شرکت‌ها عموماً زمانی که هستند، سطح سرمایه‌گذاری سبز خود را افزایش نمی‌دهند. در پایلوت تجارت انتشار کربن، حتی اگر چنین سرمایه‌گذاری‌هایی احتمالاً توسط مؤسسات حرفه‌ای بازار ارزیابی مطلوبی داشته باشند.
۴٫۵٫ تجزیه و تحلیل اثر تعدیل کننده
در حالی که اثربخشی طرح تجارت انتشار کربن به طور کلی ثابت شده است که به طور پایدار به اهداف دولت در مورد حفاظت از محیط زیست و بی طرفی کربن در بلندمدت می رسد، تقویت تأثیرات طرح تجارت انتشار کربن به موضوعی نوظهور برای مطالعات بیشتر تبدیل شده است. ادبیات موجود اثرات هم افزایی قوانین تجارت، از جمله قیمت کربن و روش های تخصیص سهمیه انتشار تعیین شده توسط طرح تجارت کربن را مورد بحث قرار می دهد. [۵,۱۷,۴۷]. ما در این بخش بر دو عامل تعدیل کننده بالقوه در سطح شرکت تمرکز می کنیم، به ترتیب فشار محیطی و کیفیت کنترل داخلی.
در هر دو جنبه نظری و عملی، مقررات سختگیرانه زیست محیطی باعث می شود شرکت ها منابع بیشتری را برای دستیابی به اهداف زیست محیطی اختصاص دهند. [۳۷]. دلایل پشت چنین واقعیتی از دو جنبه ناشی می شود: اولین جنبه این است که نهادهای دولتی با استفاده از ابزار اداری برای افزایش فشارهای محیطی شرکت ها، نظارت دقیق تری بر شرکت هایی که باعث آلودگی شدید یا گسترده می شوند، معطوف می کنند. [۳۶]; و مورد دوم این است که ذینفعان بازار سرمایه، مانند سرمایه گذاران، مصرف کنندگان، تامین کنندگان و رسانه های اجتماعی، شرکت های آلوده کننده سنگین را به عنوان همتایان با خطرات بالای انطباق در نظر می گیرند و بیشتر بر روش های مبتنی بر بازار تکیه می کنند تا شرکت ها را به دنبال بهبود محیط زیست سوق دهند. کارایی. بنابراین، هنگامی که با فشارهای محیطی بیشتر ناشی از فعالیت‌های آلاینده قبلی مواجه می‌شویم، شرکت‌ها برای ارتقای عملکرد زیست‌محیطی تحت مقررات جدیدی مانند طرح تجارت انتشار کربن ضروری‌تر هستند.
علاوه بر این، کیفیت کنترل داخلی بهتر ممکن است طرح تجارت انتشار کربن را در ارتقای عملکرد زیست محیطی شرکت به دو صورت هم افزایی کند: اول، اثربخشی کنترل داخلی با کارایی عملیاتی و سرمایه‌گذاری شرکت همبستگی مثبت دارد. [۵۱,۵۲]تضمین پاسخ‌های باکیفیت شرکت‌ها در برخورد با معایب محیطی؛ و دوم، از آنجایی که مشکل عدم تقارن اطلاعاتی در شرکت‌هایی با کیفیت کنترل داخلی بهتر کمتر است، فعالان بازار معمولاً مایلند منابع مالی و اعتماد بیشتری به اطلاعات افشا شده در اختیار شرکت‌ها قرار دهند. [۵۳,۵۴]، و در نتیجه به شرکت ها کمک می کند تا عملکرد زیست محیطی خود را تحت تغییرات نظارتی ناگهانی افزایش دهند.
بر اساس تحلیل‌های بالا، ما پیشنهاد می‌کنیم که فشارهای محیطی بالاتر و کیفیت کنترل داخلی بهتر اثرات هم افزایی بر ارتباط بین پایلوت تجارت انتشار کربن چینی و عملکرد زیست‌محیطی شرکت دارند. برای بررسی تجربی اثرات تعدیل کننده، مدل (۴) را به صورت زیر می سازیم:
Envscoreآی تی = a0 + الف۱CCETآی تی × EPآی تی (مدار مجتمعآی تی) + الف۲CCETآی تی + الف۳Epآی تی (مدار مجتمعآی تی) + الف۴اندازهآی تی + الف۵لوآی تی + الف۶بلندآی تی + الف۷مستقلآی تی + الف۸آلودگیآی تی + سال + Ind + e
که در آن متغیر EP و متغیر IC به ترتیب نشان دهنده فشار محیطی و کیفیت کنترل داخلی شرکت های چینی فهرست شده است. ما هزینه‌های سالانه دولت در مورد آلاینده‌های هوای منتشر شده شرکت‌ها را به عنوان منبع داده اصلی برای محاسبه متغیر EP جمع‌آوری کردیم. به طور خاص، نسبت بار آلاینده هوا به درآمد برای تشخیص شرکت‌هایی با فشار محیطی بالاتر و شرکت‌هایی که فشار کمتری دارند، استفاده می‌شود. اگر نسبت شارژ آلاینده هوای یک شرکت از سطح متوسط صنعتی در سال مشاهده بیشتر باشد، متغیر EP آن شرکت برابر با یک و در غیر این صورت صفر است. به همین ترتیب، پس از جمع‌آوری شاخص کیفیت کنترل داخلی اصلی از پایگاه داده DIB، اگر کیفیت کنترل داخلی یک شرکت بالاتر از سطح صنعتی که شرکت در سال مشاهده فعالیت می‌کند، IC متغیر را یک و در غیر این صورت صفر می‌کنیم. در این بخش، ضریب رگرسیون عبارت تعامل CCET × EP (IC) اثرات ترکیبی پایلوت تجارت انتشار کربن و ویژگی‌های شرکت‌های فهرست‌شده را نشان می‌دهد.
در حالی که مشاهدات سال شرکت را با داده های از دست رفته کنار می گذاریم، از هر دو روش OLS و اثر ثابت سطح شرکت برای اطمینان بیشتر از استحکام استفاده می کنیم. نتایج رگرسیون در رابطه با اثرات تعدیل کننده فشارهای محیطی شرکت ها و کیفیت کنترل داخلی در پانل A و پانل B نشان داده شده است. جدول ۹، به ترتیب. ضرایب مثبت قابل توجهی از شرایط تعامل نشان می‌دهد که پایلوت تجارت انتشار کربن بهبودهای بیشتری در عملکرد زیست‌محیطی شرکت‌ها خواهد داشت، زمانی که شرکت‌ها با فشارهای محیطی بیشتری روبرو هستند یا کیفیت کنترل داخلی بالاتری دارند.
۵٫ بحث
ما شواهد تجربی را در مورد اینکه آیا و چگونه پایلوت تجارت انتشار کربن چین بر عملکرد زیست محیطی رتبه‌بندی بازار شرکت‌های فهرست‌شده تأثیر می‌گذارد، ارائه می‌کنیم و بنابراین دامنه تحقیقات مرتبط را از دیدگاه ارزیابی بازار سرمایه گسترش می‌دهیم. با این حال، مشابه با ادبیات خروجی، به عنوان مثال، [۴,۵,۶,۷,۸,۹]هدف نهایی این مطالعه بررسی این موضوع است که آیا و چگونه پایلوت تجارت انتشار کربن بر شرکت‌های تحت نظارت در بازار سرمایه چین تأثیر می‌گذارد. به طور کلی، ما نتایج مطلوب بیشتری را در مورد اولین شیوه‌های نظارتی کاهش کربن با انگیزه بازار چین ارائه می‌کنیم، و بیان می‌کنیم که در مقایسه با شرکت‌هایی که ملزم به شرکت در آزمایش نیستند، شرکت‌های تحت نظارت سطح تولید خود را پایین می‌آورند و بنابراین به عملکرد زیست‌محیطی بالاتر بر اساس رتبه‌بندی دست می‌یابند. نهادی در بازار سرمایه برای شرکت‌هایی که توسط پایلوت تنظیم نشده‌اند، عملکرد زیست‌محیطی آنها در طول دوره تحقیقاتی ما تغییر قابل‌توجهی نشان نمی‌دهد، همانطور که در نشان داده شده است شکل ۲. با این حال، نتایج اصلی ما اثر نشت کربن شناسایی شده را انکار نمی کند [۱۰]به این صورت که شرکت‌های فهرست‌شده تحت نظارت ممکن است شرکت دیگری را برای انتقال انتشار کربن بالقوه انتخاب نکنند، حتی اگر شرکت توسط آزمایشی تنظیم نشده باشد. در عوض، فعالیت‌های بالقوه برون‌سپاری انتشار کربن ممکن است به‌طور تجربی بین شرکت‌های تحت نظارت و شرکت‌های وابسته به آنها یافت شود، که داده‌های آن در مرحله فعلی قابل مشاهده نیست.
یکی از محدودیت‌های این مقاله در بررسی چگونگی استفاده و ارزیابی نهادهای بازار سرمایه از داده‌های عملکرد محیطی شرکت در سیستم رتبه‌بندی خود وجود دارد. اگرچه ملاحظات معمول رتبه‌بندی و نتایج رتبه‌بندی معمولاً در دسترس عموم است، اما محققان در صورت دسترسی به شیوه‌های رتبه‌بندی واقعی در بازار سرمایه، فرآیندهای اولیه تبدیل سیاست‌های نظارتی محیط‌زیست به اطلاعات ارزش‌افزاینده در بازار سرمایه را روشن‌تر می‌کنند. نهادها بنابراین امیدواریم که مطالعات بیشتر با اجرای مطالعات میدانی یا موردی، تکمیل کننده این محدودیت در موضوع باشد.
علاوه بر اثبات اعتبار موضوع تحقیق ما، نتایج رگرسیون همچنین برخی از جهت گیری های بالقوه را برای تحقیقات آینده پیشنهاد می کند. به عنوان مثال، ضریب رگرسیون متغیر CCET در پانل A از جدول ۸ در هنگام بررسی کانال تولید کاهش قابل توجه باقی می ماند، به این معنی که ممکن است مکانیسم های تأثیرگذار دیگری وجود داشته باشد که می تواند ارتباط بین پایلوت تجارت انتشار کربن و عملکرد زیست محیطی شرکت های فهرست شده چینی را توضیح دهد. علاوه بر آن، از تحلیل‌های اثر میانجی، شایان ذکر است که هنگام برخورد با مقررات زیست‌محیطی، شرکت‌های فهرست‌شده چینی معمولاً در انتخاب عدم سرمایه‌گذاری در فعالیت‌های نوآوری سبز، بلکه به سادگی سطح تولید خود را پایین می‌آورند، کوته‌بین هستند. ما حدس می زنیم که چنین وضعیت ناپایداری ممکن است تحت تأثیر برخی قوانین نابالغ در پایلوت تجارت انتشار کربن باشد، و بنابراین پیشنهاد می کنیم مطالعات بیشتری را برای همگام شدن با این جهت بالقوه در یافتن دلایل داخلی و اقدامات بهبود انجام دهیم. علاوه بر این، تحقیقات آینده ممکن است بر ارتباطات بالقوه بین سایر تغییرات نهادی و رفتارهای مرتبط با محیط زیست شرکت‌ها تمرکز کند، یا مقایسه شیوه‌های کاهش انتشار کربن در بین بازارهای سرمایه مختلف را به عنوان یک نقطه شروع عملی در نظر بگیرد.
۶٫ نتیجه گیری
با استفاده از داده‌های شرکت‌های چینی A-share از سال ۲۰۱۱ تا ۲۰۱۹، ما به طور تجربی ارتباطات بالقوه بین پایلوت تجارت انتشار کربن چین و عملکرد زیست‌محیطی شرکت‌ها را بررسی می‌کنیم. نتایج اصلی نشان می‌دهد که شرکت‌ها پس از انتخاب برای شرکت در پایلوت، عملکرد زیست‌محیطی خود را بهبود خواهند بخشید. چندین تست استحکام نیز برای اثبات صحت نتایج ما اجرا شده است. دوم، تحلیل‌های مکانیزم تأثیرگذار نشان می‌دهد که کانال تولید کاهش‌یافته نقش اساسی در توضیح ارتباطات شناسایی‌شده ما دارد، در حالی که قدرت توضیحی کانال افزایش سرمایه‌گذاری سبز برجسته نیست. سوم، نتایج آزمایش‌های اثر تعدیل‌کننده نشان می‌دهد که همراه با توسعه بازار تجارت انتشار کربن، تنظیم‌کننده‌ها می‌توانند برای تقویت اجرای مقررات زیست‌محیطی و بهبود حاکمیت داخلی شرکت‌ها برای به حداکثر رساندن تأثیرات مطلوب سیاست‌های سازگار با محیط‌زیست تلاش کنند.
بر اساس یافته‌های اصلی در این مطالعه، پیامدها برای اقدامات نظارتی زیست‌محیطی آتی ممکن است شامل بهبود عملکرد زیست‌محیطی شرکت‌های فهرست‌شده در بلندمدت باشد، مقررات زیست‌محیطی بیشتر، تشویق یا ملزم به فعالیت‌های حفاظت از محیط زیست شرکت‌ها که می‌تواند با دقت طراحی و اجرا شود. در آینده، زیرا چنین مقررات انگیزشی در بازار یا اداری احتمالاً تأثیرات قابل توجهی بر تصمیمات عملیاتی شرکت های فهرست شده خواهد داشت. دوم، قابل توجه است که تحت مقررات زیست محیطی که ممکن است بار اقتصادی بیشتری را به همراه داشته باشد، شرکت های فهرست شده عموماً به جای سرمایه گذاری سبز بلندمدت، عملکرد زیست محیطی خود را به بهای کاهش مستقیم سطح تولید ارتقا می دهند. این پدیده باید با تعدیل‌های نظارتی مانند اعطای یارانه برای شرکت‌ها برای تجهیز تسهیلات سبزتر و تعیین یک دوره انتقالی برای شرکت‌ها برای آمادگی بهتر برای مقررات زیست‌محیطی سخت‌گیرانه‌تر بهبود یابد، زیرا توسعه پایدار مستلزم یافتن نقطه تعادل بین تعقیب منافع اقتصادی شرکت‌ها و محیط‌زیست است. فعالیت های حفاظتی سوم، حصول اطمینان از اجرای قانون محیط زیست و ایجاد سیستم حاکمیت داخلی بهتر توسط شرکت ها نیز برای سیاست زیست محیطی که به خوبی طراحی شده و نقش تقویت شده ای ایفا کند، ضروری است. بنابراین، به تنظیم‌کنندگان در نهادهای قانونی و بازار سرمایه توصیه می‌شود که مکانیسم‌های حمایتی با کیفیت بالا را در ارتقای اثربخشی سیاست‌های زیست‌محیطی به‌خوبی طراحی‌شده فراهم کنند.
مشارکت های نویسنده
مفهوم سازی، LZ و JC. روش، LZ و JC. نرم افزار، LZ; اعتبار سنجی، LZ، AO، JC و XG. تحلیل رسمی، LZ; منابع، LZ و XG. مدیریت داده، LZ; نوشتن – آماده سازی پیش نویس اصلی، LZ; نوشتن – بررسی و ویرایش، AO و JC. نظارت، AO و XG؛ مدیریت پروژه، AO و XG؛ تأمین مالی، AO، JC و XG همه نویسندگان نسخه منتشر شده نسخه خطی را خوانده و با آن موافقت کرده اند.
منابع مالی
این تحقیق توسط Grant-in-Aid for Scientific Research (C) با شماره کمک مالی ۲۲K01780 توسط بنیاد ملی علوم طبیعی چین با شماره کمک مالی ۷۲۲۷۲۰۱۰ تامین شده است.
بیانیه هیئت بررسی نهادی
قابل اجرا نیست.
بیانیه رضایت آگاهانه
قابل اجرا نیست.
بیانیه در دسترس بودن داده ها
داده های این مقاله را می توان از CSMAR جمع آوری کرد (https://cn.gtadata.com/، قابل دسترسی در ۱۵ دسامبر ۲۰۲۲) و پایگاه داده DIB (http://www.dibdata.cn/، قابل دسترسی در ۱۵ دسامبر ۲۰۲۲).
قدردانی
این تحقیق همچنین توسط برنامه بورس تحصیلی مشترک CSC-YNU پشتیبانی شد.
تضاد علاقه
نویسندگان هیچ تضاد منافع را اعلام نمی کنند. تامین کنندگان مالی هیچ نقشی در طراحی مطالعه نداشتند. در جمع آوری، تجزیه و تحلیل یا تفسیر داده ها؛ در نگارش نسخه خطی؛ یا در تصمیم گیری برای انتشار نتایج.
منابع
- گزارش شش ارزیابی IPCC. تغییر آب و هوا ۲۰۲۲: کاهش تغییرات آب و هوا. در دسترس آنلاین: https://www.ipcc.ch/report/ar6/wg3/ (دسترسی در ۱۵ مه ۲۰۲۳).
- سازمان جهانی هواشناسی در دسترس آنلاین: https://public.wmo.int/en/media/press-release/greenhouse-gas-bulletin-another-year-another-record (دسترسی در ۱۵ فوریه ۲۰۲۳).
- آهنگ، دی. زو، دبلیو. وانگ، ب. شواهد میکرو تجربی بر اساس شرکت‌های تجارت کربن چین: تجارت انتشار کربن، روش‌های تخصیص سهمیه و نوآوری سبز شرکتی. مردم چین منبع. تقریبا. ۲۰۲۱، ۳۱، ۳۷-۴۷٫ (به زبان چینی) [Google Scholar]
- ژوان، دی. ما، ایکس. Shang, Y. آیا سیاست چین در تجارت انتشار کربن می تواند باعث کاهش انتشار کربن شود؟ جی. پاک. تولید ۲۰۲۰، ۲۷۰، ۱۲۲۳۸۳٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- شی، بی. لی، ن. گائو، کیو. لی، جی. مشوق‌های بازار، تخصیص سهمیه کربن و کاهش انتشار کربن: شواهدی از سیاست آزمایشی تجارت کربن در چین. جی. محیط زیست. مدیریت ۲۰۲۲، ۳۱۹، ۱۱۵۶۵۰٫ [Google Scholar] [CrossRef] [PubMed]
- چن، ی. یائو، ز. ژونگ، کی. آیا مقررات زیست محیطی انتشار کربن و آلودگی هوا نوآوری فناوری سبز را تقویت می کند: شواهدی از شهرهای سطح استان چین. J. Clean Prod. 2022، ۳۵۰، ۱۳۱۵۳۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- Lv، M. بای، M. ارزیابی سیاست تجارت انتشار کربن چین از نوآوری شرکت. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری شکاف. تبدیل شد. ۲۰۲۱، ۳۹، ۱۰۱۵۶۵٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- شیائو، جی. لی، جی. زو، بی. زی، ال. هو، ی. Huang, J. ارزیابی تأثیر طرح تجارت انتشار کربن بر بهره وری کل عوامل شرکت های چینی. J. Clean Prod. 2021، ۳۰۶، ۱۲۷۱۰۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- پان، X. Pu، C. یوان، اس. شو، اچ. تأثیر طرح تجارت انتشار کربن پایلوت های چینی بر بهره وری کل عوامل شرکت ها: نقش تعدیل کننده مشارکت دولت و کارایی بازار تجارت کربن. جی. محیط زیست. مدیریت ۲۰۲۲، ۳۱۶، ۱۱۵۲۲۸٫ [Google Scholar] [CrossRef] [PubMed]
- گائو، ی. لی، ام. ژو، جی. لیو، ی. ارزیابی اثربخشی طرح تجارت انتشار کربن چین در کاهش کربن. اقتصاد انرژی ۲۰۲۰، ۹۰، ۱۰۴۸۷۲٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- لی، اس. لیو، جی. وو، جی. هو، X. اثر سرریز فضایی سیاست تجارت انتشار کربن بر کاهش انتشار کربن: داده های تجربی از صنعت حمل و نقل در چین. J. Clean Prod. 2022، ۳۷۱، ۱۳۳۵۲۹٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- چن، ی. خو، ز. ژانگ، ز. بله، دبلیو. یانگ، ی. Gong, Z. آیا طرح تجارت انتشار کربن عملکرد محیطی و مالی شرکت را در چین تقویت می کند؟ J. Clean Prod. 2022، ۳۶۸، ۱۳۳۱۵۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- لیو، ام. Li, Y. مقررات زیست محیطی و نوآوری سبز: شواهدی از سیاست تجارت انتشار کربن چین. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری شکاف. تبدیل شد. ۲۰۲۲، ۴۸، ۱۰۳۰۵۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- کای، دبلیو. بله، P. آیا تجارت انتشار کربن راندمان فنی کم کربن را بهبود می بخشد؟ شواهدی از چین حفظ کنید. تولید مصرف ۲۰۲۲، ۲۹، ۴۶-۵۶٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، دبلیو. لی، جی. Guo, F. آیا تجارت انتشار کربن نوآوری فناوری سبز را در چین ترویج می کند؟ Appl. انرژی ۲۰۲۲، ۳۱۵، ۱۱۹۰۱۲٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- مو، جی. آگنولوچی، پ. جیانگ، م. Fan, Y. تأثیر طرح تجارت انتشار کربن چین (ETS) بر سرمایه گذاری انرژی کم کربن (LCE). سیاست انرژی ۲۰۱۶، ۸۹، ۲۷۱-۲۸۳٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- بایر، پی. Aklin، M. سیستم تجارت انتشار گازهای گلخانه ای اتحادیه اروپا با وجود قیمت های پایین، انتشار CO2 را کاهش داد. Proc. Natl. آکادمی بدانید ایالات متحده آمریکا ۲۰۲۰، ۱۱۷، ۸۸۰۴–۸۸۱۲٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- دچزلپرتره، ا. ناچتیگال، دی. Venmans, F. تأثیر مشترک سیستم تجارت انتشار آلاینده های اتحادیه اروپا بر انتشار کربن و عملکرد اقتصادی. جی. محیط زیست. اقتصاد مدیریت ۲۰۲۳، ۱۱۸، ۱۰۲۷۵۸٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- سان، ال. شیانگ، م. Shen, Q. مطالعه مقایسه ای در مورد نوسانات انتشار کربن اتحادیه اروپا و چین به بازارهای تجاری اجازه می دهد. فیزیک یک آمار مکانیک. برنامه آن است. ۲۰۲۰، ۵۶۰، ۱۲۵۰۳۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، ی. لی، اس. لو، تی. گائو، جی. تأثیر سیاست تجارت انتشار بر کاهش انتشار کربن: شواهد از یک مطالعه یکپارچه از مناطق آزمایشی در چین. J. Clean Prod. 2020، ۲۶۵، ۱۲۱۸۴۳٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- دونگ، ز. شیا، سی. نیش، ک. Zhang, W. تأثیر سیاست تجارت انتشار کربن بر مزایای مشترک کاهش انتشار کربن و کنترل آلودگی هوا. سیاست انرژی ۲۰۲۲، ۱۶۵، ۱۱۲۹۹۸٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- چان، اچ اس. لی، آر. ژانگ، اف. رقابت شرکت و طرح تجارت انتشار گازهای گلخانه ای اتحادیه اروپا. سیاست انرژی ۲۰۱۳، ۶۳، ۱۰۵۶-۱۰۶۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- وانگ، دبلیو. ژانگ، ی. آیا طرح تجارت انتشار کربن چین بر قدرت بازار شرکت‌های با کربن بالا تأثیر می‌گذارد؟ اقتصاد انرژی ۲۰۲۲، ۱۰۸، ۱۰۵۹۰۶٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- آغیون، پ. دچزلپرتره، ا. هموس، دی. مارتین، آر. ون رینن، جی. مالیات کربن، وابستگی به مسیر، و تغییر فنی هدایت شده: شواهدی از صنعت خودرو. جی. پولیت. اقتصاد ۲۰۱۶، ۱۲۴، ۱-۵۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، دی. کنگ، کیو. وانگ، ی. Vigne, SA طرز کار عالی از طریق انتشار خالص صفر؟ اثرات سیاست تجارت انتشار کربن بر کیفیت محصول صادراتی شرکت ها اقتصاد انرژی ۲۰۲۳، در مطبوعات. [CrossRef]
- آهنگ، م. ژنگ، اچ. Shen, Z. اینکه آیا سیستم تجارت انتشار کربن راندمان انرژی را بهبود می بخشد یا خیر – آزمایش تجربی بر اساس داده های پانل استانی چین. انرژی ۲۰۲۳، ۲۷۵، ۱۲۷۴۵۶٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- دچزلپرتره، ا. ساتو، ام. تأثیرات مقررات زیست محیطی بر رقابت پذیری. کشیش محیط زیست. اقتصاد خط مشی ۲۰۱۷، ۱۱، ۱۸۳-۲۰۶٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- پورتر، من؛ ون در لیند، سی. به سوی یک مفهوم جدید از رابطه محیط زیست-رقابت. جی. اکون. چشم انداز ۱۹۹۵، ۹، ۹۷-۱۱۸٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- لوینسون، ا. تیلور، ام. افشای نقاب از اثر پناهگاه آلودگی. بین المللی اقتصاد کشیش ۲۰۰۸، ۴۹، ۲۲۳-۲۵۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- سادایوکی، تی. Arimura، TH آیا طرح‌های تجارت انتشار منطقه‌ای منجر به نشت کربن در شرکت‌ها می‌شود؟ شواهدی از ژاپن اقتصاد انرژی ۲۰۲۱، ۱۰۴، ۱۰۵۶۶۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- زو، دی. گائو، ایکس. لو، ز. Xu, W. عملکرد زیست محیطی و ریسک پذیری شرکت: شواهدی از چین. صلح جو. حوضه. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری. جی. ۲۰۲۲، ۷۴، ۱۰۱۸۱۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- سان، ایکس. Gunia، BC منابع اقتصادی و مسئولیت اجتماعی شرکت. J. Corp. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری ۲۰۱۸، ۵۱، ۳۳۲-۳۵۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، آر. فو، دبلیو. لو، تی. باز شدن بازار سرمایه و عملکرد محیطی شرکت: شواهد تجربی از چین. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری شکاف. تبدیل شد. ۲۰۲۲، در مطبوعات. [CrossRef]
- وانگ، کیو. لیو، ام. ژانگ، بی. آیا شرکت های دولتی واقعا عملکرد زیست محیطی بهتری در چین دارند؟ مقررات زیست محیطی و استراتژی های محیطی شرکت ها منبع. حفظ کنید. بازیافت. ۲۰۲۲، ۱۸۵، ۱۰۶۵۰۰٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، ی. ژانگ، آر. ژانگ، سی. بینش به نیروی محرکه بهبود عملکرد محیطی: مقررات زیست محیطی یا پوشش رسانه ای. جی. پاک. تولید ۲۰۲۲، ۳۵۸، ۱۳۲۰۲۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، دبلیو. لو، کیو. لیو، اس. آیا مقررات دولتی فشاری برای عملکرد زیست محیطی شرکت است؟ شواهدی از چین اقتصاد مقعدی خط مشی ۲۰۲۲، ۷۴، ۱۰۵-۱۲۱٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، بی. وانگ، ی. Sun, C. قوانین زیست محیطی شهری و عملکرد زیست محیطی شرکت: پایان دادن به حکمرانی یا کنترل فرآیند؟ اقتصاد انرژی ۲۰۲۳، ۱۱۸، ۱۰۶۴۹۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- Wellalage، NH; کومار، وی. هونجرا، هوش مصنوعی؛ Al-Faryan, M. عملکرد زیست محیطی و تامین مالی شرکت در طول شیوع COVID-19: شواهد از SMEs. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری شکاف. تبدیل شد. ۲۰۲۲، ۴۷، ۱۰۲۵۶۸٫ [Google Scholar] [PubMed]
- شیائو، جی. شن، اس. آلوده کردن یا آلوده نکردن: ارتباطات سیاسی و عملکرد محیطی شرکت. J. Corp. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری ۲۰۲۲، ۷۴، ۱۰۲۲۱۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- یو، ایکس. شی، ج. وان، ک. چانگ، تی. سیاست های بازار تجارت کربن و عملکرد زیست محیطی شرکت ها در چین. J. Clean Prod. 2022، ۳۷۱، ۱۳۳۶۸۳٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- ژانگ، آر. فو، دبلیو. چند سهامدار بزرگ و عملکرد محیطی شرکت. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری شکاف. تبدیل شد. ۲۰۲۳، ۵۱، ۱۰۳۴۸۷٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- Carrión-Flores، C.; Innes, R. نوآوری محیطی و عملکرد زیست محیطی. جی. محیط زیست. اقتصاد مدیریت ۲۰۱۰، ۵۹، ۲۷-۴۲٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- یانگ، ی. یانگ، ایکس. شیائو، ز. لیو، زی. دیجیتالی شدن و عملکرد زیست محیطی: تحلیل تجربی صنعت نساجی و پوشاک چینی. J. Clean Prod. 2023، ۳۸۲، ۱۳۵۳۳۸٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- Meyer, JW; Rowan, B. سازمان های نهادینه شده: ساختار رسمی به عنوان اسطوره و مراسم. صبح. جی. سوسیول. ۱۹۷۷، ۸۳، ۳۴۰-۳۶۳٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- آن، س. زو، ک. شیونگ، بی. Shen, Z. تخصیص مجدد منابع کربن با سهمیه انتشار در سیستم تجارت انتشار کربن. جی. محیط زیست. مدیریت ۲۰۲۲، ۳۲۷، ۱۱۶۸۳۷٫ [Google Scholar] [CrossRef] [PubMed]
- شن، اچ. هوانگ، ن. لیو، ال. مطالعه ریز اثر و مکانیسم طرح تجارت انتشار کربن. J. Xiamen Univ. (Arts Soc. Sci.) 2017، ۲۳۹، ۱۳-۲۲٫ (به زبان چینی) [Google Scholar]
- کوی، جی. وانگ، سی. ژانگ، جی. ژنگ، ی. اثربخشی پایلوت‌های بازار کربن منطقه‌ای چین در کاهش انتشار گازهای گلخانه‌ای. Proc. Natl. آکادمی بدانید ایالات متحده آمریکا ۲۰۲۱، ۱۱۸، e2109912118. [Google Scholar] [CrossRef] [PubMed]
- کاپاروس، آ. پریو، جی. Tazdaït، T. تجارت انتشار و رقابت بین المللی: تأثیر سختی بازار کار بر پذیرش فناوری و بازده. سیاست انرژی ۲۰۱۳، ۵۵، ۳۶-۴۳٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- اسمال، ر. هارتلی، ام. هپبورن، سی. وارد، جی. گراب، ام. تاثیر تجارت انتشار CO2 بر سود شرکت و قیمت بازار. صعود خط مشی ۲۰۰۶، ۶، ۳۱-۴۸٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- بارون، آر.ام. Kenny, DA تمایز متغیر تعدیل کننده-واسطه در تحقیقات روانشناختی اجتماعی: ملاحظات مفهومی، استراتژیک و آماری. جی. پرز. Soc. روانی ۱۹۸۶، ۵۱، ۱۱۷۳–۱۱۸۲٫ [Google Scholar] [CrossRef] [PubMed]
- چنگ، م. Dhaliwal، DS; Dhaliwal، DS; ژانگ، ی. آیا کارایی سرمایه گذاری پس از افشای ضعف های مهم در کنترل داخلی بر گزارشگری مالی بهبود می یابد؟ J. حساب. اقتصاد ۲۰۱۳، ۵۶، ۱-۱۸٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- چنگ، کیو. Goh، BW; Kim, J. کنترل داخلی و کارایی عملیاتی: کنترل داخلی و کارایی عملیاتی. تحقیر کردن حساب. چیزها ۲۰۱۸، ۳۵، ۱۱۰۲-۱۱۳۹٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- جین، پی. جیانگ، سی ایکس; میخایمر، افق مدیران ارشد ارشد، حاکمیت داخلی و نقدینگی بازار سهام. J. Corp. دارایی، مالیه، سرمایه گذاری ۲۰۱۶، ۴۰، ۱-۲۳٫ [Google Scholar] [CrossRef]
- گائو، ایکس. جیا، ی. کنترل داخلی بر گزارشگری مالی و حفاظت از منابع شرکت: شواهدی از ارزش دارایی های نقدی. تحقیر کردن حساب. چیزها ۲۰۱۶، ۳۳، ۷۸۳-۸۱۴٫ [Google Scholar] [CrossRef]
شکل ۱٫
چارچوب نظری فرضیه.
چارچوب نظری فرضیه.
شکل ۲٫
مقایسه بین گروه مورد مطالعه و گروه کنترل.
مقایسه بین گروه مورد مطالعه و گروه کنترل.
میز ۱٫
محاسبات متغیر
محاسبات متغیر
| متغیر | روش اندازه گیری |
|---|---|
| Envscore | متغیر وابسته برابر با امتیاز محیطی شرکت است که توسط سیستم رتبه بندی بلومبرگ ESG رتبه بندی شده است |
| CCET | اگر شرکت فهرست شده برای شرکت در پایلوت تجارت انتشار کربن چین در سال مشاهده انتخاب شود، متغیر مستقل برابر با ۱ است و در غیر این صورت ۰ است. |
| اندازه | اندازه شرکت برابر است با لگاریتم طبیعی کل درآمد یک شرکت |
| لو | سطح اهرم شرکت در پایان سال برابر است با کل بدهی های پایان سال / کل دارایی های پایان سال |
| بلند | بازده دارایی ها برابر است با درآمد خالص/میانگین کل دارایی ها |
| مستقل | نسبت مدیران مستقل در شرکت برابر با تعداد مدیران مستقل / تعداد کل مدیران است |
| آلودگی | اگر شرکت توسط دولت محلی یک واحد پایش آلودگی تلقی شود، شاخص نهاد با آلودگی بالا برابر ۱ است و در غیر این صورت ۰ است. |
| سال | ساختگی سال |
| Ind | ساختگی صنعت |
منبع: پایگاه داده CSMAR (تحقیقات بازار سهام و حسابداری چین)، پایگاه داده WIND.
جدول ۲٫
فرآیند استخراج داده ها
فرآیند استخراج داده ها
| فرآیند استخراج | مشاهدات سال شرکت |
|---|---|
| داده های اصلی سال شرکت از ۲۰۱۱ تا ۲۰۱۹ | ۷۷۶۳ |
| به استثنای داده های بخش های مالی | ۷۳۸۹ |
| به استثنای شرکت های ST یا PT | ۷۱۲۴ |
| به استثنای مشاهدات با داده های از دست رفته | ۷۰۸۴ |
| نمونه نهایی تحقیق | ۷۰۸۴ |
منبع: نویسندگان
جدول ۳٫
آمار توصیفی.
آمار توصیفی.
| متغیر | ن | منظور داشتن | Std. توسعه دهنده | حداقل | با. | حداکثر |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Envscore | ۷۰۸۴ | ۱۰٫۵۷ | ۷٫۳۲ | ۲٫۰۸ | ۹٫۳۰ | ۴۱٫۰۹ |
| CCET | ۷۰۸۴ | ۰٫۰۴ | ۰٫۱۹ | ۰٫۰۰ | ۰٫۰۰ | ۱٫۰۰ |
| اندازه | ۷۰۸۴ | ۲۲٫۵۰ | ۱٫۴۴ | ۱۹٫۳۷ | ۲۲٫۴۰ | ۲۶٫۴۰ |
| لو | ۷۰۸۴ | ۰٫۴۸ | ۰٫۲۰ | ۰٫۰۷ | ۰٫۵۰ | ۰٫۸۷ |
| بلند | ۷۰۸۴ | ۰٫۰۵ | ۰٫۰۶ | −۰٫۱۷ | ۰٫۰۴ | ۰٫۲۴ |
| مستقل | ۷۰۸۴ | ۰٫۳۸ | ۰٫۰۷ | ۰٫۲۵ | ۰٫۳۶ | ۰٫۶۰ |
| آلودگی | ۷۰۸۴ | ۰٫۲۵ | ۰٫۴۳ | ۰٫۰۰ | ۰٫۰۰ | ۱٫۰۰ |
جدول ۴٫
نتایج رگرسیون پایه
نتایج رگرسیون پایه
| متغیر | Envscore |
|---|---|
| CCET | ۱٫۴۳۷ *** |
| (۲٫۷۰) | |
| اندازه | ۲٫۰۸۷ *** |
| (۲۶٫۹۵) | |
| لو | −۳٫۷۰۸ *** |
| (-۶٫۵۴) | |
| بلند | −۵٫۲۳۷ *** |
| (-۳٫۵۷) | |
| مستقل | ۰٫۵۵۲ |
| (۰٫۵۲) | |
| آلودگی | ۱٫۶۴۸ *** |
| (۷٫۱۱) | |
| ثابت | −۳۴٫۳۳۷ *** |
| (-۲۰٫۵۲) | |
| سال و هند | کنترل شده است |
| ن | ۷۰۸۴ |
| صفت آر۲ | ۰٫۲۱۸ |
***، نشان دهنده سطح ۱% معنی داری است. مقادیر T در زیر تخمین ضرایب در پرانتز ارائه شده است.
جدول ۵٫
استحکام: رگرسیون اثر ثابت در سطح شرکت و مشاهدات به استثنای سال ۲۰۱۵ و پس از آن.
استحکام: رگرسیون اثر ثابت در سطح شرکت و مشاهدات به استثنای سال ۲۰۱۵ و پس از آن.
| متغیر | پانل A: اثر ثابت در سطح شرکت | پانل B: به استثنای مشاهدات در سال ۲۰۱۵ و پس از آن |
|---|---|---|
| Envscore | Envscore | |
| CCET | ۱٫۶۷۴ *** | ۲٫۴۱۰ ** |
| (۳٫۰۱) | (۲٫۰۰) | |
| اندازه | ۰٫۵۷۷ *** | ۱٫۴۸۰ *** |
| (۳٫۴۶) | (۱۲٫۶۲) | |
| لو | ۰٫۶۴۲ | −۵٫۹۴۹ *** |
| (۰٫۸۶) | (-۵٫۹۱) | |
| بلند | ۳٫۰۴۰ ** | ۱۰٫۵۴۹ *** |
| (۲٫۲۰) | (-۴٫۱۴) | |
| مستقل | −۱٫۹۵۱ ** | −۲٫۱۲۳ |
| (-۲٫۱۲) | (-۱٫۲۹) | |
| آلودگی | ۱٫۵۷۹ *** | ۰٫۱۶۶ |
| (۸٫۱۰) | (۰٫۳۲) | |
| ثابت | −۲٫۵۷۲ | −۱۸٫۷۴۵ *** |
| (-۰٫۷۱) | (-۷٫۸۶) | |
| سال و هند | کنترل شده است | کنترل شده است |
| ن | ۷۰۶۳ | ۱۸۲۹ |
| صفت آر۲ | ۰٫۶۸۱ | ۰٫۱۷۸ |
***، **، به ترتیب سطح معنی داری ۱% و ۵% را نشان می دهند. مقادیر T در زیر تخمین ضرایب در پرانتز ارائه شده است.
جدول ۶٫
استحکام: روش تطبیق امتیاز تمایل.
استحکام: روش تطبیق امتیاز تمایل.
| متغیر | پانل A: روش PSM | پانل B: تست تعادل نمونه | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| OLS | FE | PSM | درمان شود | کنترل | T-Value | |
| Envscore | Envscore | |||||
| CCET | ۱٫۴۷۲ ** | ۱٫۷۱۰ ** | ||||
| (۲٫۰۲) | (۲٫۳۹) | |||||
| اندازه | ۲٫۶۶۳ *** | ۰٫۹۶۴ | قبل از | ۲۳٫۶۱۹ | ۲۳٫۱۱۸ | ۸٫۹۶ *** |
| (۱۰٫۴۸) | (۱٫۲۰) | بعد از | ۲۳٫۵۲۳ | ۲۳٫۲۳۱ | ۲٫۹۶ *** | |
| لو | −۵٫۳۵۲ *** | ۳٫۹۷۳ * | قبل از | ۰٫۵۰۰ | ۰٫۴۸۲ | ۲٫۱۳ ** |
| (-۲٫۷۰) | (۱٫۸۰) | بعد از | ۰٫۴۶۹ | ۰٫۴۶۶ | ۰٫۲۰ | |
| بلند | −۱۸٫۵۸۱ *** | ۴٫۵۸۲ | قبل از | ۰٫۰۵۱ | ۰٫۰۴۶ | ۲٫۲۴ *** |
| (-۳٫۸۷) | (۱٫۰۰) | بعد از | ۰٫۰۵۶ | ۰٫۰۵۵ | ۰٫۳۷ | |
| مستقل | ۰٫۰۹۲ | ۰٫۶۵۵- | قبل از | ۰٫۳۸۷ | ۰٫۳۷۸ | ۲٫۷۷ *** |
| (۰٫۰۲) | (-۰٫۲۲) | بعد از | ۰٫۳۹۱ | ۰٫۳۸۴ | ۱٫۲۲ | |
| آلودگی | ۲٫۸۵۶ *** | ۲٫۷۸۲ *** | قبل از | ۰٫۲۸۵ | ۰٫۲۴۲ | ۲٫۳۱ ** |
| (۳٫۶۹) | (۴٫۶۶) | بعد از | ۰٫۲۷۸ | ۰٫۲۷۰ | ۰٫۲۶ | |
| ثابت | −۴۳٫۹۳۴ *** | −۱۲٫۲۹۳ | ||||
| (-۸٫۰۰) | (-۰٫۶۷) | |||||
| سال و هند | کنترل شده است | کنترل شده است | ||||
| ن | ۸۳۱ | ۸۲۹ | ||||
| صفت آر۲ | ۰٫۳۶۶ | ۰٫۷۴۲ | ||||
***، **، * به ترتیب سطح معنی داری ۱%، ۵% و ۱۰% را نشان می دهند. مقادیر T در زیر تخمین ضرایب در پرانتز ارائه شده است.
جدول ۷٫
استحکام: روش PSM – آزمایش دارونما.
استحکام: روش PSM – آزمایش دارونما.
| متغیر | OLS | FE |
|---|---|---|
| Envscore | Envscore | |
| CCET | ۰٫۶۵۳ | ۰٫۲۵۹ |
| (۰٫۸۲) | (۰٫۳۲) | |
| اندازه | ۳٫۲۴۹ *** | ۲٫۰۹۴ ** |
| (۱۰٫۸۲) | (۲٫۴۹) | |
| لو | −۳٫۹۰۷ | -۲٫۸۵۱ |
| (-۱٫۵۰) | (-۱٫۱۶) | |
| بلند | ۷٫۷۳۶- | ۱۵٫۲۶۲ *** |
| (-۱٫۳۲) | (۲٫۶۹) | |
| مستقل | ۱٫۹۰۰ | -۴٫۶۶۴ |
| (۰٫۵۳) | (-۱٫۴۴) | |
| آلودگی | ۱٫۸۴۸ ** | ۲٫۳۸۳ *** |
| (۲٫۲۹) | (۳٫۴۶) | |
| ثابت | −۶۳٫۴۴۴ *** | −۳۳٫۶۳۴ * |
| (۹٫۹۷-) | (-۱٫۷۶) | |
| سال و هند | کنترل شده است | کنترل شده است |
| ن | ۷۸۸ | ۷۸۶ |
| صفت آر۲ | ۰٫۳۱۱ | ۰٫۷۴۱ |
***، **، * به ترتیب سطح معنی داری ۱%، ۵% و ۱۰% را نشان می دهند. مقادیر T در زیر تخمین ضرایب در پرانتز ارائه شده است.
جدول ۸٫
تجزیه و تحلیل مکانیزم تاثیرگذار
تجزیه و تحلیل مکانیزم تاثیرگذار
| پانل A: کاهش سطح تولید | پانل B: افزایش سرمایه گذاری سبز | ||||
|---|---|---|---|---|---|
| متغیر | تولید | Envscore | متغیر | Envinv | Envscore |
| CCET | −۰٫۰۴۱ ** | ۱٫۳۴۵ ** | CCET | ۰٫۰۸۹ | ۱٫۳۸۹ *** |
| (-۲٫۴۶) | (۲٫۵۳) | (۰٫۵۴) | (۲٫۶۳) | ||
| تولید | −۲٫۰۱۴ *** | Envinv | ۰٫۵۴۰ *** | ||
| (-۷٫۳۲) | (۱۲٫۳۲) | ||||
| اندازه | ۰٫۱۲۹ *** | ۲٫۳۵۶ *** | اندازه | ۰٫۱۸۳ *** | ۱٫۹۸۸ *** |
| (۳۲٫۵۲) | (۲۷٫۴۵) | (۷٫۱۲) | (۲۵٫۷۳) | ||
| لو | ۰٫۰۸۰ *** | −۳٫۹۶۶ *** | لو | ۰٫۰۶۷ | −۳٫۷۴۴ *** |
| (-۲٫۶۳) | (-۶٫۹۴) | (۰٫۳۳) | (-۶٫۷۱) | ||
| بلند | −۰٫۰۹۷ * | ۰٫۲۳۸ | بلند | ۰٫۵۶۸- | ۴٫۹۳۰ *** |
| (-۱٫۸۱) | (۰٫۲۲) | (-۱٫۱۲) | (-۳٫۴۰) | ||
| مستقل | −۰٫۳۰۱ *** | −۶٫۰۴۷ *** | مستقل | ۰٫۰۷۸- | ۰٫۵۹۴ |
| (-۳٫۷۶) | (-۴٫۰۶) | (-۰٫۲۰) | (۰٫۵۷) | ||
| آلودگی | ۰٫۰۰۰۱ | ۱٫۶۳۵ *** | آلودگی | ۰٫۷۲۵ *** | ۱٫۲۵۶ *** |
| (۰٫۰۱) | (۷٫۰۹) | (۷٫۹۴) | (۵٫۴۷) | ||
| ثابت | −۲٫۱۵۰ *** | −۳۸٫۸۰۶ *** | ثابت | −۳٫۵۸۳ *** | −۳۲٫۴۰۱ *** |
| (-۲۵٫۶۸) | (-۲۱٫۷۵) | (۶٫۶۰-) | (-۱۹٫۳۲) | ||
| سال و هند | کنترل شده است | کنترل شده است | سال و هند | کنترل شده است | کنترل شده است |
| سوبل | ۲٫۳۳۰ ** | سوبل | ۰٫۵۳۹ | ||
| ن | ۷۰۴۲ | ۷۰۴۲ | ن | ۷۰۸۴ | ۷۰۸۴ |
| صفت آر۲ | ۰٫۳۷۹ | ۰٫۲۲۶ | صفت آر۲ | ۰٫۰۹۹ | ۰٫۲۴۷ |
***، **، * به ترتیب سطح معنی داری ۱%، ۵% و ۱۰% را نشان می دهند. مقادیر T زیر تخمین ضرایب در پرانتز ارائه شده است.
جدول ۹٫
تجزیه و تحلیل اثر تعدیل کننده
تجزیه و تحلیل اثر تعدیل کننده
| پانل A: فشارهای زیست محیطی شرکت ها |
پانل B: کیفیت کنترل داخلی شرکت ها |
||||
|---|---|---|---|---|---|
| متغیر | Envscore | Envscore | متغیر | Envinv | Envscore |
| OLS | FE | OLS | FE | ||
| CCET × EP | ۳٫۶۵۳ *** | ۱٫۴۲۰ * | CCET × آی سی | ۳٫۳۰۲ *** | ۱٫۷۵۹ ** |
| (۳٫۳۴) | (۱٫۹۰) | (۳٫۲۸) | (۲٫۵۱) | ||
| CCET | ۰٫۱۳۵- | ۱٫۳۸۷ ** | CCET | ۰٫۳۸۰- | ۰٫۷۳۱ |
| (-۰٫۱۹) | (۱٫۹۹) | (-۰٫۵۹) | (۱٫۱۴) | ||
| EP | ۰٫۱۹۵- | ۰٫۰۸۵- | مدار مجتمع | ۰٫۰۳۹ | ۰٫۱۲۸- |
| (-۱٫۰۷) | (-۰٫۶۳) | (۰٫۲۳) | (-۱٫۱۰) | ||
| اندازه | ۲٫۲۷۵ *** | ۰٫۶۱۴ *** | اندازه | ۲٫۰۷۵ *** | ۰٫۵۸۲ *** |
| (۲۵٫۲۵) | (۲٫۸۵) | (۲۶٫۲۷) | (۳٫۴۸) | ||
| لو | −۴٫۴۵۴ *** | ۰٫۱۲۱ | لو | −۳٫۷۱۳ *** | ۰٫۶۷۵ |
| (-۶٫۵۹) | (۰٫۱۳) | (-۶٫۵۳) | (۰٫۹۰) | ||
| بلند | −۷٫۲۹۶ *** | ۲٫۵۷۰ | بلند | −۵٫۷۹۲ *** | ۲٫۹۵۱ ** |
| (-۴٫۲۰) | (۱٫۴۵) | (-۳٫۷۸) | (۲٫۰۷) | ||
| مستقل | ۰٫۰۲۴ | −۲٫۴۵۶ ** | مستقل | ۰٫۵۱۰ | −۲٫۰۰۱ ** |
| (۰٫۰۲) | (-۲٫۲۸) | (۰٫۴۸) | (-۲٫۱۸) | ||
| آلودگی | ۱٫۴۷۷ *** | ۱٫۳۹۳ *** | آلودگی | ۱٫۶۵۸ *** | ۱٫۵۸۴ *** |
| (۵٫۸۵) | (۶٫۵۸) | (۷٫۱۳) | (۸٫۱۲) | ||
| ثابت | −۳۴٫۸۷۲ *** | −۲٫۳۵۷ | ثابت | −۳۴٫۰۲۰ *** | −۲٫۶۰۵ |
| (-۱۹٫۸۴) | (-۰٫۵۱) | (-۲۰٫۰۳) | (-۰٫۷۲) | ||
| سال و هند | کنترل شده است | کنترل شده است | سال و هند | کنترل شده است | کنترل شده است |
| ن | ۵۷۴۷ | ۵۷۳۳ | ن | ۷۰۶۵ | ۷۰۴۱ |
| صفت آر۲ | ۰٫۲۱۵ | ۰٫۷۲۰ | صفت آر۲ | ۰٫۲۲۱ | ۰٫۷۲۸ |
***، **، * به ترتیب ۱%، ۵% و ۱۰% سطح معنی داری را نشان می دهند. مقادیر T زیر تخمین ضرایب در پرانتز ارائه شده است.
|
سلب مسئولیت/یادداشت ناشر: اظهارات، نظرات و داده های موجود در همه نشریات صرفاً متعلق به نویسنده (ها) و مشارکت کننده (ها) است و نه MDPI و/یا ویرایشگر(ها). MDPI و/یا ویراستار(های) مسئولیت هرگونه آسیب به افراد یا دارایی ناشی از هر ایده، روش، دستورالعمل یا محصولات اشاره شده در محتوا را رد می کنند.
|
