绿色技术创新、媒体关注与企...—来自重污染行业的经验证据_梁运吉.pdf

会 计 之 友 2023 年 第 6 期FRIENDS OF ACCOUNTING一、引言改革开放四十多年来，中国经济以令人惊叹的速度持续增长，国内生产总值增加近 60 倍。然而经济发展在给人们带来便利生活的同时也对环境造成了难以修复的伤害，气候变暖、大气污染、水土流失等环境问题逐渐显现，对国民的生活造成了影响，人们逐渐认识到环境保护的重要性。为了改变增长方式，实现经济可持续发展，国家相继出台了很多政策。党的十八届五中全会首次提出了“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念，党的十九大报告提出要建立健全绿色低碳循环发展的经济体系，党的二十大报告指出“推动绿色发展，促进人与自然和谐共生”。当今绿色、低碳等观念已经深入人心，在这样的大环境下，企业尤其是重污染行业理应积极主动响应国家政策，减少生产经营活动过程中对环境造成的污染，承担起保护环境的社会责任。然而企业追求的是经济利益最大化，因此如何平衡企业价值增值与环境保护成为许多重污染企业面临的问题，绿色技术创新正是解决这个问题的一剂良方。绿色创新的定义最早是由 Brawn 和 Wield1提出的，他们认为绿色创新是指可以减少环境污染、降低能源消耗并且改善生态的技术体系的创新。绿色创新包括绿色技术创新、绿色文化创新与绿色制度创新。绿色技术创新是企业为了节能减排，同时提高生产原料和企业能源利用率而对产品或生产的技术工艺进行创新行为的总称。企业进行绿色技术创新不仅可以在产品研发和生产过程中节能减排，减少环境污染，而且能改善产品质量2，帮助企业实现绿色发展。媒体作为一种信息传播的媒介，已经成为企业向利益相关者传递信息的主要方式，也成为人们接收企业信息的主要渠道。随着社会公众环保意识的逐渐增强，企业的环保行为不仅引起了大众的重视，也受到了社会各界的共同关注。企业进行绿色技术创新能够引起媒体的关注。媒体通过对企业的相关行为进行报道一方面可以提升企业的信息透明度，缓解企业与利益相关者的信息不对称；另一方面可以提升企业声誉，塑造积极正面的企业形象。总之，企业进行绿色技术创新的行为能够通过媒体传递给企业的利益相关者，并影响他们做出决策，最终影【基金项目】黑龙江省哲学社会科学研究规划项目（18JLB042）；哈尔滨商业大学校级重点项目（18XN058）；黑龙江省哲学社会科学研究规划项目（20JLE361）【作者简介】梁运吉（1972），男，黑龙江巴彦人，博士，哈尔滨商业大学会计学院副院长、教授、硕士生导师，研究方向：内部控制、财务会计理论与方法；韩瑞芬（1997），女，山西太原人，哈尔滨商业大学会计学院硕士研究生，研究方向：内部控制、财务会计理论与方法；梁梓潞（2002），女，黑龙江哈尔滨人，东北财经大学，研究方向：财务会计理论与实务【摘要】以 20112020 年沪深两市全部 A 股重污染上市公司为研究对象，对绿色技术创新、媒体关注与企业价值三者之间的关系进行了实证研究。结果表明：企业进行绿色技术创新能够显著提高企业价值；绿色技术创新与媒体关注呈正相关关系，企业进行的绿色技术创新越多，媒体对企业的关注度越高；媒体关注在绿色技术创新与企业价值之间发挥了部分中介作用。对国有企业与非国有企业进行分组研究发现，媒体关注的部分中介作用在非国有企业中更加明显。采用最小阶段二乘法和更换被解释变量衡量指标的方法进行稳健性检验，结论一致。研究不仅丰富了相关学术成果，而且对引导重污染企业进行绿色转型、实现可持续发展具有现实意义。【关键词】绿色技术创新；媒体关注；企业价值；中介作用【中图分类号】F234.3；F272.3【文献标识码】A【文章编号】1004-5937（2023）06-0112-08绿色技术创新、媒体关注与企业价值来自重污染行业的经验证据梁运吉1韩瑞芬1梁梓潞21.哈尔滨商业大学2.东北财经大学环境会计112FRIENDS OF ACCOUNTING响企业价值。本文的贡献主要在于以下三个方面：一是将媒体关注作为绿色技术创新的后果进行研究，为相关学术研究提供了新的思路；二是创造性地研究了媒体关注对绿色技术创新与企业价值的中介作用；三是深入探究了绿色技术创新对企业价值的作用机制，丰富了绿色技术创新与企业价值的相关学术研究。二、理论分析与研究假设（一）绿色技术创新与企业价值对于绿色技术创新与企业价值之间的关系，不同的学者持有不同的观点，但国内外大部分学者认为绿色技术创新对企业价值有正向的促进作用。绿色技术创新可以从以下几个途径影响企业价值：第一，企业进行绿色技术创新可以获得国家的财税补贴，以此来补偿绿色技术创新投入的成本，提升企业的财务绩效。根据波特假说3，在适当的环境规制下，企业进行绿色创新可以在追求经济发展的同时保护环境，实现经济与环境的均衡发展。然而由于绿色技术创新前期需要投入大量人力物力财力，会造成企业成本提高4，并且进行绿色技术创新不仅回报率不稳定而且周期较长，企业承担的风险较高，所以更多企业不愿意投入资金进行绿色技术创新，而是更倾向于投资风险低、收益快的短期项目。因此即使目前的环境问题较严峻，但大多重污染企业进行绿色技术创新的积极性仍严重不足。政府财税补贴政策的出台使得企业不再担心过高的前期投入和过长的资金回收期导致其面临资金方面的困难，大大降低了企业管理层承担的风险5。因此，政府的财税补贴可以减轻企业绿色技术创新前期投资的压力，提升企业绩效，进一步提升企业价值。第二，企业进行绿色技术创新可以减少企业生产经营活动对环境造成的污染，进而减少企业因环境污染受到的惩罚，降低企业违规成本，提高企业绩效与企业价值。绿色技术创新能够降低环境治理成本，满足企业合法性要求，得到利益相关者认可，保护环境的同时提升企业形象6。企业绿色技术创新可以对工艺、设备进行改进，减少污染排放，降低企业违规成本7，实现环境绩效与经济绩效的双赢8。第三，企业能够通过绿色技术创新生产环保节能的绿色产品，满足消费者的绿色消费需求，从而获得溢价能力。如今不仅政府和媒体越来越重视环境问题，社会大众以及消费者也越来越关注环保。研究表明，消费者越具有环保意识，越关注企业的合法性及企业产品的环保特性，并且更加愿意接受企业产品的环保附加价值9。消费者更加倾向于购买有绿色环保特性的产品，并且愿意承担环境溢价10。因此，企业积极进行绿色技术创新能够抢占环境敏感型消费者这一细分市场，建立先动优势，为企业获得产品溢价11，提高企业的收入。综上所述，本文提出假设：H1：企业进行绿色技术创新越多，企业价值越高。（二）绿色技术创新与媒体关注党的十九大以来，绿色已经成为社会发展的主旋律，社会各界都非常关注绿色经济发展，社会公众对企业履行社会责任行为也非常关注。企业进行绿色技术创新不仅可以改良企业的工艺，提高企业的产品质量，更重要的是能够节能减排，保护环境。从一定程度上看，绿色技术创新可以说是企业履行社会责任的一种方式。企业履行社会责任的行为可以增加媒体对企业的报道 12，因此，企业进行绿色技术创新的行为也可以增加媒体对企业的报道。此外，企业进行绿色技术创新后，一般会在社会责任报告中对该行为进行披露，但企业利益相关者往往对企业自身披露的社会责任信息持怀疑态度，而更加相信媒体等第三方机构报道的相关信息13。媒体需要吸引更多公众的关注来维持自身的发展，所以对社会公众关注的绿色技术创新等问题会投入更多的注意力，也更倾向于对绿色技术创新企业进行更多的报道。基于此，本文提出假设：H2：企业进行绿色技术创新越多，媒体对企业越关注。（三）媒体关注在两者中的中介作用根据信息不对称理论，媒体作为传播信息的媒介，可以有效缓解企业与利益相关者之间的信息不对称。媒体对企业的相关报道越多，企业的透明度越高14；同时，媒体发布与企业相关的报道可以迅速广泛地传播企业的相关信息，降低中小投资者搜集信息的成本，提高股票市场的定价效率15。作为企业与大众之间沟通的纽带，媒体对企业绿色技术创新进行报道能够有效减少企业与利益相关者之间的信息不对称，吸引更多投资者，提升企业价值。此外，媒体对企业环保行为进行报道还能够帮助企业环境会计113会 计 之 友 2023 年 第 6 期FRIENDS OF ACCOUNTING树立良好的社会形象，吸引更多消费者与投资者16。媒体作为第三方机构，具有一定的独立性，对企业绿色技术创新进行报道有利于企业提高声誉，建立良好的口碑17，充分发挥企业在市场中的竞争优势，帮助企业实现可持续发展18，增加企业价值。基于上述分析，本文提出假设：H3：媒体关注在绿色技术创新与企业价值的关系中起中介作用。三、研究设计（一）数据来源与样本选择为保证结果的准确性与连续性，本文以 20112020 年十年为研究区间，依据证监会 2012 年发布的 上市公司行业分类指引，选取沪深交易所全部 A 股 16 个重污染行业的上市公司作为研究对象。在此基础上，将*ST、ST 等处于非正常交易状态的公司与数据缺失的公司剔除，对变量数据用 Stata16 进行了 Winsorize 缩尾处理，经过筛选整理得到 7 801 个观测样本。本文媒体关注相关数据与绿色技术创新数据均来源于 CNRDS 数据库，其他财务数据全部通过国泰安CSMAR 数据库收集整理得到。（二）变量设计1.被解释变量企业价值根据已有文献的研究，本文选用托宾 Q 值（TobinQ）衡量企业价值。托宾 Q 值是企业市场价值与期末总资产的比值，相对于其他指标，不仅包含了历史数据的信息，而且能够准确反映公司价值的未来预期，因此用该指标综合性更强且更合理。2.解释变量绿色技术创新绿色技术创新（GI）采用企业每年申请的绿色专利总数来衡量，包括绿色发明数量与绿色实用新型数量。研究数据来源于 CNRDS 数据库。3.中介变量媒体关注媒体关注（Media）采用媒体每年对企业报道的新闻总数来进行衡量，包括网络媒体的报道数量和报刊媒体的报道数量两方面。数据均来自 CNRDS 数据库。4.控制变量借鉴相关研究，本文选择企业规模（Size）、权益乘数（EM）、净资产收益率（ROE）、股权制衡度（Ebd）、成立年限（Age）以及股权性质（State）6 个变量作为控制变量。另外，为了使结果更准确，本文还设置了行业虚拟变量（In-dustry）和年份虚拟变量（Year）。变量定义及说明见表 1。（三）模型构建借鉴耿云江和常金晓19的相关研究，结合本文提出的假设，构建如下模型来验证绿色技术创新、媒体关注与企业价值之间的关系。绿色技术创新与企业价值的回归模型：Tobin Q=0+1GI+2Size+3EM+4ROE+5Ebd+6Age+7State+8Industry+9Year+1（1）绿色技术创新与媒体关注的回归模型：Media=0+1GI+2Size+3EM+4ROE+5Ebd+6Age+7State+8Industry+9Year+2（2）中介变量的回归模型：Tobin Q=0+1GI+2Media+3Size+4EM+5ROE+6Ebd+7Age+8State+9Industry+10Year+3（3）变量类型变量符号变量说明被解释变量Tobin Q企业市场价值/企业期末总资产解释变量GILn（1+企业当年绿色专利申请总数）Year年份虚拟变量变量名称企业价值绿色技术创新年份ROE公司净利润/股东权益余额净资产收益率股权制衡度Ebd公司第二至第十大股东持股股数/第一大股东持股股数成立年限Age被研究年份减去公司成立的年份股权性质State国有企业为 0，非国有企业为 1行业Industry行业虚拟变量中介变量MediaLn（1+媒体当年对企业报道的新闻总数）媒体关注控制变量企业规模SizeLn（公司的期末总资产）权益乘数EM企业总资产/净资产表 1变量定义环境会计114FRIENDS OF ACCOUNTING四、实证结果与分析（一）描述性统计与相关性检验从表 2 来看，托宾 Q 值以及企业规模的最小值与最大值差距较大，托宾 Q 值与企业规模的标准差也较大，说明重污染行业的企业发展差异较大。绿色技术创新的最小值为 0，最大值是 3.526，总体偏低，说明重污染行业的绿色技术创新水平偏低，企业的绿色技术创新意愿和动力明显不足，应当强化绿色技术创新意识。中介变量媒体关注最小值为 0.875，最大值为 5.289，且标准差较小，说明媒体对不同企业的关注程度并没有显著差异。另外，从控制变量方面来看，企业的净资产收益率、成立年限、股权制衡度虽然最大值与最小值存在一定的差异，但是标准差都比较小，说明样本在这些方面分布比较均匀。由表 3 的相关性检验可知，变量两两之间的相关系数都没有达到 0.5，说明这些变量之间并不存在严重的共线性问题，不会对回归结果造成重大影响。绿色技术创新与媒体关注在 1%的置信区间显著正相关；媒体关注与企业价值的相关系数在 1%的置信区间显著正相关。与前文的理论一致，初步验证了本文的假设。绿色技术创新与企业价值的相关系数在 1%的置信水平显著，说明绿色技术创新可以显著影响企业价值，然而它们之间的系数是-0.135，与前文的假设相反，考虑到变量之间相互影响等因素，相关性分析只能作为参考，具体结果以回归结果为准。另外，核心变量之间的显著性都较强，控制变量中仅有成立年限与净资产收益率和股权制衡度不显著，由此可见本文的模型设定较为合理。（二）回归结果分析模型的回归结果见表 4。由前文可知，模型（1）对应 H1，模型（2）检验 H2，模型（3）验证的是H3。模型（1）（2）（3）的 R2分别为 0.338、0.431、0.383，说明 3 个模型的拟合程度较好，本文构建的模型较为科学，能够较好地揭示变量之间的关系。另外，模型（1）（2）（3）的 F 值分别为 98.888、204.728、102.474，说明 3 个模型的准确度与可信度较好，结果较为准确。由模型（1）的回归结果可知，企业绿色技术创新与企业价值的相关系数为 0.080，且在 1%的水平上显著，说明企业的绿色技术创新水平可以显著影响企业价值，企业进行绿色技术创新越变量最小值最大值Tobin Q0.8408.154GI0.0003.526Media0.8755.289State0.0001.000样本量均值标准差7 8011.9431.2427 8010.3700.7467 8012.8730.8997 8010.6000.490Size-0.7455.5177 8011.5601.326EM7 8012.0831.2981.0509.611ROE7 8010.0600.124-0.6570.349Ebd7 8010.8780.7370.0383.611Age7 8011.7590.5370.5003.100表 2变量的描述性统计Tobin QGIMediaAgeStateTobin Q1GI-0.135*1Media0.082*0.205*1State0.177*-0.161*-0.174*-0.170*1Size-0.413*EMROEEbd-0.328*0.125*0.272*Size-0.413*0.354*0.457*1EM-0.154*0.068*0.149*0.333*1ROE0.107*0.033*0.084*0.028*-0.351*1Ebd0.112*-0.064*-0.065*-0.156*-0.143*0.040*1Age0.043*-0.026*-0.076*0.152*0.110*-0.0170.0101表 3变量的相关性检验注：*、*分别表示在 1%、5%的水平上显著（下表同）。环境会计115会 计 之 友 2023 年 第 6 期FRIENDS OF ACCOUNTING多，企业的价值就越大，与 H1 的结论一致。同时，控制变量企业规模、权益乘数、净资产收益率、成立年限、股权制衡度以及股权性质均与企业价值显著相关。由模型（2）的回归结果可以看出，绿色技术创新与媒体关注显著正相关且显著程度很高，说明绿色技术创新可以在较大程度上影响媒体关注，企业进行绿色技术创新可以让媒体对该企业更加关注，增加媒体对企业的报道。这一结果验证了 H2。此外，除成立年限外，其他控制变量与媒体关注均显著相关。根据 Baron et al.20提出的因果逐步回归法，在模型（3）中，媒体关注与企业价值显著正相关，绿色技术创新与企业价值在 1%的水平上显著正相关，同时绿色技术创新与企业价值之间的相关系数 0.053 小于模型（1）中的相关系数 0.080，因此媒体关注在绿色技术创新与企业价值之间起到了部分中介作用。H3 得到了验证。（三）进一步分析为检验媒体关注对绿色技术创新与企业价值的中介作用在不同产权性质的企业中是否存在差异，本文将全样本分为国有企业与非国有企业两组进行回归分析，结果见表 5。由模型（1）的回归结果可以看出，国有企业和非国有企业绿色技术创新与企业价值均在 1%的水平上显著正相关，表明国有企业与非国有企业进行绿色技术创新均能够显著提升企业价值。在模型（2）中，国有企业和非国有企业绿色技术创新均与媒体关注显著正相关。从模型（3）的回归结果可知，在两组样本中，媒体关注与企业价值均在 1%的水平上显著正相关，绿色技术创新与企业价值也都显著正相关，同时，绿色技术创新与企业价值之间的相关系数均小于模型（1）中的相关系数，这表明在国有企业和非国有企业中，媒体关注在绿色技术创新与企业价值之间均发挥了部分中介作用。在国有企业中，绿色技术创新对企业价值的总效应为 0.067，间接效应为模型（2）中绿色技术创新对媒体关注的系数与模型（3）中媒体关注对企业价值的系数的乘积，经计算为 0.018，间接效应占总效应的比例为 26.761%，即媒体关注中介效应在总效应占比 26.761%。在非国有企业中，绿色技术创新对企业价值的总效应为 0.064，间接效应为 0.025，中介效应在总效应占比为 38.627%，大于国有企业的26.761%。研究结果表明，相比于国有企业，媒体关注对绿色技术创新与企业价值的部分中介作用在非国有企业中发挥更大，效果更加明显。原因可能是相对于国有企业，非国有企业的盈利性质更强，因此非国有企业更加注重外界对企业自身的看法，进行了绿色技术创新等有利于社会的行为时，会更加积极主动地对这些行为进行披露，或者利用媒体进行宣传，以提升企业形象，提高企业价值。（四）稳健性检验为了解决内生性问题，本文选取滞后一期绿色技术创新作为工具变量，采用最小阶段二乘法（2SLS）进行回归分析。表 6 报告了模型（1）（2）（3）第二阶段的回归结模型（2）模型（3）MediaTobin QGI0.067*0.053*（6.025）（4.287）YearYesYes模型（1）Tobin Q0.080*（6.076）YesMedia0.388*（21.187）F98.888204.728102.474IndustryYesYesYesSize-0.433*0.333*-0.563*（-31.060）（41.786）（-36.511）EM0.068*0.017*0.061*（4.643）（2.350）（4.296）ROE1.445*0.626*1.202*（10.185）（8.219）（8.922）Ebd0.070*0.047*0.052*（3.820）（4.048）（2.982）Age0.225*0.0130.220*（7.980）（0.754）（8.050）State-0.063*0.061*-0.086*（-2.024）（3.054）（-2.915）_cons1.648*2.471*0.688*（22.542）（39.917）（8.361）N7 8017 8017 801R20.3380.4310.383表 4回归结果注：括号内为 t 值。环境会计116FRIENDS OF ACCOUNTING果。3 个模型的 Kleibergen-Paap rk LM 统计值分别为641.422、641.422、640.562，并且均在 1%的水平上显著，强烈拒绝了工具变量不可识别的原假设。同时，弱工具变量检验得到的 Kleibergen-Paap rk Wald F 值均大于Stock-Yogo 检验 10%显著水平上的临界值 16.38，说明不存在弱工具变量的问题。因此本文选择的工具变量是合理有效的。回归结果还显示，在模型（1）中，绿色技术创新与企业价值在 1%的水平上显著正相关，与前文结果一致；模型（2）中，绿色技术创新与媒体关注在 1%的水平上显著正相关，又一次支持了 H2；模型（3）中媒体关注与企业价值显著正相关，绿色技术创新与企业价值也在 1%的水平上显著正相关，同时绿色技术创新与企业价值之间的相关系数小于模型（1）中的系数，这表明媒体关注在绿色技术创新与企业价值的关系中发挥了部分中介作用，与前文结论是一致的。此外，本文借鉴耿云江和常金晓19的研究将被解释变量企业价值的衡量指标 Tobin Q 替换为市净率（PB），对模型（1）（2）（3）再次进行回归，结果如表7所示。媒体关注在绿色技术创新与企业价值中发挥了部分中介作用，再次验证了前文的结论。因此，本文的研究结论是稳健的。模型（2）模型（3）MediaTobin QGI0.059*0.039*YearYesYes国有企业模型（1）Tobin Q0.067*Yes非国有企业模型（2）模型（3）模型（1）MediaTobin QTobin Q0.055*0.049*0.064*YesYesYes（3.570）（1.710）（4.763）（3.504）（3.587）（2.629）Media0.326*0.419*（13.624）（16.102）IndustryYesYesYesYesYesYesSize-0.383*0.374*-0.505*-0.490*0.285*-0.609*（-24.716）（33.514）（-26.897）（-20.341）（24.792）（-24.760）EM-0.0000.002-0.0010.183*0.039*0.167*（-0.007）（0.320）（-0.093）（4.709）（2.609）（4.343）ROE0.452*0.398*0.322*2.395*0.772*2.071*（3.023）（4.270）（2.346）（10.027）（6.979）（8.999）Ebd0.052*0.044*0.038*0.092*0.050*0.071*（2.191）（2.066）（1.675）（3.694）（3.620）（3.003）Age0.0560.0540.0390.300*0.0170.293*（1.428）（1.480）（1.013）（8.318）（0.856）（8.391）_cons2.168*2.443*1.371*0.873*2.709*-0.261（27.502）（30.470）（15.846）（5.107）（17.237）（-1.406）N3 1223 1223 1224 6794 6794 679R20.3880.5150.4360.3150.3470.357F44.250139.38444.47652.14990.58957.618表 5分组回归结果注：括号内为 t 值。*、*、*分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著（下表同）。环境会计117会 计 之 友 2023 年 第 6 期FRIENDS OF ACCOUNTING五、结论与启示本文以 20112020 年沪深两市全部 A 股重污染行业企业为研究样本，对绿色技术创新、媒体关注与企业价值三者的关系进行了实证检验，研究发现：（1）绿色技术创新可以显著正向影响企业价值，即企业积极进行绿色技术创新可以显著提升企业价值。（2）绿色技术创新与媒体关注显著正相关，说明企业进行绿色技术创新可以吸引媒体对企业的关注，增加媒体对企业的相关报道。（3）媒体关注在绿色技术创新与企业价值的关系中起到了部分中介作用，企业进行绿色技术创新能够通过影响媒体关注进而影响企业价值。通过对国有企业与非国有企业的回归结果进行分析发现，对于国有企业与非国有企业来说，媒体关注在绿色技术创新与企业价值的关系中均发挥着部分中介作用，并且媒体关注的部分中介作用在非国有企业中作用更加明显。基于本文的研究结论，提出以下建议：（1）企业应当模型（2）模型（3）MediaTobin QGI0.102*0.083*（5.400）（3.830）YearYesYes模型（1）Tobin Q0.126*（5.510）YesMedia0.422*（20.360）Size-0.460*0.339*-0.602*（-28.940）（37.15）（-34.580）EM0.065*0.015*0.058*（4.080）（1.800）（3.820）ROE1.580*0.608*1.323*（10.460）（7.460）（9.330）Ebd0.091*0.042*0.073*（4.540）（3.400）（3.850）Age0.199*0.059*0.174*（6.300）（3.100）（5.750）State-0.0150.072*-0.045（-0.440）（3.320）（-1.410）_cons1.683*2.370*0.683*（20.540）（35.630）（7.390）N6 4736 4736 473Centered R20.3600.4670.410Kleibergen-Paap rk LM641.422*641.422*640.562*Kleibergen-Paap rk Wald F2 200.023（16.38）2 200.023（16.38）2 183.642（16.38）IndustryYesYesYes表 6稳健性检验结果（一）注：括号内为 z 值。Kleibergen-Paap rk Wald F 括号内为10%显著水平上的临界值。模型（2）模型（3）MediaPBGI0.067*0.017*（6.025）（2.300）模型（1）PB0.033*（4.289）Media0.244*（29.247）Size-0.310*0.333*-0.391*（-53.197）（41.786）（-63.742）EM0.198*0.017*0.194*（31.254）（2.350）（31.578）ROE1.041*0.626*0.889*（14.785）（8.219）（13.836）Ebd0.035*0.047*0.024*（4.486）（4.048）（3.259）Age-0.0050.013-0.009（-0.427）（0.754）（-0.743）State0.058*0.061*0.043*（4.179）（3.054）（3.310）_cons0.678*2.471*0.075*（15.469）（39.917）（1.657）N7 8017 8017 801R20.5250.4310.583F282.461204.728326.784IndustryYesYesYesYearYesYesYes表 7稳健性检验结果（二）注：括号内为 t 值。环境会计118FRIENDS OF ACCOUNTING积极进行绿色技术创新，在进行生产经营活动的同时也要注意节能减排，保护环境，尤其对于重污染行业来说，进行绿色技术创新，实现利益与环保的双赢是当务之急。此外，企业应当在进行绿色技术创新的前提下积极与第三方媒体保持沟通，及时向媒体传递绿色技术创新的信息，通过第三方媒体缓解其与利益相关者之间的信息不对称，塑造良好的企业形象，进而提升企业价值。（2）媒体应当对企业绿色技术创新的行为进行正面报道，引导企业多进行绿色技术创新。同时，媒体还应提高自身专业素养，坚守道德底线，保持自身独立性，真实客观地报道企业绿色创新的行为，减少企业与利益相关者之间的信息不对称，充分发挥媒体的信息媒介作用。（3）政府应该完善创新补贴政策，对积极进行绿色创新的企业给予更多的补贴，对污染较大的企业进行处罚，引导企业进行绿色技术创新，实现经济转型。同时，政府也应加大对媒体行业的监管力度，确保媒体报道内容真实可靠，给大众传递正确的信息，将媒体关注的中介作用充分发挥出来。【参考文献】1BRAWN E，WIELD D.Regulation as a means for thesocial control of technologyJ.Technology Analysis&Strategic Management，1994，6（3）：259-272.2李巧华，唐明凤.企业绿色创新：市场导向抑或政策导向 J.财经科学，2014（2）：70-78.3PORTER M E，VAN DER LINDE C.Green andcompetitive J.Harvard Business Review，1995（9/10）：120-134.4张翼，王书蓓.政府环境规制、研发税收优惠政策与绿色产品创新 J.华东经济管理，2019，33（9）：47-53.5于飞，肖成，张明伟，等.制造企业绿色创新对政府支持的影响机制：合法性的中介作用 J.科技进步与对策，2021，38（9）：90-99.6陈泽文，曹洪军.绿色创新战略如何提升企业绩效：绿色形象和核心能力的中介作用J.华东经济管理，2019，33（2）：34-43.7李怡娜，叶飞.制度压力、绿色环保创新实践与企业绩效关系：基于新制度主义理论和生态现代化理论视角J.科学学研究，2011，29（12）：1884-1894.8王建明，陈红喜，袁瑜.企业绿色创新活动的中介效应实证 J.中国人口资源与环境，2010，20（6）：111-117.9彭雪蓉，魏江.利益相关者环保导向与企业生态创新：高管环保意识的调节作用J.科学学研究，2015，33（7）：1109-1120.10宗计川，吕源，唐方方.环境态度、支付意愿与产品环境溢价：实验室研究证据 J.南开管理评论，2014，17（2）：153-160.11田虹，陈柔霖.绿色产品创新对企业绿色竞争优势的影响：东北农产品加工企业的实证数据 J.科技进步与对策，2018，35（16）：38-46.12刘海龙，李健.媒体、利好消息与企业社会责任 J.生产力研究，2009（5）：131-133，160.13GROZA M D，WALKER P M.Perceived organiza-tional motives and consumer responses to proactiveand reactive CSR J.Journal of Business Ethics，2011，102（4）：639-652.14BUSHEE B J，CORE J E，GUAY M，et al.The roleof the business press as an information intermediaryJ.Journal of Accounting Research，2010，48（1）：1-19.15DYCK A，VOLCHKOVA N，ZINGALE L.The cor-porate governance role of the media：evidence fromRussiaJ.TheJournalofFinance，2008（3）：1093-1135.16曾辉祥，李世辉，周志方，等.水资源信息披露、媒体报道与企业风险 J.会计研究，2018（4）：89-96.17吴德军.公司治理、媒体关注与企业社会责任 J.中南财经政法大学学报，2016（5）：110-117.18韩亮亮，杨隆华.声誉激励、声誉惩罚与公司业绩 J.当代财经，2016（4）：72-81.19耿云江，常金晓.企业社会责任、媒体关注与企业价值 J.会计之友，2018（20）：14-22.20BARON R M，KENNY D A.The moderator-medi-ator variable distinction in social psychological re-search：conceptual，strategic，andstatisticalconsidera-tions J.Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.环境会计119