为检验财务不透明度的调节作用，我们以财务不透明度指标中位数为界，把样本分为“不透明度高”与“不透明度低”两个子样本，通过采用差分GMM方法估计得到结果，如表10-3所示。从表中列（1）和（2）可以看出，在“不透明度低”的子样本中，虽然融资约束系数与缓解系数的符号与理论预期相同，但是两者均不显著，这反映出在“不透明度低”的样本中，环境信息披露的融资缓解效应并未体现。与之相反的是，在“不透明度高”的子样本中，融资约束系数与缓解系数均显著，这表明“不透明度高”子样本公司面临显著的融资约束，环境信息披露显著地缓解了该约束。我们认为，透明度影响环境信息披露效果的原因在于：公司的环境信息披露，减少了资金提供者关于公司环境风险对公司发展影响方面的担忧；增量信息能够让资金提供者更加准确地估计未来公司的现金流情况，降低了不能收回本息的风险，从而能够缓解公司面临的融资约束。总之，实证结果支持了假设10-2。
表10-3 财务不透明度和政府治理水平的调节效应分析结果
注：系数括号内为标准误；为节省篇幅我们省略了变量SIZE、GROWTH、ROE、LEV和截距项的结果，备索。(www.xing528.com)
为了检验政府治理的调节作用，我们按公司所在地政府治理水平指数是否在中位数以上，将样本分类为“政府治理水平高”和“政府治理水平低”两个子样本，采用差分GMM方法估计得到的结果见表中列（3）和（4）。从中可以看出，在政府治理水平高样本组中，投资水平与现金流、环境信息披露水平分别显著正相关，和现金流与环境信息披露水平的交乘项显著负相关，表明环境信息的披露可以显著降低公司的融资约束。而在政府治理水平低样本组中，现金流与环境信息披露水平的交乘项系数并不显著。两组样本回归结果的对比，显示出当地政府政策和行为的规范性，显著影响了企业环境信息披露的作用，支持了假设10-3。
为检验分析师跟进解读的影响，我们将总样本以分析师跟进数量中位数[3]为界把样本分为“跟进多”与“跟进少”两个子样本，通过采用差分GMM方法估计得到的结果见表中列（4）和（5）。从中可以看出，在“跟踪少”子样本中，虽然融资约束系数与缓解系数的符号与理论预期相同，但是两者均不显著，这反映出在分析师跟踪少的样本中，环境信息披露的融资缓解效应并未体现。与之相反的是，在“跟进多”子样本中，融资约束系数与缓解系数均显著，这表明“跟进多”子样本企业面临显著的融资约束，环境信息披露显著地缓解了该约束效应；相对未披露情形，披露的融资约束缓解相对效应为18.55%。实证结果支持了假设10-4。
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