環境規制、媒體關注與企業綠色技術創新

左祥太，羅 愷，王一博，王昀威

環境規制、媒體關注與企業綠色技術創新

左祥太，羅 愷*，王一博，王昀威

（武漢紡織大學 會計學院，湖北 武漢 430200）

以2011年-2020年A股上市制造業公司為樣本進行實證分析，首先判斷不同環境規制工具對企業綠色技術創新能力的影響，其次討論媒體關注在其中的調節效應，最后通過Heckman兩階段檢驗以及隨機重復抽樣的方法驗證結論的穩健性與有效性。實證結果發現，政府主導的環境規制會抑制企業的綠色技術創新能力；企業主導的環境規制會促進綠色技術創新能力；媒體關注僅對企業主導的環境規制具備顯著調節效應。

環境規制；媒體關注；綠色創新；Heckman兩階段；隨機重復抽樣

當今，發展中國家憑借較為低廉的價格進入制造業的國際分工體系，極大地促進了國內經濟與整體就業水平的增長，但隨之而來的生態環境問題便成為了可能影響國家可持續發展的嚴峻挑戰[1]。這樣的生態問題往往是因經濟增長對不可再生資源的消耗以及對生態環境的破壞所造成的，而根據資源基礎理論的觀點來看，企業或國家獨特競爭力的建設離不開對稀缺資源的保護[2, 3]，所以不論是國家還是企業，都需要做出及時恰當的轉型[4]。這樣的轉型往往離不開環境規制政策的實施，2015年1月1日，我國實施了史上最嚴的《環境保護法》。隨著《環境保護法》的推行以及環境規制的貫徹實施，我國也先后取得了較為卓越的環境治理成果，而無論是從“遵規成本”[5, 6]還是從“狹義波特假說”[7, 8]來看，環境規制都可能直接或者間接地影響企業的綠色技術創新能力。

值得注意的是，越來越多的研究對環境規制的具體方式進行了進一步的劃分，上述政策規制屬于外源性環境規制手段，是一種政府主導的正式型環境規制方式。而在企業內部也有可能存在內源性的環境規制手段，即通過環境披露等方式對自身的排污情況進行約束，無論是哪種形式的環境規制都會影響到企業的綠色技術創新能力[4]。與此同時，隨著信息獲取成本的下降，在信息技術如此發達的現代社會，媒體關注等非正式型的引導手段逐步出現在了公眾的視野里，且其對企業綠色技術創新能力的影響程度也在與日俱增[9]，但相關方面的研究仍然不具備統一的結論[10]。那么，對企業而言，在多種環境規制的前提下，究竟是會因為媒體的關注而加強自身綠色技術創新能力的建設，還是因為過高的治污成本而選擇放棄一部分創新投入從而削弱自身的綠色技術創新能力呢？為了解答這樣一個問題，本研究通過一系列的實證方法討論了不同環境規制工具對企業綠色技術創新能力的影響，并以媒體關注為調節變量，討論媒體關注在不同環境規制工具下對企業綠色技術創新的調節效應。

1 假設的提出

1.1 環境規制與企業綠色技術創新

學界對環境規制與企業綠色技術創新之間關系的研究總的來說可以歸結為以下觀點[7, 11]，分別是正相關[7, 12]、負相關[13, 14]以及條件相關[15, 16]。在這其中認為環境規制可以促進企業綠色技術創新能力的學者部分是以企業自身的環境信息披露作為變量，認為企業自發進行的環境規制有助于企業在長期內更好地提升自身的綠色技術創新能力，并實現符合政策要求的綠色發展，這是符合“狹義波特”假說的；認為環境規制會抑制企業綠色技術創新能力的學者大多是以環境保護政策為虛擬變量，或者通過地區污染物的排放量來間接測量環境保護政策實施效果的，他們認為對企業來說，若要實現符合政策的污染物排放，則需要占用企業用于創新的資金，減少企業的創新投入，從而會影響到企業的綠色技術創新能力，這是符合“遵規成本”假說的。根據以上梳理，本研究認為應當規范對環境規制工具的測量手段，同時在后續的回歸當中同時控制行業、地區、年份以及個體差異，分類討論不同環境規制工具對企業綠色技術創新能力的影響，且需要考慮到樣本的選擇性差異?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O：

假設一（H1）：外源性環境規制工具會抑制企業的綠色技術創新能力。

假設二（H2）：內源性環境規制工具會促進企業的綠色技術創新能力。

1.2 媒體關注的調節效應

新聞媒體不僅可以幫助企業迅速了解到利益相關者的需求與社會局勢的走向，也能夠幫助投資者迅速掌握企業財報中所并未披露的“非正式”信息[17]。雙向的信息傳遞可以在一定程度上改變企業的戰略決策，但改變總是面臨著風險。一方面企業可以根據信息的內容即時發揮管理者的治理作用，從而促進企業的綠色技術創新；另一方面也可能受限于輿論的壓力而迫使管理者出現“短視”行為，阻礙企業的綠色技術創新。此外，對于多半以政策管制為主的外源性環境規制工具來說，不論新聞媒體是否關注企業對政策的執行，都會有相關部門進行管理與處罰，所以媒體關注對外源性環境規制工具應當是不存在過多影響的，因為環境規制政策是強制有效的[13, 14]；對于靠企業自發進行環境披露的內源性環境規制工具來說，新聞媒體的關注則很有可能促進企業對自身環境規制要求的持續進行[17,18]，所以媒體關注對內源性環境規制工具的調節作用應當是正向顯著的，根據以上推理，提出本文的假設三與假設四：

假設三（H3）：媒體關注在外源性環境規制工具對企業綠色技術創新能力的影響中的調節作用不顯著。

假設四（H4）：媒體關注會促進內源性環境規制工具對企業綠色技術創新能力的影響。

2 研究設計

2.1 數據來源與變量說明

本文以2011年-2020年中國A股上市制造業公司為樣本進行分析，樣本數據當中企業的綠色專利數據、污染物排放數據以及媒體關注數據來源于CNRDS（中國研究數據服務平臺），其余控制變量來自于CSMAR（中國經濟金融研究數據庫）。

2.1.1 綠色技術創新能力測度

在有關企業綠色技術創新能力方面的研究當中，目前較為主流的測量方式大致分為三種：一是以企業的綠色創新投入作為創新能力的代理變量[19]，主要表現為通過研發資金的絕對數額或者其占銷售收入的相對比例來衡量；二是以企業的綠色創新產出作為創新能力的代理變量[20]，主要是通過企業的年度綠色專利數量來進行計算；三是通過帶有非合意產出的方向距離函數或者其他投入產出方法[10, 21]。相較于綠色創新投入，以綠色創新產出的數據作為綠色創新能力的代理變量，不僅是一種被學者們所廣泛認可的做法，其在數據的可得性以及實證分析的可重復性上也有著出色的表現，所以本文參考顧夏銘等[22]的方法并結合本文的實際數據需求情況，選取企業當年獨立申請綠色專利的數量作為企業綠色創新能力的代理變量。

2.1.2 環境規制程度的測量

以四等水準高程值為真值，計算出河北CORS靜態觀測高程中誤差為±19.7 mm，精度滿足《衛星定位城市測量技術規范》關于四等GPS高程測量中誤差不大于±30 mm，點位高程較差不大于±60 mm的技術要求。

環境規制的主要形式可以分為兩類，一類是外源性環境規制，主要通過企業所面臨的外部力量強制實施環境管制[23]，最典型的做法就是通過環境規制政策來減少企業的污染物排放量，同時也會給企業帶來一定的“治污成本”[24]。其優點在于執行力度強，對環境的改善能力能夠在短時間內迅速見效；另一類是內源性環境規制，主要通過企業對自身可持續發展的建設要求等來約束自身的生產行為，從而達到實現綠色發展的目的，其優點在于可以優化企業的資源配置，增強企業競爭力以及抵消環境規制帶來的生產成本增加[25]。

對于外源性環境規制的計算方法一般有兩種，一種是通過政府工作報告中的相關詞匯頻率等作為直接計算環境規制強度的方法[20, 26]。另一種則是通過當地不同污染物的排放總量加權平均來間接計算環境規制強度[10, 21, 27]。這兩種方法都停留在了省市級層面，沒有深入討論不同行業所面臨的環境規制強度，而以省市級數據對單個企業或行業所面臨的環境規制強度進行定義，是缺乏一定精準度的。故可以通過制造業公司年度不同污染物排放總量的標準化和函數值的相反數，來更加精確地表示單個公司所面臨的環境規制強度，這樣做的好處是可以提升指標的精確性，具體計算方式如下：

在有關內源性環境規制的計算方法當中，有學者采用地區工業污染源治理投資完成額衡量[10]，但這種方式同樣地還是會存在一些匹配誤差。對于具有可持續發展目標、自身環保要求高的上市公司來說，它們會單獨披露一些環境治理的管理報告，所以可以通過觀察企業的環境管理披露情況表，對企業是否披露環保理念、環保目標、環保管理制度體系、環保教育與培訓、環保專項行動、環保事件應急機制、環保榮譽或獎勵、“三同時”制度等進行賦值，有則取1，反之取0，最后加總得到企業的內源性環境規制強度指數，具體計算方式如下：

2.1.3 媒體關注指標計算

媒體關注主要表現為各類新聞媒介對某一公司的報道數量以及報導所蘊含的情緒。同一時間段內針對某一公司的報道數量越多，則表示其所受到的媒體關注程度越高[18]，而在這些報道當中，通過文稿材料的用詞情況又可以將報導劃分為積極報導、中性報導以及消極報導[28]。在現有的研究當中，對媒體關注情緒分類的處理方式大致分為兩類：一是自行訓練情緒詞典后再判斷某一新聞報導所蘊含的情緒[29]，二是直接使用成熟數據庫中已經完成分類的新聞情緒數據[28]?？紤]到新聞用詞的與時俱進以及漢語表意的多重復雜性等特點，采用數據庫中已完成情緒分類的新聞數據相對來說要更加可靠，故本文選用CNRDS網絡財經基本信息庫中已經完成情緒分類的數據作為媒體關注的代理變量，并依次采用、、、來分別代表媒體總關注度（新聞總數）、積極新聞數量、中性新聞數量以及消極新聞數量，考慮到不同行業公司關注度的巨大差別，對上述變量均采取了自然對數賦值的處理方法。

表1 變量符號與定義

注：上述數據中控制變量來自于CSMAR數據庫，其余變量均來自CNRDS數據庫。

2.1.4 控制變量篩選

通過梳理綠色創新領域頂刊文獻，以及結合其他可能影響到公司綠色技術創新能力的要素，本文依據前人研究經驗選擇控制變量具體符號以及定義見表1。

2.2 變量特征與相關性分析

表2展示了所有變量的描述性統計結果，根據表2的數據可以得知，企業的綠色創新水平中位數是0.693，結合最大最小值不難發現，不同公司的綠色創新能力存在較大的差異。而其他解釋變量與調節變量也存在著類似現象，這在一定程度上表示著行業與年份的不同會導致大差異值的出現，所以應當在后續的回歸當中控制行業與年份效應，以更好地解釋環境規制與綠色創新之間的因果效應。

表2 變量的描述性統計

表3 Pearson相關系數

注：括號里面是p值，*，**，***分別代表p<0.1、p<0.5、p<0.01。

表3報告了變量之間的Pearson相關系數，通過Pearson系數值的大小以及顯著性，不難發現，在、、與不同的媒體關注度指標之間（前三列）的顯著性整體上都較為良好，且可以排除多重共線性的潛在問題。而在、、以及之間（后四列）則表現為高度相關，這也是意料之中的結果，因為它們都是從一條新聞當中所分解出來的數據，所以會存在共線性問題，但后續的回歸當中會分別討論這四個調節變量，而并非在一個模型當中同時使用，所以這類共線性問題不會影響到模型的準確性與因果識別。

根據Pearson相關系數的結果也可以看出外源性環境規制對企業綠色創新能力的影響表現出了負相關關系，這也初步證明了H1的合理性。內源性環境規制與企業的綠色創新能力表現為顯著的正相關，這初步證明了H2的合理性。媒體關注與綠色創新能力的顯著相關關系也在一定程度上表明了H3的合理性，即媒體的關注可以在一定程度上進一步調節環境規制與企業綠色創新能力之間的關系。

2.3 實證模型

結合假設與上述分析，可以建立如式（4）-（7）的回歸方程來討論環境規制、媒體關注與企業綠色創新之間的影響關系：

其中，表示企業綠色創新能力，表示外源性環境規制強度，表示內源性環境規制強度，表示四種媒體關注指標（、、與），表示其余控制變量，表示行業效應，表示年份效應，表示個體效應，其余部分分別表示回歸系數以及模型誤差。式（4）與式（5）分別表示外源性環境規制以及內源性環境規制對企業綠色技術創新能力的影響，用以驗證H1與H2。式（6）和式（7）則分別引入不同的媒體關注指標交互項來考察媒體關注在環境規制與企業綠色技術創新之間的調節作用，驗證H3。并且在對H3的驗證當中，將會進一步區分在媒體關注中的不同情緒的調節作用。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸

公式（4）的回歸結果用如模型1、1’和模型3、3’所示，公式（5）的回歸結果如模型2、2’與模型4、4’所示。在基準回歸當中，模型1、2使用的是Robust標準誤而沒有聚類到公司個體，模型3、4分別在模型1、2的基礎之上納入了樣本個體的聚類標準誤。模型1’-模型4’則是選用組內離差方式實現的固定效應回歸，其具體釋義與模型1-4相似。

綜合分析模型1與模型3可以發現（見表4），對于由政策主導的外源性環境規制而言，在控制了行業效應與年份效應后，外源性環境規制的回歸系數為-0.139且在1%的顯著水平下顯著，這表明外源性環境規制會抑制企業的綠色創新能力，因此假設H1得到了初步的驗證。綜合模型2與4可以發現，由企業自發進行的內源性環境規制的回歸系數為0.054且分別在1%和5%的顯著水平下顯著，這表明內源性環境規制會促進企業的綠色創新能力，因此假設H2得到了初步的驗證。模型1’-4’的解釋結果與模型1-4的解釋結果保持一致，同時模型1’-4’的結果也初步證明了模型1-4結果的穩健性。

3.2 媒體關注的調節作用

從“市場壓力假說”的角度出發，可以發現隨著信息傳遞速度的不斷增加以及媒體工具的多樣化發展，媒體關注所產生的輿論壓力傳播范圍越來越大、力度越來越大、速度越來越快，這會使得公司管理者比以往更快地注意到媒體的關注方向，并有可能出現短視行為[30]，這種短視行為有可能會抑制企業的創新能力；另一方面管理者可能會從自身聲譽考慮，不愿被媒體左右，選擇堅定自身的綠色創新行為。因此可以推斷，媒體關注對企業綠色技術創新能力的影響并非有著唯一方向的影響[17, 31]，所以媒體關注可能會因為環境規制類型的不同或者媒體關注情緒的不同而對企業的綠色技術創新能力帶來不同的調節作用。

表4 基準回歸結果

注：括號里面是t值，*，**，***分別代表p<0.1、p<0.5、p<0.01。限于篇幅，控制變量系數略去。

表5 媒體關注的調節效應

注：括號里面是t值，*，**，***分別代表p<0.1、p<0.5、p<0.01，此處的R2為overall-R2。

圖1 不同類型媒體關注的調節效應

通過表5的模型5-8不難發現，媒體關注在外源性環境規制對企業綠色技術創新中的調節作用并不顯著。不顯著的現象可以解釋為政策的強度不會因媒體的關注而發生改變，是符合假設H3 的。通過表5的模型9-12不難發現，媒體的關注度在內源性環境規制與企業綠色技術創新績效之中的調節效應是顯著的，這表明媒體的督促是有助于上市公司加強自身綠色技術創新能力建設的，這同時也是符合“狹義波特假說”與“市場壓力假說”的，同時也能夠證明假設H4的，調節效應示意圖見圖1。

4 穩健性檢驗

4.1 Heckman兩階段回歸

對于外源性環境規制變量所對應的樣本公司來說，只有公布了污染物排放數據的樣本才會被觀測與記錄；對內源性環境規制變量所對應的樣本公司來說，只有披露了環保愿景與目標等的公司才會被觀測與記錄。這就導致那些沒有排污數據，沒有對外公布環保要求的公司樣本記錄值為0，數據的偏誤則有可能對回歸的結果產生樣本選擇上的偏誤，從而導致模型的內生性問題。參考孫曉華和翟鈺[32]以及奚美君等的研究經驗[33]，利用Heckman兩階段樣本選擇模型分別對外源性環境規制與內源性環境規制對企業綠色技術創新能力的影響展開研究，回歸結果如表6所示。

4.2 對遺漏變量的重復抽樣檢驗

為了排除遺漏變量所導致的內生性問題，參照Liu和Lu[34]；周茂等[35]的研究方法，分別以外源性環境規制與內源性環境規制為抽樣標識，讓其對因變量的沖擊變得隨機，如果在1000次的隨機抽樣中系數均值接近0就能充分地證明不會因遺漏變量而導致模型的內生性問題。1000次隨機抽樣下系數的密度分布圖見圖2與圖3。

表6 Heckman兩階段回歸

注：括號里面是t值，*，**，***分別代表p<0.1、p<0.5、p<0.01。

圖2 EER的抽樣結果

圖3 IER的抽樣結果

5 結論與建議

本文以2011年-2020年中國A股上市制造業公司為樣本進行了實證分析，首先說明了上市公司在分別受到外源性環境規制與內源性環境規制情況下對其綠色技術創新能力的影響，其次討論了不同媒體關注類型下的調節作用，最后通過兩階段Heckman檢驗以及重復隨機抽樣的方式證明了檢驗結果的穩健性。實證研究發現：（1）企業面臨的外源性環境規制的會抑制綠色技術創新能力；（2）企業自身的內源性環境規制會促進綠色技術創新能力；（3）媒體關注不會影響外源性環境規制對綠色技術創新能力的影響；（4）媒體關注會增強內源性環境規制對綠色技術創新能力的影響。

基于上述基礎結論，不難發現，我國制造業企業對生態環境的保護已經由需要政策的強制監督而逐步轉向“狹義波特假說”下自發創新的新平衡階段，在這種條件下，企業應當建立符合長期可持續發展的新型環保理念，促進自身綠色技術創新能力的增長，從而避免“遵規成本”帶來的綠色技術創新能力的減弱。《環境保護法》作為保護環境的底線要求，其實施必須堅持，懲罰也必須嚴厲，對政府來說，實施環境保護法的目的并非在于對企業處以高額的罰款，而是期望企業能夠開創出屬于自己的環保模式以及開發一系列合適的治污方式，所以必須堅持對污染超標的企業處以適當罰款，從而及時糾正企業的錯誤排污行為。對企業來說，應當積極探索能夠服務于企業綠色創新的特異化道路，充分建立自身的環保理念、環保目標等，從而達到長期內可持續發展的和諧生態。對各種媒體工作者來說，應當積極發揮信息傳播能力的優勢，按照企業實際情況真實報導企業的環境披露信息與各種污染物治理行為，充分發揮媒體關注的調節作用，從而實現促進企業進行綠色技術創新能力提升的目的。

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Environmental Regulation, Media Attention and Corporate Green Technology Innovation

ZUO Xiang-tai, LUO Kai, WANG Yi-bo, WANG Yun-wei

(School of Accountancy, Wuhan Textile University, Wuhan Hubei 430200, China)

This study conducted an empirical analysis with a sample of A-share listed manufacturing companies from 2011 to 2020, firstly determined the impact of different environmental regulation tools on firms' green technological innovation capability, secondly discussed the moderating effect of media attention in it, and finally verified the robustness and validity of the findings by means of the Heckman two-stage test and random repeated sampling. The empirical results find that government-led environmental regulation inhibits firms' green technology innovation capability; firm-led environmental regulation promotes green technology innovation capability; and media attention only has a significant moderating effect on firm-led environmental regulation.

environmental regulation; media attention; green innovation; Heckman two-stage; random repeated sampling

羅愷（1986-），男，副教授，博士，碩士生導師，研究方向：知識產權與技術創新.

F424.7

A

2095－414X(2022)06－0031－09