三、回归结果分析
（一）基准回归结果
从表9.5回归结果中可以发现，EDI的标准化回归系数是0.3088并在1%的水平上显著，由此反映出我国重污染企业环境信息披露质量的提高会显著促进企业高质量发展。同时固定年份，EDI和TFP之间的关系仍旧显著，验证了假说H1。在控制变量中，企业规模、偿债能力、盈利能力和成长能力的回归结果都符合预期。不过，股权集中度对重污染企业的高质量发展的影响在1%的水平上显著，但是存在负相关，可能与企业股权过度集中导致企业治理机制失衡有关。研究同时发现，独立董事存在感较弱，没有很好地发挥出预期的效果。
表9.5 基准回归结果[48]
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（二）内生性检验
环境信息披露可以通过提高资金配置效率和促进企业创新对重污染企业的高质量发展水平产生影响。如果重污染企业发展质量高，就会反映出企业在环保方面的绩效突出，企业将会更有动力积极披露其环境信息，不断提高环境信息披露质量。因此，环境信息披露水平和重污染企业高质量发展水平可能存在反向因果关系。为解决内生性问题，本研究采用工具变量法来处理。
本研究参考了Zhu等（2009）的研究，将媒体报道倾向性作为环境信息披露的工具变量。[49]因为媒体报道倾向性反映了新闻媒体对于企业环保情况的关注度，同时也是媒体对企业环保行为的信息反映能力，所以媒体报道倾向性与企业环境信息披露质量关系密切。媒体报道倾向性（MediaTend）是通过对企业在N篇新闻报道中的文本进行分析，将文本按正面和负面语义划分，得出正面语义个数（F）和负面语义个数（J）：
本研究采用两阶段最小二乘法进行内生性检验，回归结果如表9.6第（2）列所示。结果显示，在解决可能存在的内生性问题之后，环境信息披露仍能显著提高企业高质量发展水平。
表9.6 内生性检验结果[50]
（三）中介作用的检验
针对假设H1a和H1b，借鉴李从文（2019）的做法[51]，构建了如下模型，模型中的M可为融资约束SA、投资效率Inveffi和企业创新RD：
表9.7 中第（2）、（3）列是检验融资约束这一中介变量的回归结果，融资约束和环境信息披露质量的标准化回归系数分别为-0.1015和0.2056，并在1%的水平上显著。这证明融资约束在环境信息披露质量对重污染企业发展质量水平的促进过程中发挥了中介作用。第（4）和（5）列是检验投资效率这一中介变量的回归结果，投资效率和环境信息披露质量的标准化回归系数分别为-0.5747和0.2878，并在1%的水平上显著。证明投资效率在环境信息披露质量对重污染企业发展质量水平的促进过程中发挥了中介作用，有效抑制管理层的机会主义行为，将避免大股东盲目地进行扩张所导致的非效率投资，从而推动企业高质量发展。第（5）和（6）列是检验企业创新这一中介变量的回归结果，企业创新和环境信息披露质量的标准化回归系数分别为0.0299和0.2155，并在1%的水平上显著。说明企业创新在环境信息披露质量对重污染企业发展质量水平的促进过程中也发挥了中介作用，H1a和H1b得到了验证。研究结果重申了完善环境信息披露制度的重要性，对于引导企业提高信息披露意识提供了参考依据。
表9.7 中介作用的检验[52]
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（四）内部控制调节作用的检验
针对假设H2，为检验内部控制的调节作用构建了如下模型：
表9.8为检验内部控制调节作用的回归结果，其中交互项EDI×ICI的回归系数为1.9948，并在1%水平上显著，验证了假设H2。从实证的角度证明有质量的内部控制制度的确能充分引导重污染企业积极履行环保职责并定期披露详细的环境信息，及时识别并防范环境风险，提升经营过程中各个环节的工作效率和质量，促进企业的精细化管理，从而推动企业实现高质量发展的目标。
表9.8 内部控制调节作用的检验[53]
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（五）稳健性检验
为验证上述回归分析结果的可靠性，本研究进行了稳健性检验，得出回归结果如表9.9所示。
表9.9 稳健性检验的回归结果[54]
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表9.9中用LP法计算的TFP替换OP法计算的TFP后回归结果仍旧显著（第二列），此时环境信息披露的回归系数为0.3904，并在1%水平上显著，通过了稳健性检验。进一步支持环境信息披露促进重污染企业高质量发展的假设，也证明了前文构建的模型比较符合稳健性特征，所得出的结果具有可信度。
表9.9中还采用了将环境信息滞后的方法进行回归（第三列），从回归结果可以看出，滞后一期的环境信息披露质量的系数为0.3366，并在1%的水平上显著，再次说明本研究的基准结论是较为稳健的。由于企业的环境治理是一个长期持续的行为，企业环保资金的投入和环保设备清洁技术的更新迭代都会不断影响重污染企业的发展质量水平，所以环境信息披露的影响具有滞后效应。