環境政策、媒體關注與制造業企業綠色技術創新

摘要：環境政策和媒體關注對于制造業企業開展綠色技術創新有非常重要的影響。文章基于2013—2022年我國制造業上市公司數據，實證考察了異質性環境政策對企業綠色技術創新的影響，以及媒體關注在其中發揮的調節作用。研究發現：實施市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策均能有效促進企業綠色技術創新；媒體關注會削弱正向市場激勵型環境政策對企業綠色技術創新的促進作用，增強負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策對企業綠色技術創新的促進作用，過大的輿論壓力會減弱媒體關注的正向調節作用。今后在推動制造業企業綠色創新發展過程中，應進一步加強異質性環境政策間的協調配合，充分發揮媒體的監督治理作用，營造良好的監督氛圍。

關鍵詞：新質生產力；制造業企業；環境政策；媒體關注；綠色技術創新

中圖分類號：F424" " " " " " " " 文獻標志碼：A" " " " " " "文章編號：1671-9840（2024）04-0035-12

DOI：10.16713/j.cnki.65-1269/c.2024.04.005

Environmental Policy， Media Attention

and Manufacturing Enterprises' Green Technology Innovation

LIU Xinxin， ZHU Qing

（East China University of Technology， Nanchang 330000， China）

Abstract： Environmental policies and media attention play an important role in manufacturing enterprises to carry out green technology innovation. Based on the data of listed companies in the manufacturing industry from 2013 to 2022， this paper empirically examines the impact of heterogeneous environmental policies on corporate green technology innovation and the moderating effect of media attention. The results show that both market-incentive environmental policies and command-and-control environmental policies can effectively promote the innovation of green technology of enterprises. Media attention will weaken the promoting role of positive market-incentive environmental policies and strengthen the promoting role of negative market-incentive environmental policies and command-and-control environmental policies，Excessive pressure on public opinion will weaken the positive moderating effect of media attention. In the process of promoting the green innovation and development of manufacturing enterprises， it is of great necessity to further strengthen the mutual cooperation of heterogeneous environmental policies， fully leverage the supervisory and governance role of the media to create a favorable atmosphere for supervision.

Key words： new quality productivity; manufacturing enterprises; environmental policy; media attention; green technology innovation

2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察時指出：“積極培育新能源、新材料、先進制造、電子信息等戰略性新興產業，積極培育未來產業，加快形成新質生產力，增強發展新動能。”12024年3月，習近平總書記在參加十四屆全國人大二次會議江蘇代表團審議時強調，要牢牢把握高質量發展這個首要任務，因地制宜發展新質生產力2。發展實體經濟是培育新質生產力的現實基礎，新質生產力不能完全脫離實體經濟而存在［1］。作為實體經濟的重要組成部分，中國制造業取得了巨大的發展成就，如何促進制造業企業進行綠色技術創新是學者關注的熱點問題。

實施環境政策是政府調控企業的重要方式。早期研究大多認為實施環境政策會增加企業成本，擠占企業研發資金，削弱企業競爭力，不利于企業綠色技術創新，但Hicks認為嚴厲的環境政策能引致創新［2］。Porter［3］認為，從長期來看，實施環境政策能促進企業開展綠色技術創新，降低企業環境保護成本，提升企業生產能力和盈利能力。目前，環境政策對企業綠色技術創新的促進作用已被學者所證實，但既有研究多集中于單一環境政策對企業綠色技術創新的影響，或基于中觀和宏觀視角，探究其對特定行業和地區的影響，關于異質性環境政策如何影響企業綠色技術創新的研究并不豐富。此外，媒體關注公眾的興趣，也關注公眾的利益［4］，其具有的聚焦、放大和引導作用對環境政策的實施效果會產生怎樣的影響值得關注。學界將環境政策大致分為市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策兩類，考慮到市場激勵型環境政策包括研發補貼和環境稅費等，因此，本文將市場激勵型環境政策進一步劃分為正向市場激勵型環境政策和負向市場激勵型環境政策，考察異質性環境政策對企業綠色技術創新的影響，并將媒體關注納入研究框架，分析其在環境政策對企業綠色技術創新影響中的調節作用及內在作用機制，以期為更好推動制造業企業進行綠色技術創新提供有益參考。

一、理論分析與研究假說

（一）異質性環境政策與企業綠色技術創新

1.市場激勵型環境政策與企業綠色技術創新。市場激勵型環境政策包括正向市場激勵型環境政策和負向市場激勵型環境政策。正向市場激勵型環境政策以政府補貼、稅收減免等為代表，主要通過對企業進行正向刺激進而鼓勵其進行綠色技術創新。綠色技術創新活動具有周期長、風險高等特征，企業自發進行綠色技術創新的意愿較低，因而需要政府干預，而給予企業研發補貼、進行稅收減免等是政府鼓勵企業進行綠色技術創新的有效方式。一方面，正向市場激勵型環境政策能夠給予企業直接的資金支持，可在一定程度上幫助企業緩解資金困境，促進企業進行綠色技術創新［5］。另一方面，政府補貼能夠發揮信號傳遞作用，幫助企業獲取更多的外部創新資源，緩解融資約束［6］，促進企業之間的合作［7］。此外，正向市場激勵型環境政策還能夠促進企業積極履行社會責任，完善公司ESG治理體系［8］。企業獲得政府補貼可在一定程度上體現其對社會公共資源的占用，會由此獲得更多的社會關注同時也會面對更大的輿論壓力，為避免公眾對企業“不作為”行為的不滿，企業會積極開展綠色技術創新活動。基于此，本文提出研究假說H1a：實施正向市場激勵型環境政策可促進企業進行綠色技術創新。

負向市場激勵型環境政策以環境保護稅和可交易排污許可證等為代表，主要通過增加企業排污成本進而倒逼企業進行綠色技術創新。將外部環境成本內化為企業的經濟成本是負向市場激勵型環境政策的顯著特征。從這個角度而言，負向市場激勵型環境政策的實施實際上增加了企業非綠色產品成本，降低了企業競爭力，在企業價值最大化目標下，企業會選擇淘汰非綠色產品，轉而增加綠色產品生產。同時，企業也會積極進行綠色技術創新，增加對綠色能源和原材料的使用，積極更新生產工藝，減少對原有污染性生產方式的依賴，有效降低環境監管成本，降低負向市場激勵型環境政策給企業帶來的不利影響。此外，負向市場激勵型環境政策為企業技術改進指明了方向［9］，征收環境稅能促使管理者反思企業在綠色發展中存在的不足，轉而積極尋求綠色技術創新與運用，通過綠色技術創新，企業不僅能實現節能減排，還能生產出差異化的綠色產品，從而獲得新的市場份額，培養獨特的綠色競爭優勢。基于此，本文提出研究假說H1b：實施負向市場激勵型環境政策可促進企業進行綠色技術創新。

2.命令控制型環境政策與企業綠色技術創新。命令控制型環境政策以政府部門設立的市場準入標準、環境標準、禁令等為主，依據相關法律法規對企業生產行為進行強制性約束。強制性是命令控制型環境政策最主要的特點［10］。由于與違規懲罰緊密結合，命令控制型環境政策在客觀上內化了企業污染行為的外部性，驅動企業致力于兼顧生態效益的綠色創新，企業出于降低違規成本等考慮，通常會主動更新生產技術裝備、改進工藝，以符合政策標準。同時，命令控制型環境政策體現了政府對環境治理的重視程度［11］，當政策強度處于較高水平時，企業進入和退出戰略會受到直接影響，命令控制型環境政策通過在行業內設置綠色進入壁壘，限制行業內現有企業的粗放式擴張，“小、散、亂、污”類企業會被迫關停，行業潛在進入者也面臨較高的綠色技術門檻［12］，這有助于提升行業整體綠色技術創新水平。基于此，本文提出研究假說H2：實施命令控制型環境政策可促進企業進行綠色技術創新。

（二）異質性環境政策、媒體關注與企業綠色技術創新

媒體治理理論表明，媒體的有效監督是公司治理的一部分［13］。媒體具有的信息傳播功能能夠緩解企業與外部利益相關者之間的信息不對稱［14］，獲得正向市場激勵型環境政策的扶持通常表明企業通過了政府或第三方機構考核認證，在媒體報道下這種認證作用被放大，企業更易受到合作者關注，提升獲取外部創新資源的能力。同時，媒體所具有的聚焦和放大效應對于塑造企業形象至關重要［15］。媒體對企業的正面報道能夠幫助企業樹立良好的社會形象，提高利益相關者對企業的認可度，從而提升企業競爭力［16］。媒體對企業的負面報道會影響企業聲譽，促使企業規范自身行為，減輕生產經營活動對環境的不利影響［14］，企業高管出于對聲譽和績效的考慮，會在媒體關注壓力下，以更高的社會責任感制定企業發展戰略［17］。同時，企業受到的媒體關注越多，則其受到的監督也越多，來自社會公眾的外部監督會對企業形成壓力效應［18］，減少企業的機會主義行為［19］。命令控制型環境政策體現了政府對環境治理的重視程度，在媒體報道下，社會輿論會成為一種非正式規制力量，迫使企業進行綠色技術創新，特別是當企業受到違規處罰時，在媒體引導下，公眾可能通過抵制企業產品等方式，督促企業盡快修正自身行為，減輕對環境的不利影響。由此，本文提出如下研究假說：研究假說H3a即媒體關注增強了正向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用；研究假說H3b即媒體關注增強了負向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用；研究假說H3c即媒體關注增強了命令控制型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用。

二、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文的研究樣本為2013—2022年我國制造業A股上市公司。研究中綠色技術創新數據來自CNRDS數據庫，正向市場激勵型環境政策數據來自CSMAR數據庫，負向市場激勵型環境政策數據來自企業年報、上市公司社會責任報告和稅務局網站，命令控制型環境政策數據來自北大法寶網站，媒體關注數據來自CNRDS數據庫，企業微觀財務數據和公司治理數據來自CSMAR數據庫。企業所屬行業根據《上市公司行業分類指引（2012年修訂）》規定的行業代碼和行業門類代碼確定，所屬城市根據CSMAR數據庫提供的上市公司注冊地確定。借鑒已有研究，本文對初始樣本進行如下處理：一是剔除ST或PT類企業樣本；二是剔除2013—2022年間轉為制造業企業的樣本；三是剔除相關變量缺失的樣本。經過篩選，最終獲得由5608個觀測值構成的非平衡面板數據。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本研究的被解釋變量為企業綠色技術創新（[lnGreen]）。目前學界主要從投入產出視角測度企業綠色技術創新水平。產出視角主要以綠色專利、綠色產品衡量企業綠色技術創新水平［20-21］，而投入視角則以綠色技術創新相關資源投入情況衡量企業綠色技術創新水平［22］。考慮到綠色專利申請量對企業綠色技術創新水平的代表性較強，且綠色發明專利的創新水平較高，故本文借鑒齊紹洲［23］的研究，采用綠色發明專利申請總量加1并取自然對數的方法測度企業綠色技術創新水平。

2.解釋變量。本研究的解釋變量為環境政策（[ER]），具體包括正向市場激勵型環境政策（[ER1A]）、負向市場激勵型環境政策（[ER1B]）和命令控制型環境政策（[ER2]）。學界對市場激勵型環境政策的衡量主要包括排污費總額［10，24-25］、污染治理投資總額［24］和政府補貼［10，25］，考慮到本文將市場激勵型環境政策區分為正向激勵和負向激勵兩種類型，而污染治理投資總額是地區數據，故采用企業獲取的直接補貼作為正向市場激勵型環境政策的代理變量，將企業繳納的排污費（環境保護稅）作為負向市場激勵型環境政策的代理變量。學界對命令控制型環境政策的衡量主要包括地區環境法規（地方性法規及環境標準）數量［24］、地區環境行政處罰數量［10，24-25］和污染物排放量［26］，考慮到環境行政案件處罰數與各地環境法規相關性較高且以其衡量命令控制型環境政策執法強度的效果更好，故本文采用各級環境行政案件處罰數量衡量命令控制型環境政策。

3.調節變量。本研究的調節變量為媒體關注（[lnMedia]），以報刊或網絡中包含公司簡稱的新聞數量來衡量，主要通過手工整理以及百度搜索引擎、中國上市公司財經新聞數據庫獲取相關數據。同時，為避免手工整理的誤差，本文借鑒既有研究［14，27］，采用中國上市公司財經新聞數據庫作為媒體關注數據的主要數據來源，以網絡和報刊中包含上市公司簡稱的新聞數量作為媒體關注的代理變量。

4.控制變量。為剔除其他因素對數據分析以及回歸結果的影響，本文控制了以下變量：一是企業年齡（[Age]），以企業上市年限來衡量；二是固定資產比例（[Tangible]），以固定資產凈額占總資產的比例來衡量；三是董事人數（[Board]），以董事會人數取自然對數來衡量；四是獨立董事比例（[Indep]），以獨立董事人數占董事總人數的比例來衡量；五是第一大股東持股比例（[Top1]），以第一大股東持股數量占總股數的比例來衡量；六是營業收入增長率（[Growth]），以本年營業收入除以上一年營業收入再減1來測度。

研究中相關變量的描述性統計結果如表1所示。

（三）模型設定

本文設定模型（1）來驗證研究假說H1a、H1b和H2，設定模型（2）來驗證研究假說H3a、H3b和H3c。模型具體形式如下：

[lnGreeni，t=α0+α1ERi，t+αiControli，t+Year+Industry+εi，t]" " " " " " " " " （1）

[lnGreeni，t=β0+β1ERi，t+β2lnMediai，t+β3lnMediai，t×ERi，t+βiControli，t+Year+Industry+εi，t]

上述模型中：[lnGreen]表示企業綠色技術創新，[ER]表示環境政策，[lnMedia]表示媒體關注，[Control]表示一系列控制變量，[i]表示企業，[t]表示時間，[Industry]表示行業，[Year]表示年份，[ε]為隨機誤差項。

三、實證分析

（一）基準回歸分析

表2報告了模型（1）的回歸結果。列（a）～（c）為未加入控制變量的回歸結果，結果顯示正向市場激勵型環境政策（[ER1A]）回歸系數為0.147且在1%水平顯著，負向市場激勵型環境政策（[ER1B]）回歸系數為0.184且在1%水平顯著，命令控制型環境政策（[ER2]）回歸系數為0.107且在10%水平顯著。列（d）為僅加入控制變量的回歸結果，從中可初步判斷控制變量對企業綠色技術創新的影響程度。列（e）～（g）為加入所有變量的回歸結果，結果顯示正向市場激勵型環境政策（[ER1A]）回歸系數為0.142且在1%水平顯著，負向市場激勵型環境政策（[ER1B]）回歸系數為0.134且在1%水平顯著，命令控制型環境政策（[ER2]）回歸系數為0.135且在5%水平顯著。這表明實施正向市場激勵型環境政策、負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策均能促進企業進行綠色技術創新，由此驗證了研究假說H1a、H1b和H2。

（二）調節機制檢驗

媒體關注的調節機制檢驗結果如表3所示。由表3列（a）可知，正向市場激勵型環境政策與媒體關注交互項（[ER1A×lnMedia]）回歸系數為-0.012且在1%水平顯著，表明媒體關注削弱了正向市場激勵型環境政策對企業綠色技術創新的促進作用，研究假說H3a未得到驗證。這可能是因為當企業獲得政府補助的信息被媒體報道后，企業聲譽有所提升，逐利性致使企業在一定程度上忽視了綠色技術創新，轉而將更多精力集中到非綠色盈利活動中，從而削弱了正向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用。列（b）顯示，負向市場激勵型環境政策與媒體關注交互項（[ER1B×lnMedia]）回歸系數為0.084且在1%水平顯著，表明媒體關注增強了負向市場激勵型環境政策對企業綠色技術創新的促進作用，研究假說H3b得以驗證。當企業環境稅費支出增加或受到環境處罰時，媒體對其負面行為進行報道，企業出于對自身聲譽的考慮，會及時調整企業行為，積極開展綠色技術創新活動，減少對環境的負面影響，進而減少媒體報道對企業發展的不利影響。列（c）顯示，命令控制型環境政策與媒體關注交互項（[ER2×lnMedia]）回歸系數為0.102且在5%水平顯著，表明媒體關注增強了命令控制型環境政策對企業綠色技術創新的促進作用，研究假說H3c得以驗證。命令控制型環境政策的強制性可約束企業行為，媒體關注可減少企業與公眾之間的信息不對稱，在媒體監督壓力下，企業會更加注重規范自身行為，避免因違反行政命令所受到的環境處罰以及媒體的負面報道所帶來的企業聲譽下降等，在這種情況下，企業進行綠色技術創新的意愿進一步增強，綠色技術創新水平提升會更明顯。

（三）穩健性檢驗

1.工具變量檢驗。考慮到潛在的內生性問題，本文構造工具變量，采用兩階段估計法重新回歸。由于企業決策易受同地區其他企業影響，但一種決策較難聯動影響本企業其他行為，故本文采用同地區其他上市企業政府補貼（排污費）金額的均值（[MER1A]，[MER1B]）作為正向（負向）市場激勵型環境政策的工具變量［28］。另外，通常空氣流通系數越大越有利于污染物的擴散和城市污染狀況的改善，進而影響命令控制型環境政策強度，同時空氣流通系數由氣象和地理條件決定，與隨機擾動項不相關，故本文選取地區空氣流通系數（[VE]）作為環境執法的工具變量［29］。工具變量檢驗結果1顯示，第一階段回歸中選取的工具變量均與解釋變量高度相關，第二階段回歸結果顯示，正向市場激勵型環境政策和負向市場激勵型環境政策回歸系數均在1%水平顯著為正，命令控制型環境政策回歸系數在5%水平顯著為正，表明排除內生性問題后，各類環境政策的實施均能顯著促進制造業企業進行綠色技術創新。此外，弱工具變量識別F統計量的數值大于10，表明工具變量是合理、有效的。

2.改變變量衡量方法。考慮到衡量方法不同會對回歸結果造成一定影響，故本文借鑒肖紅軍［30］的研究，采用綠色發明專利和綠色實用新型專利獲得數衡量企業綠色技術創新水平，結果見表4列（a）～（c）。同時，本文放寬了調節變量的衡量方法，以網絡和報刊相關報道的標題及內容包含上市公司簡稱的報道數量總數加1的自然對數來衡量媒體關注水平，回歸結果見表4列（d）～（f）。由表4可知，實施正向市場激勵型環境政策、負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策均能顯著促進企業進行綠色技術創新，媒體關注削弱了正向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，增強了負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，前文結論穩健。

3.多種政策變量同時進行回歸。為解決政策工具遺漏問題，本文將3個解釋變量同時納入估計方程對樣本重新進行回歸，結果見表4列（g）。由列（g）可知，實施正向市場激勵型環境政策、負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策均能顯著促進企業進行綠色技術創新，前文結論穩健。

4.增加行業-年度交互固定效應。為捕捉行業和年度均發生變化的不可觀測因素，本文在模型（1）的基礎上增加行業-年度交互固定效應，重新對樣本進行回歸，結果見表5。由表5可知，實施正向市場激勵型環境政策、負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策均能顯著促進企業進行綠色技術創新，媒體關注削弱了正向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，增強了負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，前文結論穩健。

5.改變時間窗口。為判斷環境政策對企業綠色技術創新的影響是否受時間長短影響，本文將研究區間調整為2016—2022年進行回歸檢驗。由回歸結果1可知，實施正向市場激勵型環境政策、負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策均能顯著促進企業進行綠色技術創新，媒體關注削弱了正向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，增強了負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，前文結論穩健。

四、進一步分析

（一）產權異質性分析

考慮到企業產權性質通常會對研發創新產生一定影響，故本文進一步分析環境政策的實施是否會對國有企業和非國有企業產生不同的影響。國有企業資金較雄厚，與政府關系較緊密，較非國有企業而言更易獲得外部資源，因而其通過正向市場激勵型環境政策的認證作用來獲取外部創新資源的需求并不迫切，由環境稅費等負向市場激勵型環境政策帶來的成本壓力也并不明顯。非國有企業資金實力較弱，需要加強與政府的聯系，通過正向市場激勵型環境政策的認證作用獲取更多的外部創新資源［31］，且由負向市場激勵型環境政策帶來的成本壓力也更明顯。同時，國有企業常將政策看作政府發出的信號，企業行為與政府政策導向更具一致性，因而相較于非國有企業，正向市場激勵型環境政策對國有企業進行綠色技術創新的促進作用較弱，負向市場激勵型環境政策的促進作用更強，命令控制型環境政策的促進作用可能并不顯著。為驗證以上猜想，本文重新對模型（1）進行回歸，結果見表6。表6列（a）（c）（e）為國有企業回歸結果，列（b）（d）（f）為非國有企業回歸結果。由表6可知，在國有企業樣本和非國有企業樣本中，正向市場激勵型環境政策（[ER1A]）和負向市場激勵型環境政策（[ER1B]）回歸系數均顯著為正；正向市場激勵型環境政策（[ER1A]）回歸系數在非國有企業樣本中更大，而負向市場激勵型環境政策（[ER1B]）回歸系數在國有企業樣本中更大；命令控制型環境政策（[ER2]）回歸系數在非國有企業樣本中顯著為正，在國有企業樣本中為正但不顯著。可見，回歸結果驗證了上述猜想。

媒體關注主要通過社會輿論的非正式規制迫使企業修正不當行為以及緩解信息不對稱來獲取外部資源這兩種渠道強化環境政策和企業綠色技術創新之間的關系。國有企業對緩解信息不對稱獲取外部資源的需求并不迫切，媒體關注對國有企業的影響更多體現在非正式規制上，過大的輿論壓力可能促使企業以“漂綠”等方式減少負面關注的不利影響［29］，而非國有企業不僅面對媒體關注的壓力，其對外部資源的需求也較強，媒體關注的調節效應是這兩方面共同作用的結果。因此，對國有企業而言，媒體關注對負向市場激勵型環境政策和企業綠色技術創新關系的調節作用可能并不顯著；對非國有企業而言，媒體關注對正向市場激勵型環境政策與企業綠色技術創新關系的調節作用可能并不顯著。為驗證以上猜想，本文對模型（2）重新進行回歸，結果見表7。表7列（a）（c）為國有企業回歸結果，列（b）（d）為非國有企業回歸結果。由表7可知，在國有企業中，媒體關注削弱了正向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，其對負向市場激勵型環境政策與企業綠色技術創新關系的調節作用不顯著；在非國有企業中，媒體關注增強了負向市場激勵型環境政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，而對正向市場激勵型環境政策與企業進行綠色技術創新關系的調節作用不顯著。可見，回歸結果驗證了上述猜想。

（二）行業異質性分析

考慮到重污染行業受到的媒體關注較多，壓力較大，過大的壓力可能使企業出現短視行為，因而本文將樣本分為重污染行業企業和非重污染行業企業以考察行業異質性對企業綠色技術創新的影響。對于重污染行業企業而言，為避免陷入負面新聞漩渦，相對于開展風險高、周期長的綠色技術創新活動，其更傾向于對企業行為進行“漂綠”［32］。因此，相較于非重污染行業企業，媒體關注對重污染行業企業的調節作用可能并不顯著。為驗證以上猜想，本文對模型（2）重新進行回歸，結果見表8。表8列（a）（c）（e）為重污染行業企業回歸結果，列（b）（d）（f）為非重污染行業企業回歸結果。由表8可知，對于重污染行業企業，媒體關注對各類環境政策與企業綠色技術創新關系的調節作用均不顯著，媒體關注對非重污染行業企業的調節作用更顯著。可見，回歸結果驗證了上述猜想。

五、結論與啟示

（一）研究結論

當下正值中國經濟轉型的重要時期，培育新質生產力，推動制造業向高端化、綠色化升級是高質量發展的重要內容。本文以2013—2022年我國制造業A股上市公司為樣本，引入媒體關注變量，檢驗異質性環境政策的實施對制造業企業綠色技術創新的影響以及媒體關注在其中所發揮的調節作用。研究發現：第一，實施環境政策能夠有效促進企業進行綠色技術創新。以政府補貼為代表的正向市場激勵型環境政策、以環境稅費為代表的負向市場激勵型環境政策和以環境法規為代表的命令控制型環境政策的實施均對企業綠色技術創新有顯著的促進作用。第二，將媒體關注納入研究框架的回歸結果表明，媒體關注在各類環境政策對企業綠色技術創新的影響中所發揮的調節作用并不相同。媒體關注會削弱正向市場激勵型環境政策對企業綠色技術創新的促進作用，增強負向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策對企業綠色技術創新的促進作用。第三，進一步考慮產權異質性和行業異質性的研究結果表明，實施正向市場激勵型環境政策和命令控制型環境政策對非國有企業進行綠色技術創新具有更強的促進作用，實施負向市場激勵型環境政策對國有企業進行綠色技術創新具有更強的促進作用。此外，媒體關注的調節作用受輿論壓力的影響，過大的輿論壓力會使企業出現短視行為，削弱媒體關注的正向調節作用。

（二）啟示

基于以上研究結論，本文得到如下啟示：一是充分發揮政策對企業進行綠色技術創新的促進作用，加強各種環境政策的協調配合。今后應更加注重加大環保監管力度，增加企業環境成本，從成本核算角度推動企業綠色技術創新；制定更為完善的稅收優惠、財政補貼制度，提升企業資源獲取能力，切實提升企業進行綠色技術創新的意愿和能力。二是加強企業與媒體之間的良性互動，增強企業資源獲取能力。企業應盡量減少媒體關注的不利影響，當出現媒體對企業行為的負面報道時及時調整自身行為，對負面報道做出積極回應；同時還應善于運用媒體獲取外部信息，及時了解利益相關者的訴求，引導組織成員對綠色創新形成文化認同，為組織成員獲取綠色技術創新知識、提升綠色技術創新能力創造更多機會，形成積極創新的組織氛圍。三是進一步加強媒體引導作用，避免媒體過度報道。媒體應承擔相應的社會責任，及時報道環境污染事件，同時加強自身監管，避免過度報道、傾向性報道，充分發揮媒體的監管作用。媒體還應及時宣傳環境政策，緩解利益相關者與企業之間的信息不對稱問題，幫助企業了解利益相關者訴求，幫助企業樹立良好形象，降低企業創新的外部性，同時幫助利益相關者及時了解企業動態，以外部監督和輿論壓力幫助企業規范自身行為，降低企業活動對社會的不利影響。

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【責任編輯：甘海燕】