【企業(yè)碳信息披露的影響因素實證探究8400字（論文）】

企業(yè)碳信息披露的影響因素實證研究【摘要】碳信息披露督促企業(yè)進行節(jié)能減排、削減污染，提升企業(yè)的市場主導(dǎo)競爭力，即使有很多有利于企業(yè)后續(xù)發(fā)展的要素，但是仍有許多企業(yè)卻不愿意進行碳信息披露。因此本文將2020年江蘇省上市公司市值排行榜前五個的公司作為樣本，采用2011—2019年的數(shù)據(jù)，使用多元回歸分析進行論證，顯著性、擬合優(yōu)度、多重共線性檢驗進行模型檢測，并采取主成分分析進行二次驗證研究結(jié)論。研究結(jié)果顯示，碳信息披露程度越詳細，則企業(yè)的凈利潤減少而企業(yè)的營業(yè)成本增加。當(dāng)碳信息披露程度評分提高時，企業(yè)的凈利潤將會有所降低，相反地將會使企業(yè)的營業(yè)成本提高?！娟P(guān)鍵詞】碳信息披露；企業(yè)價值；上市公司目錄TOC\o"1-3"\h\u17465一、引言 119944二、國內(nèi)外文獻綜述 228994（一）碳信息披露政策的現(xiàn)狀 216748（二）碳信息披露政策的現(xiàn)狀及對企業(yè)的影響 328664（三）碳信息披露政策對中國碳交易市場的影響 324106三、數(shù)據(jù)來源和變量假設(shè) 424899（一）數(shù)據(jù)來源 432086（二）變量選擇 51373四、實證研究 624526（一）研究模型簡介 64927（二）多元回歸模型構(gòu)建 619860（三）主成分分析 72507（四）擬合優(yōu)度檢驗 96132（五）顯著性檢驗 922466（六）多重共線性檢驗 9365（七）研究結(jié)論 104447五、研究結(jié)論和建議 1014281參考文獻 1316887附表1原始數(shù)據(jù) 146424附表2標(biāo)準(zhǔn)化后數(shù)據(jù) 15引言隨著全球經(jīng)濟的發(fā)展，全球資源趨于緊缺，氣候環(huán)境問題日益嚴(yán)重，人們對于全球資源的索取也更加變本加厲。近幾年來，全球氣候日益惡化，厄爾尼諾現(xiàn)象頻發(fā)，臭氧層破壞程度加劇，生態(tài)系統(tǒng)也隨之被破壞。人們砍伐林木過度、開墾林地過量，使植被覆蓋面積減少，導(dǎo)致生物賴以生存環(huán)境支離破碎，物種逐漸減少甚至滅絕，樹木的縮減加劇了水土侵蝕，水源涵養(yǎng)能力下跌導(dǎo)致土地荒漠化、沙土化嚴(yán)重。由于經(jīng)濟的迅速發(fā)展，人們生活質(zhì)量的上升，為了使工業(yè)、運輸業(yè)等行業(yè)不斷向前發(fā)展，對于能源的需求也就逐漸加大，這也導(dǎo)致大量開采礦物燃料，燃燒時排放的大氣污染物總量的增加使酸雨的頻率上升的趨勢。此外，經(jīng)濟發(fā)展使人均用水量增加，生或廢水、工業(yè)廢水和含農(nóng)業(yè)灌溉用水排放量加大，這些行為使大陸水域與海域被橫加的環(huán)境壓力愈來愈大。這些環(huán)境污染問題無一不提醒人們應(yīng)加強對全球環(huán)境及氣候的治理，自“巴黎協(xié)定”以來，全球氣候治理及可持續(xù)發(fā)展問題一直是人們關(guān)注的焦點，許多國家響應(yīng)制度的號召都各自出臺與環(huán)境治理休戚相關(guān)的監(jiān)督管理政策、解決方案。在2021年政府的工作報告中也明確了我國的生態(tài)保護工作任重而道遠，首先要將發(fā)展的重心放在農(nóng)村上，保護18億畝耕地紅線，提高農(nóng)田建設(shè)工作的標(biāo)準(zhǔn)、堅守黑土地保護工程，從而減少水土流失，緩解我國土地過度開墾的現(xiàn)狀，其次以綠水青山就是金山銀山作為指導(dǎo)思想，使水林田湖草系統(tǒng)的治理政策更加完善，將森林覆蓋率提升至24.1%，基本消除重污染天氣和城市黑臭水體，持續(xù)改善環(huán)境質(zhì)量，提高人們的生活環(huán)境治理質(zhì)量。另外在十四五規(guī)劃中，黨堅定不移貫徹五大新發(fā)展理念，國民更應(yīng)該順應(yīng)自然的發(fā)展規(guī)律、庇護自然、愛護自然，加增全社會生態(tài)保護意識，以便于更好地推動綠色可持續(xù)發(fā)展，減少清潔能源的浪費，使生態(tài)系統(tǒng)質(zhì)量和穩(wěn)定性有所上升。除此以外，碳中和、碳達峰成為本次十四五規(guī)劃的重點，國家主席習(xí)近平提出中國將提高國家自助貢獻力度，通過符合中國現(xiàn)下發(fā)展情況的政策和措施，力爭在2030年前二氧化碳排放力度達到峰值，2060年前落實碳中和。為響應(yīng)政府和黨中央的要求，許多企業(yè)也紛紛加入到綠色低碳發(fā)展的大浪潮中。在十四五規(guī)劃中首次提到的碳中和、碳達峰政策中，企業(yè)更是起到了至關(guān)重要的作用。首先，2020年我國能源消耗產(chǎn)生的二氧化碳排放量占總量的88%，其中電力行業(yè)的排放量幾乎占據(jù)能源排放總量的一半，電力行業(yè)的減排進程直接影響了碳達峰、碳中和的進程。此外，高能耗、排放多、產(chǎn)能過剩的建材行業(yè)也對我國的碳達峰、碳中和項目影響重大。其次中國為了實現(xiàn)碳中和、碳達峰主要通過調(diào)整能源結(jié)構(gòu)和淘汰落后產(chǎn)能的方式，這些與企業(yè)向高效率、更低碳的方向進行發(fā)展是無法分割的。碳中和、碳達峰代表著更先進的生產(chǎn)力和更清潔的能源使用，這也就意味著企業(yè)不得不在未來的幾年中進行脫碳化轉(zhuǎn)型發(fā)展，營造更加綠色投融資合作環(huán)境。隨著綠色發(fā)展的逐漸興起，企業(yè)碳信息披露政策的推出也愈來愈頻繁。碳信息披露政策在一定程度上可以使企業(yè)實現(xiàn)節(jié)能減排、減少污染，并提高企業(yè)在市場上的核心競爭力，樹立社會形象，體現(xiàn)責(zé)任意識。西方發(fā)達國家的碳信息披露系統(tǒng)相對較為成熟，由于我國的碳信息披露系統(tǒng)發(fā)展并不如他們一般迅速，導(dǎo)致本國系統(tǒng)還存有漏洞，企業(yè)碳信息披露的意識比較薄弱，并不愿意主動進行報告披露，這也導(dǎo)致我國的碳信息披露報告質(zhì)量較為低下。除此以外，為完善碳信息披露系統(tǒng)推出的有關(guān)政策并不是非常完備，披露的形式更是隨意、不確定，對自愿進行碳信息披露的企業(yè)激勵體制、監(jiān)督管理體制也不明朗。這些因素也就促成許多企業(yè)對于碳信息披露的自愿性不高，披露的報告也是避重就輕，不愿意承擔(dān)過大的社會責(zé)任，報喜不報憂。在披露碳信息的過程中，企業(yè)也會失去一些謀利的途徑，將碳信息公開透明也就代表著將一部分在污染排放處理方面的支出進行公開，然而與之相關(guān)的詳細條目往往與企業(yè)的輿論形象掛鉤，這也就致使一些企業(yè)不愿意披露，他們這一部分的支出社會也就無從知曉。研究碳信息披露為何會影響企業(yè)的價值，探求碳信息披露項目中的哪個因素對企業(yè)價值的影響最為深遠，根據(jù)這些信息分析碳信息披露與企業(yè)價值間的聯(lián)系，并提出合適的建議。知道了碳信息披露項目中哪個因素對企業(yè)價值的影響最為深遠也就可以提出相應(yīng)的獎勵措施或者監(jiān)管政策，從而可以使企業(yè)的碳信息披露自愿程度上升，披露報告愈發(fā)完整、可信。國內(nèi)外文獻綜述海內(nèi)外的許多學(xué)者們對碳信息披露與企業(yè)間的關(guān)系開展了許多的分析和實驗，并從多個維度對深層次地剖析兩者間聯(lián)系的問題。碳信息披露政策的現(xiàn)狀在碳信息披露在我國的發(fā)展現(xiàn)狀的研究中，饒紅美、袁麗儀、范堅勇、趙愛英等學(xué)者對碳信息披露在我國的法律環(huán)境、監(jiān)督環(huán)境等下發(fā)展現(xiàn)狀的分析達成共識。饒紅美、袁麗儀（2017）等學(xué)者認(rèn)為我國的碳信息披露法律體系仍不完善、披露形式多樣不規(guī)范，在激勵政策和管理機制方面也存在著很大的漏洞，不能高效、有效的運行，企業(yè)的自愿性不高，在披露的報告中存在避重就輕的現(xiàn)象REF_Ref23663\w\h[6]。范堅勇、趙愛英（2018）也指出在之所以年報中仍存在隱瞞的情況，是因為我國命令企業(yè)進行碳信息披露的相關(guān)政策并未成型。他們預(yù)測2017年后我國上市公司的碳信息披露比例會迅速增長REF_Ref23692\w\h[3]。碳信息披露政策的現(xiàn)狀及對企業(yè)的影響在碳信息披露影響因素的研究中，華雨斐、杜子平、李根柱、許惠、陳建蕓等學(xué)者已經(jīng)就企業(yè)特征、制度特征、成本利益、股權(quán)占比等因素對企業(yè)碳信息披露的影響得出了結(jié)論。華雨斐（2020）研究發(fā)現(xiàn)碳信息披露程度與公司規(guī)模、獨立董事比例、高管持股數(shù)、公司發(fā)展?jié)撃?、企業(yè)獲取利潤的能力、企業(yè)承擔(dān)債務(wù)的能力都呈現(xiàn)出積極關(guān)系，我國上市企業(yè)對于碳信息披露有一定的關(guān)注度，但管理層缺少可持續(xù)發(fā)展思想，仍存在著較強的利益驅(qū)動理念，這也導(dǎo)致他們?nèi)鄙偕鐣?zé)任感和長遠發(fā)展的計劃REF_Ref22399\w\h[12]。許慧、陳建蕓（2020）亦認(rèn)為企業(yè)價值和碳信息披露間存在著正相關(guān)關(guān)系，隨著國家對環(huán)境保護的關(guān)注度日益提升，根據(jù)碳信息公開化的要求，這也促使群眾更加地重視綠色可持續(xù)發(fā)展的企業(yè)，為經(jīng)濟利益最大化，這就要求企業(yè)加強內(nèi)部碳管理機制，國家更是要健全碳信息披露機制REF_Ref22742\w\h[8]。ChikaSaka（2014）的研究結(jié)果也和上述專家的觀點相似，企業(yè)碳排放與股權(quán)市場價值呈積極關(guān)系，碳管理披露與股權(quán)市場價值間的積極關(guān)系較強REF_Ref22820\w\h[19]。Friedman.M（1992）也認(rèn)為企業(yè)利潤與碳信息披露之間存在著積極關(guān)系，囊括了碳信息的社會責(zé)任信息與企業(yè)間有著密切相關(guān)的聯(lián)系。企業(yè)對社會承擔(dān)越多的社會義務(wù)，增強自身對社會應(yīng)負(fù)的責(zé)任意識從而最終的利潤也會隨之增加REF_Ref22921\w\h[16]。KhaledAlsaifi（2020）的研究亦表明企業(yè)的碳信息披露自愿程度與企業(yè)的績效呈現(xiàn)積極的關(guān)系REF_Ref22947\w\h[20]。杜子平、李根柱（2019）則認(rèn)為碳信息披露可以減少社會輿論對企業(yè)的前景發(fā)展的誤解和擔(dān)憂，降低公司的運營成本，提高企業(yè)價值，這種現(xiàn)象在碳密集型企業(yè)并不明顯但在碳非密集型企業(yè)尤為顯著REF_Ref23029\w\h[1]。Dennnis.M.Patten（2020）與杜子平的研究結(jié)果相像，認(rèn)為相較于那些碳非密集型、污染較輕的企業(yè)，由于有些企業(yè)污染程度較高，所以他們與輕污染企業(yè)相比更不愿意進行污染物、碳排放的披露REF_Ref23058\w\h[17]。Gallego-álvarez（2014）也認(rèn)為碳排放量的減少將會對企業(yè)的財務(wù)業(yè)績產(chǎn)生積極的影響REF_Ref23094\w\h[18]。碳信息披露政策對中國碳交易市場的影響在碳信息披露與我國碳交易市場的適配程度的研究中，張琛蓉等學(xué)者通過分析碳信息披露的方式及當(dāng)前碳信息披露的特點得出了一定的結(jié)論。張琛蓉（2019）認(rèn)為自愿碳信息披露其實并不適合中國碳交易市場的發(fā)展。高污染、高排放企業(yè)比較在披露后造成的負(fù)面影響，從而他們對于碳信息披露的積極性并不高，在年報中他們往往不會自愿披露，并模糊碳排放披露的范圍，導(dǎo)致我國碳信息披露的可靠性大大下降。自愿披露的方式有很多的弊端并不適應(yīng)我國碳信息披露項目長期的發(fā)展，且自愿性披露難免會影響最終報告的可靠性、可比性、完整性，單單靠企業(yè)是無法避免的。自愿碳信息披露也無法滿足我國的碳交易市場發(fā)展，政府監(jiān)管部門和投資者對碳信息的需求REF_Ref23545\w\h[7]。綜上所述，碳信息披露政策就現(xiàn)有情況而言仍存在著一些漏洞，披露方式不一、相關(guān)政策不完全等。對于企業(yè)而言，碳信息披露可以減少社會輿論對企業(yè)的前景發(fā)展的誤解和擔(dān)憂，降低公司的運營成本，提高企業(yè)價值。對于中國市場而言，碳信息披露的發(fā)展并不成熟，在可靠性、可比性、完整性方面都存在弊端，這些弊端阻止中國碳交易市場的發(fā)展是必然的。但是，上述研究并沒有著眼于企業(yè)是否是高污染企業(yè)，在評估企業(yè)碳信息披露程度時并未考慮企業(yè)自身的減排方式、污染情況及能源消耗量，而是籠統(tǒng)地從企業(yè)的減排政策是否發(fā)布、碳信息披露是否等大方面進行評估。因此，本文的主要貢獻在于：第一，從企業(yè)的減排能力、減排裝置、減排成本、能源消耗等角度入手進行碳信息披露程度評估，再與企業(yè)價值相關(guān)指標(biāo)進行多元回歸分析，可以更清晰地看出碳信息披露中哪個指標(biāo)與企業(yè)價值相關(guān)程度最高，提出的改進建議更加有針對性。第二，在進行多元回歸分析時，運用多重共線性、擬合優(yōu)度、顯著性檢驗使模型建立更加合理。此外，多元回歸分析后又采取主成分分析再次驗證模型結(jié)果，另最后得出的研究結(jié)論更加精確、有說服力。數(shù)據(jù)來源和變量假設(shè)數(shù)據(jù)來源本文選取2020年江蘇省上市公司市值排行榜前四十家公司作為研究樣本，以2018年—2020年的信息作為研究數(shù)據(jù)。根據(jù)中商情報網(wǎng)、巨潮資訊網(wǎng)上公布的企業(yè)年報、企業(yè)責(zé)任報告書收集數(shù)據(jù)，利用Excel軟件進行計算、數(shù)據(jù)處理和數(shù)據(jù)整合，使用SPSS軟件進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計和分析。整理后的數(shù)據(jù)見附錄。變量選擇因變量本文采用指數(shù)法為碳信息披露的計量方法，將年報中與碳信息披露相關(guān)的方面進行評分，根據(jù)陳華、王海燕、荊新《中國企業(yè)碳信息披露:內(nèi)容界定、計量方法和現(xiàn)狀研究》（2013）中的評分標(biāo)準(zhǔn)建立評分體系，以2011年—2019年五家企業(yè)的年報為評分資料來源，進行打分總分為100分，綜合各項指標(biāo)分?jǐn)?shù)得出最終得分記作。表3序號指標(biāo)說明分值評分標(biāo)準(zhǔn)1關(guān)于各項排放清潔指標(biāo)是否達標(biāo)10達標(biāo)10分，沒有達標(biāo)5分，沒有披露0分2披露情況的詳細程度10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分3節(jié)能減排的目標(biāo)和計劃10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分4出臺相關(guān)政策、執(zhí)行手冊10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分5構(gòu)建專業(yè)的節(jié)能減排裝置10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分6污染物處理有詳細的數(shù)據(jù)說明和處理去向10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分7各項能源的消耗情況10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分8針對污染物有相對應(yīng)的科學(xué)技術(shù)10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分9節(jié)能減排的成本支出10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分10節(jié)能減排生成的相關(guān)效益10報告具體10分，報告粗糙5分，未報告0分自變量企業(yè)價值是基于過去和現(xiàn)在狀況的企業(yè)獲取利潤的能力和盈利潛能的表現(xiàn)。凈利潤、營銷成本等方面一般可以呈現(xiàn)出企業(yè)獲取利潤的能力。企業(yè)獲取利潤的潛能則是企業(yè)后續(xù)發(fā)展?jié)撃艿捏w現(xiàn)，在評價他們的盈利能力往往需要考慮該債務(wù)償還能力、自身的資產(chǎn)狀況及財政狀況。故本文將從企業(yè)的后續(xù)發(fā)展?jié)撃?、債?wù)償還能力、獲取利潤能力方面來衡量企業(yè)的價值，初步選定資產(chǎn)負(fù)債率、股東權(quán)益比率、凈利潤、營業(yè)成本為自變量。設(shè)分別為資產(chǎn)負(fù)債率、股東權(quán)益比率、凈利潤、營業(yè)成本。設(shè)分別為標(biāo)準(zhǔn)化后的資產(chǎn)負(fù)債率、股東權(quán)益比率、凈利潤、營業(yè)成本。實證研究研究模型簡介多元回歸分析的步驟首先，設(shè)立多元回歸方程為再使用最小二乘法，即尋找參數(shù)的估計值使離差平方和達到最小，進行參數(shù)估計得出回歸系數(shù)，并寫出多元線性回歸方程。最后使用擬合優(yōu)度檢驗對該模型進行測試，公式為。與1的差值越小，表明模型的回歸擬合效果越好，與1的差值越大，則表明回歸效果越差。多元回歸模型構(gòu)建設(shè)多元回歸方程為，將整理好的數(shù)據(jù)代入SPSS軟件中得到以下分析結(jié)果：表4.1系數(shù)估計模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性 共線性統(tǒng)計B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta容差VIF（常量）10.1828.3821.2150.231資產(chǎn)負(fù)債率0.0610.1520.0440.4030.6890.9261.080凈利潤-0.2960.050-1.248-5.9170.0000.2523.964營業(yè)成本0.7200.1041.4446.9240.0000.2583.871表4.2排除變量模型輸入Betat顯著性偏相關(guān)共線性統(tǒng)計容差VIF最小容差股東權(quán)益比率-177.877-0.4490.656-0.0717.311E-813677270.687311E-8根據(jù)表4.3中的數(shù)據(jù)可以看出，股東權(quán)益比率顯著性遠大于0.05且容差遠小于0.1存在共線問題，所以將該指標(biāo)從方程中剔除。從表4.2中可以看出只有凈利潤和營業(yè)成本的顯著性較大，由于資產(chǎn)負(fù)債率的顯著性并不是很高，所以再次進行逐步回歸分析，結(jié)果如下：表4.3逐步回歸結(jié)果模型未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性B標(biāo)準(zhǔn)誤差Beta營業(yè)成本0.7190.1031.4436.9890.000凈利潤-0.2920.049-1.235-5.9850.000從表4.3的逐步回歸結(jié)果可知，資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)已被剔除，所以可以得到最后的多元回歸方程為上述的多元回歸方程中可以看出，凈利潤呈負(fù)相關(guān)而營業(yè)成本則呈正相關(guān)。營業(yè)成本對碳信息披露程度的影響較大，當(dāng)碳信息披露程度評分提高1分時，企業(yè)的營業(yè)成本將會提高0.719億元，相反地將會使企業(yè)的凈利潤降低0.292億元。主成分分析由于在多元回歸的逐步回歸中表示資產(chǎn)負(fù)債率與碳信息披露程度無關(guān)，在《低碳經(jīng)濟背景下上市公司碳信息披露影響因素分析—2015-2017年上證社會責(zé)任指數(shù)前100家企業(yè)年報統(tǒng)計分析》（2020）中卻得出結(jié)論資產(chǎn)負(fù)債率與碳信息披露程度呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，故再利用主成分分析再次進行分析。得出的結(jié)果如下：表4.4相關(guān)性矩陣Z1（資產(chǎn)負(fù)債率）Z2（股東權(quán)益比率）Z3（凈利潤）Z4（營業(yè)成本）Z1（資產(chǎn)負(fù)債率）1.000-1.0000.2710.227Z2（股東權(quán)益比率）-1.0001.000-0.271-0.227Z3（凈利潤）0.271-0.2711.0000.861Z4（營業(yè)成本）0.227-0.2270.8611.000表4.5KMO和巴特利特檢驗KMO取樣適切性量數(shù)0.533巴特利特球形度檢驗近似卡方747.192自由度6顯著性0.000從表4.4可以看出只有Z3和Z4之間的相關(guān)性大于0.5，其余均小于0.5，故認(rèn)為Z1,Z2間存在較大的共線性可能，需進一步分析評估，故進行KMO球形檢驗。從表4.5的結(jié)果中可以看出，KMO值大于0.5，通過檢驗可以進行主成分分析。表4.6總方差解釋成分初始特征值總計方差百分比累計%12.43460.84560.84521.42935.71396.55830.1383.442100.0043.656E-89.139E-7100.00根據(jù)上表數(shù)據(jù)，成分1和成分2的方差累計貢獻度已經(jīng)達到了96%，所以提取成分1、成分2記作F1，F(xiàn)2構(gòu)建主成分回歸。再對提取出來的兩個成分進行多元線性回歸，得出以下結(jié)論：表4.7系數(shù)估計模型B標(biāo)準(zhǔn)誤差F14.3574.882F24.8924.882最后得到主成分分析回歸的方程為擬合優(yōu)度檢驗根據(jù)公式公式為，用SPSS來評估該模型的擬合優(yōu)度如何，輸出結(jié)果如下：表4.8擬合優(yōu)度檢驗?zāi)Ｐ蚏R方調(diào)整后R方標(biāo)準(zhǔn)估算的誤差10.7350.5400.50622.71261根據(jù)表4.3可知，該多元回歸模型的為0.54，較接近于1，該模型通過了擬合優(yōu)度檢驗。但由于與回歸方程中的自變量數(shù)目及樣本量n有關(guān)，當(dāng)樣本量n與自變量的個數(shù)接近時，易接近1，所以不能單單靠擬合優(yōu)度檢驗來評估方程，還需要通過F檢驗進行進一步的評估分析。顯著性檢驗表4.9ANOVO模型平方和自由度均方F回歸24779.63738259.87916.012殘差21150.36341515.863總計45930.00041運用Excel的FINV函數(shù)計算出在檢驗水平為0.05和0.01下F值分別為，F(xiàn)INV(0.05，3，41)=2.833，F(xiàn)INV(0.01,3,41)=4.299，在該實驗中得到的F為16.012均大于以上兩個F值，所以拒絕，說明與間存在回歸關(guān)系，該多元回歸方程通過顯著性檢驗。多重共線性檢驗由于該模型所使用的數(shù)據(jù)屬于時間序列數(shù)據(jù)，經(jīng)濟變量往往存在共同的變化趨勢，它們之間會有很大的可能性出現(xiàn)共線性，所以需要對該模型進行多重共線性檢驗，檢驗結(jié)果如下：表4.10多重共線性檢驗?zāi)Ｐ凸簿€性統(tǒng)計容差VIF營業(yè)成本0.2583.870凈利潤0.2583.870分析上表的數(shù)據(jù)，不難得出營業(yè)成本和凈利潤的方差擴大因子（VIF）均為3.87，根據(jù)方差擴大因子判別法，當(dāng)VIF10時，自變量與自變量間有很嚴(yán)重的多重共線性，由于該模型的VIF遠小于10，故不存在多重共線性。研究結(jié)論對企業(yè)價值相關(guān)指標(biāo)和碳信息披露程度進行多元回歸分析建模，該模型通過了顯著性檢驗、擬合優(yōu)度檢驗并不存在多重共線性，在對該模型中的變量進行主成分分析后得出的結(jié)論一致，故該多元回歸模型合理，最后得到方程為。從模型中得到結(jié)論，碳信息披露與企業(yè)的凈利潤呈負(fù)相關(guān)而與企業(yè)的營業(yè)成本呈正相關(guān)。當(dāng)碳信息披露程度評分提高1分時，企業(yè)的營業(yè)成本將會提高0.719億元，相反地將會使企業(yè)的凈利潤降低0.292億元。研究結(jié)論和建議國民對環(huán)境治理問題的關(guān)注度愈來愈高，人們也更加注意到能源節(jié)約、節(jié)能減排。由于國民將觀注重心逐步轉(zhuǎn)移至環(huán)境治理問題，碳排放權(quán)交易市場的重要舉措也漸漸提上了日程。碳信息披露政策也就應(yīng)運而生，碳信息披露促使企業(yè)達到節(jié)能減排、減少污染，提高企業(yè)的市場核心競爭力，碳信息披露越詳細程度一般與企業(yè)樹立社會形象的難易程度掛鉤，但有許多企業(yè)卻不愿意進行披露。本課題使用多元回歸分析等方法對企業(yè)相關(guān)指標(biāo)與碳信息披露程度的聯(lián)系進行研究，獲得了以下結(jié)論：碳信息披露與企業(yè)的凈利潤呈負(fù)相關(guān)而與企業(yè)的營業(yè)成本呈正相關(guān)。企業(yè)的凈利潤呈負(fù)相關(guān)關(guān)系這也就說明隨著碳信息披露程度變高，企業(yè)的凈利潤反而會變低，自然而然企業(yè)也就會拒絕將碳信息披露的程度擴大，而選擇不自愿或是隱瞞其詞。當(dāng)碳信息披露程度評分上升時，企業(yè)的營業(yè)成本將會提高，相反地將會使企業(yè)的凈利潤降低。根據(jù)對社會現(xiàn)實情況的了解，分析研究獲得的結(jié)論，并將二者相結(jié)合，將提出以下提議：第一，政府可以適當(dāng)獎勵進行節(jié)能減排的企業(yè)，提高企業(yè)節(jié)能減排的意愿程度。當(dāng)企業(yè)的碳信息披露程度、節(jié)能減排進度大大提升時，政府可以給這些企業(yè)撥發(fā)獎勵基金，在企業(yè)原有利潤的基礎(chǔ)上更上一層樓。第二，政府應(yīng)該適當(dāng)降低一些環(huán)境保護、節(jié)能減排方面裝置的價格，從而減輕企業(yè)的營業(yè)成本的壓力。除此以外，企業(yè)也應(yīng)該大力宣傳節(jié)能減排意識，使企業(yè)員工改變自己的生活習(xí)慣，如：節(jié)約用紙、隨手關(guān)燈等，從生活中的細節(jié)上真正做到節(jié)能減排。第三，政府應(yīng)該限制碳信息披露形式，嚴(yán)苛管理企業(yè)披露形式，使企業(yè)的披露方式更加的統(tǒng)一。由于披露形式的不同，企業(yè)在年報中呈現(xiàn)的碳信息披露狀況也不同，一些低污染企業(yè)往往在年報中只有對于輕污染的解決方案、并沒有詳細地呈現(xiàn)碳信息的整體情況，而高污染企業(yè)只有少部分會將污染源、排污地點、排污成本以及最后得到的收益完完整整地寫入年報，這也就可以使一些企業(yè)有了謀取額外利益的漏洞?？刂破髽I(yè)披露形式和披露的項目使政府能夠更加了解監(jiān)管公司的生產(chǎn)情況以及污染情況，讓政府更容易、更清晰地看到企業(yè)的節(jié)能減排措施及處理污染物的具體方法。第四，碳信息披露程度的變高也要求著企業(yè)的節(jié)能減排技術(shù)、裝置更加的先進，雇傭更多的高科技人才付出更多的人力費用，只有將碳信息披露報告中的匯報成果做的更加優(yōu)秀，才能使企業(yè)的社會形象更加的穩(wěn)固、社會輿論地位提高。

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