外部压力促进了企业绿色创新吗？——政府监管与媒体监督的双元影响

汪建成 杨 梅 李晓晔

一 引 言

伴随着经济迅速增长和工业化进程的加快，我国生态环境问题日益突出，不仅遭受着空气污染、水体污染、土地盐碱化、荒漠化等人为诱发的自然灾害，也面临着环境污染衍生出来的巨大经济损失、社会矛盾被激化、公众健康受到威胁等社会问题。党的十九大报告重点强调了生态文明建设的重要性，“碳达峰”与“碳中和”也被列入我国“十四五”规划污染防治攻坚战的重要目标，在经济新常态的背景下，生态发展是重点，绿色创新是关键。绿色创新主要以预防为主，属于一种事前决策行为，其关注焦点从注重事后的污染治理转变为事前的预防工作(张钢和张小军, 2014)[1]。企业生产经营活动会受到外在环境和资源条件的制约，特别是创新活动潜在风险大，愈发容易受到外部压力的影响(Murillo-Luna et al., 2008)[2]。

企业的生存和发展不仅需要物质基础、科学技术和信息资源，更重要的是获得社会接受和依赖，企业只有减轻对环境的负外部性，增强正外部性，满足社会期待并获得接纳认可，其存在才具有合法性(Suchman, 1995)[3]。否则，企业可能因为缺少合法性而面临投资者撤资、股东抛售、政府处罚或法律制裁、消费者拒绝等潜在风险。为了缓解政府监管和舆论监督的外部压力，降低糟糕的环境表现带来的风险，企业更可能通过内部的绿色创新活动来提升环境绩效，由此获得环境合法性。因此，近年来绿色创新被企业视为获得环境合法性的一条重要途径(Bansal和Clelland, 2004)[4]。

现有关于绿色创新的前因变量研究主要是基于制度理论和利益相关者理论探讨外部因素(制度、市场等)对绿色创新的影响，或是基于资源基础观探讨企业内部资源与能力的重要性，较少关注到企业的主观能动性，缺乏对企业内外部作用机制的综合考虑。在相似或者相同的制度环境下，为什么有些企业仅仅是遵守(甚至违反)环境法规，而有些企业却先发制人，积极采取主动的方式进行绿色创新？进一步，企业对外部环境合法性压力的异质性响应会导致怎样差异化的绿色创新产出？上述问题都有待深入探讨。

因此，本文基于组织合法性理论、利益相关者理论和资源基础观，从外部合法性视角切入，将环境合法性划分为正式和非正式两个维度，研究正式环境合法性(政府监管)和非正式环境合法性(媒体监督)对我国制造业上市公司绿色创新行为的影响，并且充分考虑企业的主观能动性，结合企业的内部响应探讨研发资源(R&D投入)对环境合法性与企业绿色创新关系的调节作用。本文的创新之处在于：(1)将政治经济学的合法性理论引入到企业创新研究领域，拓展了环境合法性的研究范围；(2)选取更加多元化的指标来衡量环境合法性，丰富了环境合法性的内涵；(3)综合考虑企业内外部作用机制对绿色创新的影响，弥补了现有研究的不足。

二 理论分析与研究假设

现有文献表明，环境合法性是企业绿色创新的重要驱动因素之一(Jennings和Zandbergen, 1995)[5]。企业绿色创新行为受到各种正式和非正式的外部压力机制的影响，为了获得、维持和恢复环境合法性地位，企业往往会在环保环节追加投入，以期获得更好的绿色创新绩效，从而满足外部的环境合法性要求。Berrone et al.(2013)[6]研究发现，来自政府的监管压力和来自非政府组织的规范压力会促使企业采取绿色管理行为。环境合法性影响绿色创新以及研发资源调节作用的探讨主要涉及：

1.正式环境合法性与绿色创新

作为正式环境合法性形式之一的政府监管，会推动企业积极开展绿色创新，来减小与同行业竞争企业之间的合法性差距。目前，诸多学者验证了政府层面的合法性压力对企业绿色创新的促进作用。Banerjee(2003)[7]研究发现政府施加的外部政治压力会激励企业采取绿色创新行为，从而获得合法性。Buysee和Verbeke(2003)[8]认为倾向于预防污染的企业更重视政府实施的环境规制。Eiadat et al.(2008)[9]指出企业的绿色创新受到政府的环境规制、利益相关者的压力和管理者的重视程度等多方面因素影响。曹春辉等(2013)[10]研究发现企业会积极采取节能减排策略以期获得政府支持，从而具备合法性地位。魏泽龙和谷盟(2015)[11]指出，在倡导绿色转型的背景下，政府层面的合法性显著促进了企业绿色绩效的改善。由此可见，政府监管可以提高环境规制的强度，通过发挥正式机制的监管作用，促使企业积极进行环保管理，从而提高企业的绿色创新水平。

因此，在正式的环境合法性压力下，企业为了获得政府支持和获取环境合法性地位，需要加大环保环节的投入，积极开展绿色实践，以符合政府的环境监管要求。从长期来看，企业面临正式的环境合法性压力时，会选择开展更多的绿色创新活动，进而获得创新补偿效应。由此，政府的监管力度越强，企业受到的正式环境合法性的压力越大，越有可能在绿色创新活动上投入更多，从而创造出更好的绿色创新绩效。基于上述分析，本文提出假设1。

假设1：正式环境合法性(政府监管)与企业绿色创新正相关。

2.非正式环境合法性与绿色创新

环境问题的重要性日益凸显，企业的环境绩效越来越受到投资者和消费者等外部利益相关者的关注，一些企业为了满足消费者的环保需求开始实施绿色创新战略(Murillo-Luna et al., 2008)[2]。媒体对企业行为的影响主要体现在：一方面，媒体作为企业传递信息的媒介，能够向外界及时传递有效信息；另一方面，媒体作为一种外在的非正式监督机制，对企业生产经营行为可以发挥监督功能(Craven和Marston, 1997)[12]，由此提高企业的治理水平。一些学者验证了媒体监督对企业绿色创新具有积极影响。张钢和张小军(2013)[13]研究发现媒体作为外部利益相关者能够显著促进企业绿色创新。张济建等(2016)[14]认为，环境方面的媒体报道可以帮助企业重视环保问题，加大环保投入，从而获得更好的绿色创新绩效。廖中举(2016)[15]指出媒体监督作为一种社会压力，能够正向促进企业开展绿色创新行为。

由此可见，媒体监督作为一种非正式的环境合法性，通过曝光企业行为，进而影响外部利益相关者对企业的形象认知和企业的社会声誉，促使外部利益相关者更加关注该企业的环境问题，期望该企业尽快改善环境绩效。企业为了获得非正式的环境合法性地位，满足外部利益相关者的环保诉求，会积极塑造绿色形象，重视环保管理，进一步提升绿色创新水平。因此，媒体对企业的报道数量越多，监督力度越强，企业面临的非正式环境合法性压力越大，就越倾向于进行绿色创新。基于上述分析，本文提出假设2。

假设2：非正式环境合法性(媒体监督)与企业绿色创新正相关。

3.研发资源的调节作用

已有的正式环境合法性和非正式环境合法性研究都是从外部利益相关者的角度进行分析，而环境合法性作为一种外部压力机制，其绿色创新的效果取决于企业的内部响应，环境合法性压力对环境绩效的改善需作用于企业内部的资源和能力。

面对同样的外部环境压力，不同企业的态度与行动存在异质性，企业对环境合法性压力的响应体现了企业的主观能动性。企业通过响应市场需求开展绿色创新，可以获得预期的经济效益和额外的社会效益(Reinhardt et al., 2008)[16]。具体而言，经济效益主要包括运用节能减排等环保技术来提高资源能源利用效率，或者开发新产品来扩大市场份额以及开辟新市场，由此企业可以通过绿色创新在市场竞争中获取差异化的可持续竞争优势；社会效益主要是指企业可以通过绿色创新树立良好的绿色形象和品牌价值，从而提高社会声誉，获得更多社会认可。

根据资源基础观理论，相对于外部因素而言，企业内部因素对企业的生存和发展有着更为重要的影响(Barney, 2001)[17]。研发资源体现的是企业进行创新的资源投入水平，能够促使企业开发新的或者改进旧的产品、技术、服务和流程，推动创新成果的产生，最终提升企业的创新能力和竞争优势。如果一个企业将资源更多地投入到研发环节，那么该企业被视为更倾向于创新，创新潜力越大。由此，企业可以利用充足的研发资源来有效管理内部的绿色创新行为，借助自身所具备的资源与能力实施有效的环境战略，从而获得更好的绿色创新绩效。基于上述分析，本文提出假设3a、3b。

假设3a：企业的研发资源正向调节正式环境合法性(政府监管)与绿色创新之间的关系。

假设3b：企业的研发资源正向调节非正式环境合法性(媒体监督)与绿色创新之间的关系。

三 研究设计

(一)模型构建

本文构建以下7个模型检验上文提出的主效应假设和调节效应假设。

(1) 检验假设1的模型1：

GIit=α+β1PITIit+β2Sizeit+β3Ageit+β4Roeit+β5Idit+Industry+Year+εit

(2) 检验假设2的模型2：

GIit=α+β1Mediait+β2Sizeit+β3Ageit+β4Roeit+β5Idit+Industry+Year+εit

(3) 检验假设1和假设2的模型3：

GIit=α+β1PITIit+β2Mediait+β3Sizeit+β4Ageit+β5Roeit+β6Idit+Industry+Year+εit

(4) 检验调节变量的模型4：

GIit=α+β1PITIit+β2Mediait+β3R&Dit+β4Sizeit+β5Ageit+β6Roeit+β7Idit+Industry+Year+εit

(5) 检验假设3a的模型5：

GIit=α+β1PITIit+β2R&Dit+β3PITIit*R&Dit+β4Sizeit+β5Ageit+β6Roeit+β7Idit+Industry+Year+εit

(6) 检验假设3b的模型6：

GIit=α+β1Mediait+β2R&Dit+β3Mediait*R&Dit+β4Sizeit+β5Ageit+β6Roeit+β7Idit+Industry+Year+εit

(7) 检验假设3a和3b的模型7：

GIit=α+β1PITIit+β2Mediait+β3R&Dit+β4PITIit*R&Dit+β5Mediait*R&Dit+β6Sizeit+

β7Ageit+β8Roeit+β9Idit+Industry+Year+εit

上述公式中，i表示样本公司，t表示年份，ε表示扰动误差项，GI代表被解释变量绿色创新，PITI为正式环境合法性的代理变量政府监管，Media为非正式环境合法性的代理变量媒体监督，R&D表示调节变量研发资源(R&D投入)，其余为控制变量。

(二)变量说明

1.绿色创新(GI)。目前，学界对绿色创新的专利产出并没有明确公开的界定，因此国内外一些学者通过手工整理与绿色、低碳、环保等关键词相关的已经申请成功的专利作为绿色专利产出(Wagner, 2007[18]; 任胜钢等, 2018[19])。2010年世界知识产权组织(WIPO)推出“国际专利分类绿色清单”，旨在方便在线检索环境友好型技术相关专利信息，其根据《联合国气候变化框架公约》将绿色专利划分为七个类别：交通运输类(Transportation)、废弃物管理类(Waste Management)、能源节约类(Energy Conservation)、替代能源生产类(Alternative Energy Production)、行政监管与设计类(Administrative Regulatory or Design Aspects)、农林类(Agriculture or Forestry)和核电类(Nuclear Powergeneration)。齐绍洲等(2018)[20]基于WIPO推出的这款在线检索工具来识别和计算企业的绿色专利数量，相较于Wagner(2007)[18]等根据关键词手工整理并计算绿色专利的数量，使用在线检索工具识别绿色专利更为高效便利。本文借鉴齐绍洲等(2018)[20]的研究，依据上述标准检索和统计样本公司的绿色专利数量，并进一步区分已申请专利与已授权专利、绿色发明专利与绿色实用新型专利，将上市公司已授权的绿色发明专利和绿色实用新型专利之和作为企业绿色创新的衡量指标。

2.正式环境合法性(政府监管)。正式环境合法性压力来源于政府部门制定的环保政策或规章制度，通常是强制性的。政府作为环境规制的主体，必须充分发挥对企业履行环境保护责任的监管作用。我国公益环境研究机构——公众环境研究中心(IPE)联合国际公益环保组织自然资源保护协会(NRDC)共同设计并发布污染源监管信息公开指数(PITI指数)，该指数是我国目前最为客观、真实、全面地反映地方政府对企业环保行为的监管力度的数据。PITI指数不仅反映了环保重点城市环境信息披露的强度，也体现了地方政府对企业环保行为的监管力度。目前已有诸多学者使用中国污染源监管信息公开指数(PITI指数)作为衡量政府对环境问题监管力度的替代变量(沈洪涛和冯杰, 2012[21]; 叶陈刚等, 2015[22]; 张正勇和段咏雪, 2019[23])。因此，本文采用样本公司注册地城市的PITI指数作为正式环境合法性的测量指标，衡量企业面临的正式环境合法性压力(政府监管)。

3.非正式环境合法性(媒体监督)。非正式环境合法性压力主要来源于社会规范和社会大众对企业环保行为的普遍认知，是非强制性的。公共媒体数据是评价企业环境合法性最显著和最重要的来源之一(Cormier和Magnan, 2015)[24]。Pellegrino和Lodhia(2012)[25]使用多种媒体类型测量了环境合法性。媒体舆论监督作为公司治理的重要补充机制，在一定程度上可以有效地解决公司的外部环境问题(徐莉萍和辛宇, 2011)[26]。媒体报道作为一种披露和传递信息的主要媒介，对企业进行环保治理发挥着重要的监督作用。媒体监督有助于社会公众更及时更迅速地了解企业的环保信息，促使企业积极采取节能减排的环保行为，致力于绿色创新，以期获得更高的环境合法性地位。媒体关注度通常用媒体报道的相关新闻总量来衡量(杨道广等, 2017)[27]，而网络媒体是目前主要的媒体传播渠道，现有研究多数采用互联网新闻搜索引擎对关键词进行检索，由此获得目标公司的新闻报道次数。本文参考Chen et al.(2013)[28]、徐丽萍和辛宇(2011)[26]的研究，采用“媒体报道的数量+1”取自然对数来衡量样本公司面临的非正式环境合法性水平(媒体监督)，数据来源于中国上市公司财经新闻数据库(Financial News Database of Chinese Listed Companies, CFND)，其中包括国内20家主流网络财经媒体和400多家重要网络媒体的新闻报道数据。

4.研发资源(R&D投入)。研发投入是企业进行创新的资源投入水平，反映出企业受到外部环境合法性压力影响时的内部响应程度。企业研发资源投入越多，创新潜力越大。本文借鉴De Marchi(2012)[29]、任胜钢等(2018)[19]的研究，采用研发投入占总资产比例来表示R&D资源投入水平。

5.控制变量。本文对企业规模(Size)、企业年龄(Age)、盈利能力(Roe)、独董比例(Id)、行业(Industry)虚拟变量、年份(Year)虚拟变量进行了控制。

变量的测量指标如表1所示。

表1 变量说明

(三)样本选择与数据来源

本文选取2011-2018年我国沪深两市A股制造业上市公司为研究样本。为了更好地保障数据的稳定性和研究结果的有效性，按照如下标准筛选样本：(1)根据中国证监会2012年的行业分类标准，首先选取2011-2018年沪深两市A股制造业上市公司；(2)剔除ST、PT类财务异常的样本公司；(3)剔除2011年以后上市的公司；(4)剔除公司的注册地址不在污染源监管信息公开指数(PITI)报告中的120个城市范围内的公司；(5)剔除主要变量数据缺失或不全的样本公司。经过筛选，最终样本包括1514家公司。

本文的数据来源为：上市公司专利数据来自于中华人民共和国国家知识产权局(State Intellectual Property Office, SIPO)，根据世界知识产权组织(WIPO)2010年制定的用于在线检索绿色专利信息的“国际专利分类绿色清单”，进一步细化分类代码，通过手工整理和统计获得样本公司的绿色专利数量。正式环境合法性的代理变量(政府监管)采用公众环境研究中心(IPE)网站(http://www. ipe.org.cn/index.html)公布的中国污染源监管信息公开指数(PITI指数)。非正式环境合法性的代理变量(媒体监督)来自于中国研究数据服务平台(CNRDS)中的中国上市公司财经新闻数据库。其他主要变量的数据来自于国泰安数据库(CSMAR)。

四 实证分析

(一)Hausman检验

由于本文所采用的数据横截面维度远大于时间维度，属于短面板数据，通常假设其独立同分布，因此可以选择不进行单位根检验。在回归前，运用Stata15.0软件进行Hausman检验，用于判定选择固定效应模型还是随机效应模型。由表2主效应回归结果和表3调节效应回归结果的Hausman_chi2可以看出，检验结果p值为0.000，拒绝原假设，应选择固定效应模型。在此基础上，再通过F检验判定选择混合模型或者固定效应模型，发现应采用固定效应模型。接下来，本文通过逐步回归法对主效应和调节效应进行检验。

表2 主效应回归结果

(二)主效应回归分析

检验主效应的回归结果如表2所示。模型1加入了自变量正式环境合法性(政府监管)和所有控制变量，结果表明：政府监管(PITI)与绿色创新(GI)在1%的显著性水平上正相关。这说明正式环境合法性(政府监管)显著促进了企业绿色创新，假设1得证。从控制变量来看，企业规模(Size)的回归系数在1%的水平上显著为正，表明企业规模越大，越容易形成规模效应和资源优势，对绿色创新的促进作用越强。

模型2加入了自变量非正式环境合法性(媒体监督)和所有控制变量，结果表明：媒体监督(Media)与绿色创新(GI)在5%的显著性水平上正相关。这说明非正式环境合法性(媒体监督)显著促进了企业绿色创新，假设2得证。此外，企业规模(Size)的回归系数在1%的水平上显著为正，表明企业规模对绿色创新具有正向的促进作用。

模型3同时加入了两个自变量政府监管和媒体监督，结果显示：政府监管和媒体监督的回归系数均显著为正。结果依然稳健，说明正式环境合法性(政府监管)和非正式环境合法性(媒体监督)均会促使企业绿色创新，进一步支持了假设1和假设2。控制变量企业规模(Size)的回归系数在5%的水平上依然显著，说明企业规模对绿色创新具有显著的正向影响。

(三)调节效应回归分析

表3为调节效应的回归结果。模型4加入了调节变量研发资源投入(R&D)，回归结果依然稳健，假设1和假设2进一步得到验证。此外，研发资源投入对企业实施绿色创新战略也具有显著的促进作用。模型5考察了研发资源对政府监管与企业绿色创新关系的调节作用。在模型1的基础上加入交互项PITI*R&D后，交互项系数在5%的水平上显著为正，这说明研发资源投入强化了政府监管对企业绿色创新的正向影响，由此验证了假设3a。模型6考察了研发资源对媒体监督与企业绿色创新关系的调节作用。在模型2的基础上加入交互项Media*R&D后，交互项系数在10%的水平上显著为正，这说明研发资源投入强化了媒体监督对企业绿色创新的正向影响，由此验证了假设3b。模型7同时加入调节变量和两个自变量的交互项，回归结果依然稳健，进一步支持了假设3a和假设3b。

在模型4-模型7中，控制变量企业规模(Size)的回归系数在1%水平上显著为正，再次验证了企业规模对企业绿色创新具有显著的促进作用。

(续上表)

根据上述结果进一步绘制研发资源的调节效应图，如图1和图2所示。图1显示，在研发投入高的组，正式环境合法性(政府监管)与企业绿色创新关系的斜率更大，这说明研发资源正向调节了正式环境合法性对企业绿色创新的影响，假设3a又一次得到验证。同样地，图2表明，在研发投入高的组，非正式环境合法性(媒体监督)与企业绿色创新关系的斜率更大，这说明研发资源正向调节了非正式环境合法性对企业绿色创新的影响，假设3b也得到了支持。此外，在高研发投入组中，相较于非正式环境合法性，正式环境合法性与企业绿色创新关系的斜率更大，说明政府监管相对于媒体监督而言，对企业绿色创新的积极作用更容易受到研发资源的正向影响。综上，研发资源正向调节了环境合法性对企业绿色创新的促进作用，研发资源投入得越多，企业受到外部环境合法性压力影响而选择进行绿色创新的倾向越强，且正式环境合法性对绿色创新的作用更容易受到研发资源的正向调节。

图1 研发资源对正式环境合法性与企业绿色创新关系的调节作用

图2 研发资源对非正式环境合法性与企业绿色创新关系的调节作用

(四)异质性检验

除有研发资源调节作用外，本文认为环境合法性对企业绿色创新的影响在不同类型企业仍可能存在差异。首先，有学者认为政府补助能够激励企业开展创新活动(陈红等，2019[30]；李万福等，2017[31])，获得的政府补助越多，越能够支撑企业进行更多的创新，此时，环境合法性对企业绿色创新正向影响的效果也会越明显。因此，本文用企业当年获得的政府补助占该企业期末总资产的比例衡量政府补助水平，根据政府补助的中位数，将样本分为获得政府补助高和获得政府补助低的两组进行分组检验，结果见表4列(1)和列(2)。可以看到政府监管(PITI)和媒体监督(Media)的系数在获得政府补助较高的样本中显著，在获得政府补助较低的样本中不显著，证实了如果获取的政府补助越多，企业受到环境合法性压力影响而选择进行绿色创新的倾向越强。

其次，从上文实证结果可以初步看出，规模越大的企业越倾向于开展绿色创新，也有文献指出，企业规模对公司技术创新的影响呈倒U型(周方召等，2014)[32]，规模更大的企业，企业内环境可能更利于开展创新活动，使企业受到环境合法性压力影响时选择进行绿色创新的倾向越强。因此，本文根据样本企业规模(Size)的中位数，将样本分为大规模和小规模的两组进行分组检验，结果见表4列(3)和列(4)。可以看到政府监管(PITI)和媒体监督(Media)的回归系数在企业规模大于中位数的样本中显著为正，在企业规模小于中位数的样本中不显著。该结果表明了企业规模越大，企业受到环境合法性压力影响而选择进行绿色创新的倾向越强。表4的结果验证了政府补助和企业规模在环境合法性压力促进企业绿色创新中起到的异质性作用。

表4 异质性检验

(续上表)

(五)稳健性检验

本文的被解释变量绿色创新用上市公司已授权的绿色发明专利和绿色实用新型专利之和来衡量，而在实际样本数据中企业的绿色专利数量为离散分布且存在大量的0值。为了验证上述研究结果的稳健性和可靠性，本文采用Tobit回归模型进行稳健性检验，结果见表5和表6。可以看出，采用Tobit模型与前文固定效应回归模型的研究结论基本一致。

表5 Tobit主效应回归结果

表6 Tobit调节效应回归结果

上市公司绿色创新能力的增强或者减弱都有可能吸引更多的外部关注，对企业产生更多压力，进而又促使企业进行绿色创新。因此，本文为解决可能存在的内生性问题，使用滞后一期的解释变量和上市公司当期绿色创新水平进行回归。从表7结果中可看出，前一期的非正式和正式环境合法性对企业当期的绿色创新水平都有显著的正向作用，与上文研究结果基本一致。

表7 解释变量滞后一期的稳健性检验

考虑到模型估计结果可能会受到变量不同度量方式的影响，本文更换了环境合法性的度量方式。非正式环境合法性分别使用将媒体报道(Media)分解后的汇总正面报道新闻数量(Media-good)、汇总中性报道新闻数量(Media-neutral)和汇总负面报道新闻数量(Media-bad)进行度量。正式环境合法性采用该企业是否获得官方环境表彰(EC)来衡量，这一指标可从CNRDS数据库中的企业社会责任报告(CSR)记录获取。同样，本文将所有解释变量滞后一期，从表8结果中可以看到，前一期获得官方环境表彰(EC)、获得媒体正面报道(Media-good)和中性报道(Media-neutral)都能显著促进企业进行绿色创新，媒体负面报道(Media-bad)对企业绿色创新的影响虽然不显著，但系数为正。因此，更换度量方式后的正式环境合法性和非正式环境合法性均会促使企业进行绿色创新。

表8 外部压力不同度量方式的稳健性检验

稳健性检验结果基本可以说明，本文提出的研究模型和实证结果较为稳定可靠。也就是说，正式环境合法性(政府监管)和非正式环境合法性(媒体监督)均对企业绿色创新具有显著的促进作用。

(续上表)

五 研究结论与政策启示

本文以2011-2018年我国沪深两市A股制造业上市公司为样本，从外部合法性视角切入，将环境合法性划分为正式和非正式两个维度，研究正式环境合法性(政府监管)和非正式环境合法性(媒体监督)对我国制造业企业绿色创新行为的影响，充分考虑企业的主观能动性，结合企业内部的异质性响应探讨研发资源对环境合法性与绿色创新之间关系的调节作用，得出以下研究结论：

(1)地方政府对污染源的监管力度越强，企业的绿色创新产出越高。在正式环境合法性压力下，企业为了获得政府支持和获取环境合法性地位，需要加大在环保环节上的投入，积极开展绿色实践，以符合政府的环境监管要求。因此，政府对污染源的监管力度越强，企业受到的正式环境合法性压力越大，越有可能增加绿色创新活动投入，产出更高。

(2)媒体对企业的报道数量越多，监督强度越大，企业的绿色创新绩效越好。对于企业而言，一方面媒体作为一种外部监督机制(Craven和Marston, 1997)[12]，对其绿色创新行为可以进行有效的监督和管理，从而提升绿色创新水平。另一方面，媒体作为企业向外界传递信号的沟通渠道，有助于帮助企业树立良好的绿色形象，满足外部环境合法性的要求，从而获得投资者、消费者、非政府环保组织等外部利益相关者的认可。因此，媒体对企业的报道数量越多，监督力度越强，企业面临的非正式环境合法性压力越大，企业就越倾向于进行绿色创新，从而获得更好的绿色创新绩效。

(3)研发资源在环境合法性与企业绿色创新之间起着显著的正向调节作用。环境合法性作为一种外部压力机制，其绿色创新的效果取决于企业的内部反应。面对同样的外部环境合法性压力，不同企业的态度与行动存在异质性，企业在研发环节上的投入体现了企业对创新的主观能动性。企业的研发资源投入水平越高，创新潜力越大，会强化环境合法性对绿色创新的正向影响。此外，政府补助和企业规模也在环境合法性促进企业绿色创新过程中起到异质性作用，获得的政府补助越多，企业规模越大，环境合法性对企业绿色创新的正向效应越强。

据此得到三方面的启示：

(1)政府层面。政府作为环境保护监管者，应推动环境规制政策的制定和执行；严格落实对企业环保行为的监督和管理，加强对污染源企业的监管力度，完善环境信息披露制度，激励企业进行绿色创新。此外，地方政府要因地因时制宜，有效运用多元化、差异化的规制手段，不断优化企业绿色创新的外在环境。

(2)企业层面。企业应全面系统地认识内外部作用机制对绿色创新绩效的综合影响。一方面，应关注外部环境的变化，重视外部环境合法性的要求，响应节能减排、绿色低碳的号召，积极推动绿色创新；另一方面，应自觉提高自身的环保意识，加大对研发环节特别是绿色创新的资源投入，积极开展绿色实践，走绿色可持续发展的道路。

(3)媒体层面。媒体作为一种有效的外部监督机制，应充分发挥监督者的作用，完善外部监督功能，保证媒体报道的独立、公开、透明，及时有效地向外界传递信息，保障公众的知情权，加强公众参与。同时，媒体可以帮助企业树立绿色形象，展现企业文化和品牌价值，以期获得更多消费者的认可。