企业碳信息披露质量对新质生产力的影响研究

定效应和加入控制变量后的回归结果，列（4）表示加入控制变量并控制固定效应后的回归结果。从表3可以看出，在控制固定效应和加入控制变量前后，Cdi系数均在1%水平上显著为正，表明企业高质量的碳信息披露能够促进新质生产力水平的提升，支持本文H1。 （三）稳健性检验 为使实证结果更具稳健性，本研究采用了三种方法对实证结果进行检验。第一，替换被解释变量。采用OP法和LP法测算的全要素生产率（TFP）代替被解释变量分别进行回归。第二，剔除样本。考虑到突发公共卫生事件对企业发展的影响，为避免外部事件冲击导致结果的不确定性，本文剔除了2020—2022年的样本。第三，解释变量滞后法。采用碳信息披露滞后二期和三期的数据为解释变量分别进行回归。经过上述稳健性检验（表略），所有实证结果均与前文一致。此外，为避免企业碳信息披露质量与新质生产力可能存在互为因果的问题，本文使用工具变量法处理内生性问题，借鉴宋佳等[ 4 ]的研究，采用碳信息披露滞后二期进行检验，结果表明企业高质量的碳信息披露对新质生产力水平的提升仍有显著的促进作用，H1再次得到验证。 （四）机制分析 上文得到了企业高质量的碳信息披露促进新质生产力水平提升的经验证据，本部分基于企业碳信息披露对新质生产力的信息效应如何发挥作用的视角，从融资约束SA（用SA指数来衡量）、代理成本Accrt（用期末其他应收款净额占总资产比值来衡量）和媒体关注Media（用网络新闻报道总次数加1后取自然对数来衡量）三个角度揭示其作用机制。借鉴温忠麟和叶宝娟[ 17 ]提出的中介效应检验方法，构建以下模型： 其中，MV代表中介变量SA、Accrt和Media，机制检验结果如表4所示。列（1）和列（2）报告了融资约束的中介效应检验结果，可以看出企业高质量的碳信息披露缩小了信息差距，提高投资者预期，能够通过缓解融资约束来提升新质生产力水平，支持H2。列（3）和列（4）报告了代理成本的中介效应检验结果。列（3）Cdi系数在1%水平上显著为负，表明高质量的碳信息披露能够降低代理成本。列（4）的回归结果显示，Cdi系数显著为正，Accrt系数显著为负，表明企业高质量的碳信息披露通过降低代理成本推动新质生产力水平提升的中介效应成立，支持H3。列（5）和列（6）报告了媒体关注的中介效应检验结果，可以看出Cdi和Media系数均显著为正，表明企业高质量的碳信息披露能够通过增加媒体关注促进新质生产力水平的提升，支持H4。 五、进一步分析 本文研究得到了企业高