“十四五”规划中明确指出：“持续改善环境质量，完善中央生态环境保护督察制度。”自2015年开始，我国通过生态问责这项行政手段，将官员晋升考核与环保绩效紧密结合，试图通过加强环境治理提升经济发展质量，缓解长期以来“高投入、高消耗、高污染”的粗放型经济增长方式对生态环境造成的巨大压力。在我国目前的生态问责制度中，中央环保督察是其涉及范围最广、持续时间最长的实施机制。这项由生态环境部从2016年1月4日开启的对全国31个省份展开的持续性环保专项督察行动，被视为我国史无前例、最为严厉的环境政策（谌仁俊等，2019）。由中共中央办公厅、国务院办公厅于2019年6月印发实施的《中央生态环境保护督察工作规定》表明中央环保督察成为生态问责的一项常态化执行机制。与以往的环境治理行动相比，中央环保督察推行的“党政同责、一岗双责”的新型责任机制纠正了地方环保工作中“权责不一”的问题（张凌云等，2018），并且具有较强的动员效应，提升了公众环保参与程度（郑思尧和孟天广，2021）。由于在推行机制上具有自上而下的特点，没有常规督察程序，中央环保督察成为解决地方环境治理乱象，倒逼企业进行创新，实现绿色发展的有效机制（谌仁俊等，2019）。首轮中央环保督察的具体实施情况如表1所示。

鉴于生态问责这项严厉的命令控制型环境治理机制的重要意义，学术界以中央环保督察为例对其作用效果展开了讨论。其中，多项研究表明中央环保督察改善了被督察地方的空气质量（王岭等，2019；刘张立和吴建南，2019；Lin等，2021），并且具有长期效果（涂正革等，2020）。在微观层面，中央环保督察对企业的创新补偿效应大于遵循成本效应，显著提升了企业绿色创新水平（李依等，2021），并通过创新驱动改善上市工业企业绩效（谌仁俊等，2019）。由于此次中央环保督察在从“督企”向“督政”模式转变的基础上，进一步实现了“党政同责”，打破了政企环境套利空间，新的生态问责制度迫使地方政府将地区环境纳入维持政治稳定的考量，削弱了地方以往建立的政商关系（程宏伟和胡栩铭，2019）。基于产权性质和高管公职经历的视角，有研究发现：在明确的政策压力下，中央环保督察不仅激励了行政隶属层级较低的国有企业减少排污，也有效地降低了高管具有公职经历的民营企业的排污水平（王鸿儒等，2021）。

经过文献梳理发现，在生态问责的压力下，中央环保督察具有显著的环境监管效果（Li等，2020）。这主要得益于在推行机制的设计中，生态问责以一种“高位推动”的跨层级治理方式增强了环保执法刚性约束力（张国磊等，2020）。因此，在生态问责的巨大压力下，地方党委政府加强了对所辖地区企业的环境整治，迫切要求企业通过改善生产工艺在较短时间内减少污染物排放。考虑到重污染企业相较于非重污染企业而言对环境的负面影响更大，在生态问责推行过程中是地方环保部门的主要整治对象，本文以中央环保督察为自然实验，将重污染企业和非重污染企业分别作为处理组和控制组，通过多期双重差分法实证研究生态问责对企业绿色工艺创新的影响。此外，本文进一步考察了媒体报道如何影响生态问责与企业绿色工艺创新的关系，主要考虑到媒体报道作为非正式的外部监督机制能够有效约束企业行为（Dyck等，2008；Bushee等，2010），尤其通过信息传递和引导社会舆论影响企业环保行为（王云等，2017）。在生态问责推行过程中，媒体作为政策宣传的重要窗口增加了企业因环保问题被媒体曝光的可能性，从而提高了生态问责对企业环保行为的规制作用，为研究生态问责对企业绿色工艺创新的影响提供重要情境。经研究发现：生态问责能够显著促进企业开展绿色工艺创新，这一影响在媒体报道较少或负面报道较多的企业中显著，但在媒体报道较多或正面报道较多的企业中不显著。本文可能的边际贡献主要有如下两点：

第一，本文补充了生态问责影响企业创新的文献。虽然已有研究发现中央环保督察能够促进企业绿色创新（李依等，2021），并通过创新改善绩效（谌仁俊等，2019），但对创新激励效应的考察局限于技术创新，而非工艺创新。生态问责的压力迫使地方党委政府将环保压力转移到企业身上，由于绿色技术创新具有高投入、高风险、研发时间长等特点，加强绿色工艺创新显然更符合企业在短期内降低污染物排放水平的需要。因此，本文通过研究中央环保督察对企业绿色工艺创新的影响，进一步完善了生态问责影响企业创新的研究，同时也为政府通过生态问责制度推进我国生态文明建设的有效性提供了直接证据。

第二，本文拓展了生态问责作用情境的研究。已有研究在产权性质和高管政治背景视角下研究生态问责的作用差异（王鸿儒等，2021），这是基于政治关系展开的情境研究，主要考察生态问责能否打破政企环境套利空间（程宏伟和胡栩铭，2019）。除此之外，少有研究关注生态问责的作用情境。本文通过研究媒体报道这一非正式监督机制在中央环保督察影响企业绿色工艺创新中的作用，进一步拓展了生态问责作用情境的研究。这不仅是对已有研究的有益补充，而且为正式制度与非正式制度联结起来发挥“合力”作用改善生态环境质量提供了参考。

绿色工艺创新是一种通过对生产工艺进行改善以减少对环境负面影响的创新模式（Chen，2008），包括分别以降低污染物产生和减少已产生污染物排放为目的的清洁生产技术创新和末端治理技术创新两个维度（Xie等，2016）。鉴于绿色工艺创新在改善企业环境管理、促进制造业企业可持续发展等方面的有效性，学者们广泛探讨了绿色工艺创新的前因与后果。利益相关者的需求和环境政策监管是驱动企业进行绿色工艺创新的重要前因（解学梅等，2020）。在经济后果方面，得益于降低污染排放的积极功效，绿色工艺创新能够提升能源利用效率（Guo等，2017；Huang和Li，2017），帮助企业获取经济利益（Xie等，2016）。同时，绿色工艺创新有助于企业改善声誉和形象（Chen，2008），提升企业竞争优势（Xie等，2016）。虽然对于促进企业加强绿色工艺创新的重要性已达成共识，但学界对于如何通过政策手段促进绿色工艺创新的研究依然不足。尤其不清楚在当前生态文明建设的宏观背景下，政府的生态问责制度如何影响企业绿色工艺创新。

合理且严格的环境规制能够促进企业创新（Porter，1991；Porter和Van Der Linde，1995）。环境规制可以划分为命令控制型和市场型（Xie等，2017），以中央环保督察为重要推行机制的生态问责制度存在明显的命令控制型特征，能够凭借其严格的规制措施促进企业绿色工艺创新。首先，“党政同责”的督政机制确保了地方环保工作权责一致，并且将环保绩效作为官员晋升的考评标准之一，这显著提升了地方党委政府为应对生态问责而加强对企业环保执法的积极性。其次，生态问责的推行机制对地方环境整改提出了明确要求，即在获得督察反馈结果后，省级党委政府需要在30个工作日内将整改方案报送国务院审核，并依法依规问责有关责任人，向社会公开整改方案和落实情况，这也导致出现“一刀切”和“切一刀”的地方环境治理回应方式（张国磊等，2020）。基于以上两点，生态问责通过严格的规制措施显著提高被督察地区的环境规制强度。在生态问责的政治压力下，环境治理压力从行政监管部门向企业转移，对超标排放污染物的企业起到良好的震慑作用（王强等，2019）。尤其对于重污染企业而言，必须增加在绿色工艺创新方面的投入，通过改进生产工艺降低污染物的产生和减少污染物的排放，才能达到整改要求、恢复正常生产。因此，生态问责依靠其强有力的推行机制，通过“治污”责任转移，对企业绿色工艺创新具有促进作用。据此，本文提出如下假设：

H1：生态问责能显著促进企业绿色工艺创新，体现在中央环保督察促使企业增加绿色工艺创新投入。

移动通信技术的快速发展和互联网的高度普及，使人们可以通过更多媒介获取所需要的信息，这对资本市场现有的信息披露、传播体系形成冲击并可能对解决信息不对称问题带来变革（徐巍和陈冬华，2016）。在此背景下，媒体报道作为一项法律外的替代机制（李培功和沈艺峰，2010），对企业的外部监督作用将更加明显。目前，主流研究肯定了媒体报道的公司治理作用（Dyck等，2008；李培功和沈艺峰，2010；醋卫华和李培功，2012；Peña-Martel等，2018），认为媒体报道可以削弱大股东对小股东利益的侵占（Dyck等，2008）、提高董事会效率（Joe等，2009）、降低代理成本和企业违规概率（罗进辉，2012；周开国等，2016）、促进社会责任履行（李百兴等，2018）、提升高管薪酬契约有效性（罗进辉，2018），并对促进企业创新与业绩改善具有积极影响（郑志刚等，2011；杨道广等，2017；欧锦文等，2021）。此外，也有多项研究指出，媒体报道带来的市场压力效应促进企业产生更多盈余管理行为，因为媒体报道通过提升投资者关注形成市场压力，企业为达到市场期望而采取更多机会主义行为（于忠泊等，2011；应千伟等，2017；王福胜等，2021）。无论是外部治理效应还是市场压力效应，其背后的作用机制表明，媒体报道主要通过发挥其信息传递功能缓解信息不对称，以履行非正式监督职能，从而规范企业经营行为（Dyck等，2008；Bushee等，2010；杨玉龙等，2017）。一方面，媒体报道的曝光作用引起政府和社会公众的关注，甚至导致行政监督与介入，遭到法律惩戒。另一方面，在声誉约束机制和公众形象管理动机下，管理者会担心媒体报道对自身产生负面影响，继而影响其职业发展和社会交往（Dyck等，2008）。

基于媒体报道对企业行为的作用机制，本文分析在媒体报道的作用下生态问责对企业绿色工艺创新的影响。环境保护作为企业必须履行的一项社会责任，在媒体监督越强的情况下履行越好（李百兴等，2018）。首先，媒体的信息中介作用在有限认知的个体面对无限信息时愈发关键（Fang和Peress，2009），媒体对企业环保表现的报道不仅促进企业环境信息披露（沈洪涛和冯杰，2012），而且有效缓解环保信息在企业与投资者、社会公众以及政府之间的不对称（王云等，2017）。其次，由于媒体报道会对管理者声誉产生影响（郑志刚等，2011），如果媒体曝光企业存在环境污染行为，会影响各方对他们的印象和评价。随着公众环保意识的增强和政府对环保问题的重视，媒体通过调查、取证揭露企业污染环境的新闻总是吸引各界关注，不但直接引发政府监管部门的关注，而且影响社会公众对企业的评价。因此，频繁的媒体报道形成了强大的社会舆论压力以及影响声誉的基本条件，从而对企业管理者产生无形的激励与约束（罗进辉，2018）。被媒体报道较多的企业由于受到媒体外部监督机制的影响，为了维护其声誉会格外重视环境保护，以减少因发生环保事件而被媒体曝光的风险。在生态问责推行之后，虽然地方行政监管部门加强了对环境污染行为的整治，但由于被媒体报道较多的企业一直重视环境保护而受影响较小，所以生态问责对其绿色工艺创新的影响不明显。相反，那些被媒体报道较少的企业由于缺乏声誉约束，其环境污染行为无法受到外部监督机制的有效约束。因此，被媒体报道较少的企业受生态问责的影响较大，在环保督察过程中暴露出来的环境污染问题促使其亟需通过加强绿色工艺创新减少污染。基于以上分析，本文提出如下假设：

H2a：生态问责对绿色工艺创新的促进作用在媒体报道较少的企业中显著，在媒体报道较多的企业中不显著。

媒体报道具有情绪特点，即对企业的报道可能是正面、中性或负面，这将影响社会公众如何评价被报道的企业（王云等，2017）。基于成本与收益的考虑，媒体往往选择性质严重的企业问题进行负面报道（醋卫华和李培功，2012），以追求轰动效应（Ahern和Sosyura，2015）。这是因为与正面报道相比，社会公众对负面报道的接受程度更高，也更容易回应负面信息（Pfarrer等，2010）。由于媒体报道会引起市场反应（Kothari等，2009），负面报道会给股价造成消极影响（Tetlock，2007），从而为公司管理层带来巨大的市场压力（应千伟等，2017）。与被正面报道较多的企业相比，被负面报道较多的企业具有降低社会负面评价，提高自身声誉的强烈需求。在生态问责推行过程中，被媒体负面报道较多的企业由于承受较大的市场压力和社会压力，在行政规制和声誉约束下会更积极地通过绿色工艺创新减少对环境的污染，以避免因为环保问题被媒体负面报道，更进一步损害企业形象和声誉。被正面报道较多的企业在环保方面往往做得更好，因为一旦发生环境污染事件，媒体进行负面报道产生的轰动效应更大，因此造成的负面社会影响和股价波动也更严重。尤其生态问责增加了企业因为环保问题被媒体曝光的可能性。因此，被正面报道较多的企业受到生态问责的影响较小，生态问责对其绿色工艺创新的作用不明显。基于以上分析，本文提出以下假设：

H2b：生态问责对绿色工艺创新的促进作用在负面报道较多的企业中显著，在正面报道较多的企业中不显著。

（一）样本来源

由于本文需要考察中央环保督察这项生态问责的实施机制对绿色工艺创新的影响，所以参考谌仁俊等（2019）的做法，选择在沪深A股上市的工业企业2012—2018年的数据作为研究样本，并剔除了存在缺失值和被标注为ST、*ST等财务异常的上市公司样本。考虑到媒体报道的约束作用和控制变量对绿色工艺创新的影响可能存在滞后性，所以在数据的时间跨度上，媒体报道、控制变量的数据为t−1年。绿色工艺创新与控制变量的数据来自于国泰安CSMAR数据库，媒体报道数据来自于CNRDS数据库，该数据库提供了上市公司网络和报刊财经新闻的数量、情感等统计数据。为了消除极端值的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%水平上的缩尾处理。

（二）模型设定

中央环保督察作为一项准自然实验，本文使用多期双重差分法检验其对企业绿色工艺创新的作用。为此构建如下多期DID模型：

Treat_i，t为分组变量，表示企业i在t年是否属于重污染行业，将属于重污染行业的企业赋值为1，非重污染行业的企业赋值为0。由于中央环保督察对污染型工业企业存在显著影响，因此参考崔广慧和姜英兵（2019）的做法，选择采掘业、食品和饮料业，纺织、服装和皮毛业，造纸和印刷业，石油、化学、塑胶、塑料业，金属、非金属业，医药和生物制品业，电力、煤气及水的生产与供应业等八类重污染行业的企业作为处理组，选择木材和家具业，电子业，机械、设备、仪表业，其他制造业等非重污染行业的企业作为控制组。Post_i，t为时间变量，表示企业i在t年是否受到中央环保督察的影响。由于中央环保督察从2016年1月持续到2017年9月，其中16个省市在2016年被督察，15个省市在2017年被督察，此情形不符合传统DID对政策时点的要求，需要使用能够应对政策时点不同的多期DID，即将不同省份被督察年份及之后的年份赋值为1，之前的年份赋值为0。虽然中央环保督察组进驻每个省份的时间只有一个月，但由于搭建起了长期的“党政同责”机制，尤其减少了公众参与环保的制度障碍（谌仁俊等，2019），并且自2018年起，中央环保督察实行“回头看”，这一常态化机制有效促进了各省份环境治理的持续性。

（三）变量设计

1. 因变量：绿色工艺创新GPI。现有研究对绿色工艺创新的测量主要从清洁生产技术创新和末端治理技术创新两方面入手，并选取污染产生强度、污染排放率作为代理变量来推断清洁生产与末端治理技术水平（毕克新等，2011；解学梅等，2019）。这种测量方式主要体现企业的绿色工艺创新水平，但本文的研究重点在于考察生态问责是否显著促进企业开展绿色工艺创新，即检验企业是否增加绿色工艺创新投入。因此，本文根据上市公司年报中披露的财务报表附注中的在建工程明细，逐一判断每个项目是否属于绿色工艺创新。判断标准在于此项目是否符合绿色工艺创新的内涵，例如“脱硫系统改造”“机组超低减排改造项目”等，然后使用当年所有项目发生额总和加1后取对数的形式测量绿色工艺创新投入。

2. 调节变量：媒体报道MR。本文借鉴以往研究的做法（醋卫华和李培功，2012；王福胜等，2021），考察媒体报道的数量和情感分别对生态问责与企业绿色工艺创新之间关系的调节作用。具体地，本文使用报道上市公司的财经新闻数量直接衡量媒体报道数量（MR_qua）。对于新闻情感，CNRDS数据库所提供的数据包含正面（MR_po）、中性（MR_neu）和负面（MR_neg）三种情感，并且使用机器学习的有监督学习模型进行评价，在测试数据集上的准确率达到了85%，可以认为其提供的新闻情感数据是可靠的。具体计算方法详见CNRDS数据库说明。

3. 控制变量Control：本文主要考虑可能会影响企业绿色工艺创新的因素进行控制，包括以下企业层面的变量：（1）企业规模FS，使用资产总额取自然对数的形式表示。（2）企业年龄FA，用截至当期企业成立年限的自然对数表示。（3）企业投资FI，用支付构建固定资产、无形资产和其他长期资产的现金与总资产的比值衡量。（4）企业成长性FG，使用总资产增长率衡量，即总资产期末值与总资产期初值的差值比总资产期初值。（5）企业负债水平FL，用资产负债率衡量，即总负债比总资产。（6）企业盈利能力ROA，使用总资产净利润率衡量，即净利润比平均总资产。（7）经营现金净流量CF，使用经营活动产生的现金净流量与总资产的比值表示。同时，本文还控制了公司治理方面的因素：（8）董事长与总经理两职兼任FD，若存在兼任赋值为1，否则赋值为0。（9）独立董事比例IP，即独立董事人数占董事人数的比例。（10）股权制衡BP，用第二到第十大股东持股比之和与第一大股东持股比的比值衡量。除此之外，本文还控制了公司个体固定效应Firm和时间固定效应Year。具体变量信息如表2所示。

（一）描述性统计

表3列示了对主要变量描述性统计的结果，全样本是包含1415家企业、8490条样本量的平衡面板数据。从结果来看，样本企业在绿色工艺创新方面的投入差距较大（标准差为4.778，最大值为18.277，最小值为0），并且样本企业之间被媒体报道的情况也存在显著差距，但控制变量差距不大。

（二）假设检验

为控制样本选择偏误对实证结果的影响，本文采取倾向得分匹配法（PSM），以企业规模、年龄、投资情况、成长性、负债水平、盈利能力、经营现金净流量以及公司治理特征为协变量，使用半径匹配（半径为0.001）的方法进行样本配对，然后使用多期双重差分法对匹配后的样本进行分析，结果如表4所示。根据表4中第（1）列的结果，交互项的回归系数显著为正（t=2.11，p=0.035），说明生态问责能够显著促进企业增加绿色工艺创新投入，验证H1。生态问责依靠中央环保督察“党政同责”的督政机制切实提高地区环境规制水平，并且通过及时整改的严格要求迫使地方党委政府加强环境整治，通过治污责任转移促使企业减少污染物的产生和排放以完成整改方案，从而提高企业开展绿色工艺创新的积极性。

本文采用样本分组的方式检验媒体报道的调节作用。首先，由于投资者关注有限，上市公司出现在媒体报道中的次数与投资者对该上市公司的关注程度有密切联系（杨涛和郭萌萌，2019），所以本文根据媒体报道数量，按照均值区分被媒体报道较多的企业和较少的企业，从而形成两个子样本分别进行检验。如表4中第（2）列所示，交互项的回归系数虽然为正，但不显著（t=0.22，p=0.827），表明对媒体报道较多的企业而言，生态问责无法显著影响其绿色工艺创新。因为这些企业的环保行为受到较强的媒体监督，所以在生态问责推行过程中不会因为环境规制水平的提升而受到较大影响，因而导致生态问责对其绿色工艺创新没有显著影响。表4中第（3）列的结果显示，交互项的回归系数显著为正（t=2.29，p=0.022），表明生态问责能够显著促进被媒体报道较少的企业增加绿色工艺创新投入。被媒体报道较少的企业由于缺乏有效的外部监督，其环保行为没有得到足够重视，因此在生态问责的过程中受到较大影响，需要通过加强绿色工艺创新减少污染物的产生和排放。综上，实证结果支持了H2a。

其次，本文根据财经新闻的情感进行分组，将正面新闻多于负面新闻的归为正面报道较多的样本，反之则归为负面报道较多的样本。重新检验的结果如表4中第（4）（5）列所示。表4中第（4）列的结果显示，交互项的回归系数虽为正，但不显著（t=0.28，p=0.780），说明对正面报道较多的企业而言，生态问责对其绿色工艺创新的影响不显著。被正面报道较多的企业往往在环保方面表现更好，因为这些企业会更加重视环保以维持良好的声誉和社会形象。虽然生态问责促使地方加强环境整治，但并未对这些企业的绿色工艺创新产生显著影响。根据表4中第（5）列的结果，交互项的回归系数显著为正（t=2.62，p=0.009），说明生态问责显著促进了负面报道较多的企业增加绿色工艺创新投入。由于负面报道较多的企业具有提高声誉的强烈需求，在生态问责的规制压力下会更积极地进行绿色工艺创新，以降低因为污染物排放超标而被媒体负面报道的风险。综上，实证结果支持了H2b。

除此之外，为了避免匹配方法选择导致的问题，本文还采用一对一匹配、一对四匹配、核匹配等方法重新对样本进行匹配后再检验，结论没有发生变化。

（三）稳健性检验

1. 平行趋势假设检验

本文检验了使用多期双重差分法的前提条件——平行趋势假设。参考王立勇和祝灵秀（2019）的研究，选取自然实验发生之前的样本，设置时间趋势变量Trend，根据年份分别赋值1至3，然后与分组变量组成交互项进行回归。结果如表5中第（1）列所示，交互项的回归系数不显著（t=1.08，p=0.280），说明处理组与控制组的绿色工艺创新投入在中央环保督察开始前的变动趋势一致，符合平行趋势假设的要求。

2. 政策时间随机性检验

考虑到中央环保督察正式实施之前，就已经明确了要对省级党委和政府及其有关部门开展环保督察，这可能会导致这一政策的作用提前产生。因此，本文需要通过假设中央环保督察的发生时间比事实提前，从而进行政策时间随机性假设检验。参考谌仁俊等（2019）等的做法，将中央环保督察实施时间提前两年后重新检验。结果如表5中第（2）列所示，交互项的回归系数不显著（t=−0.31，p=0.755），说明假定的生态问责对企业绿色工艺创新没有显著影响，通过了政策时间随机性假设检验，证明本文的估计结果是可靠的。

3. 媒体报道的异质性

（1）区分媒体的类型

由于网络媒体以互联网作为传播平台，相比于传统媒体具有更强的传播力与影响力，能够在短时间内充分发挥媒体效应（王福胜等，2021）。本文使用的CNRDS数据库中财经新闻的来源主要分为网络和报刊，并且两者新闻数量存在显著差异（网络新闻明显多于报刊新闻），因此形成的社会影响可能也存在差异。所以，有必要在进一步区分财经新闻的媒体类型前提下检验媒体报道的调节作用。

首先，在区分网络媒体和报刊媒体的前提下检验媒体报道数量在生态问责与企业绿色工艺创新之间的调节作用，结果如表6所示。根据表6中第（1）列的结果，交互项的回归系数不显著（t=0.87，p=0.383），说明生态问责对绿色工艺创新的影响在网络媒体报道较多的企业中不显著。表6中第（2）列的结果显示，交互项的回归系数显著为正（t=2.11，p=0.035），说明生态问责显著促进了网络媒体报道较少的企业在绿色工艺创新方面增加投入。根据表6中第（3）（4）列的结果，虽然交互项的系数大小与显著性有所变化，但所获得的结论均与上述一致。综上，在区分网络财经新闻与报刊财经新闻的前提下，所得到的结论均支持了H2a，这说明不同的媒体类型不能影响研究结论。

其次，在区分网络媒体和报刊媒体的前提下检验媒体报道情感在生态问责与企业绿色工艺创新之间的调节作用，结果如表7所示。根据表7中第（1）列的结果，交互项的回归系数不显著（t=0.51，p=0.611），表明生态问责对网络媒体正面报道较多的企业的绿色工艺创新没有显著影响。根据表7中第（2）列的结果显示，交互项的回归系数显著为正（t=2.39，p=0.017），说明生态问责对绿色工艺创新的影响在网络媒体负面报道较多的企业中显著。根据表7中第（3）（4）列的结果，可以得到与前文一样的结论。因此，无论是网络媒体报道，还是报刊媒体报道，均支持了H2b。

（2）区分企业名称在新闻中的位置

考虑到在新闻报道中，企业名称可能出现在标题中，也可能出现在内容中，这对媒体报道的作用可能存在影响。因此，本文参考王福胜等（2021）的研究，在区分企业名称出现在标题和内容两种情况后分别检验H2a，结果如表8所示。根据表8中第（1）列的结果，交互项的回归系数不显著（t=−0.41，p=0.681），说明生态问责对媒体报道较多的企业的绿色工艺创新没有显著影响。表8中第（2）列的结果显示，交互项的回归系数显著为正（t=2.63，p=0.008），表明生态问责对绿色工艺创新的影响在媒体报道较少的企业中显著。根据表8中第（3）（4）列的结果，虽然交互项的系数大小与显著性有所变化，但所获得的结论均与上述一致。综上，无论企业名称出现在标题还是内容中，所获结论均支持了H2a。

（一）研究结论

生态问责制度是改善我国环境现状和提升经济发展质量的重要手段，但现有研究并未考察这一制度对企业绿色工艺创新的影响。基于中央环保督察这项自然实验，本文检验了生态问责对企业绿色工艺创新的影响，以及媒体报道的情境作用，有助于审视我国生态问责制度在解决“经济高速增长”与“环境质量恶化”两难困境中的作用。本文以在沪深A股上市的工业企业2012—2018年的数据作为研究样本，使用多期双重差分法研究发现：中央环保督察对企业绿色工艺创新投入有显著促进作用，表明生态问责能够正向影响企业绿色工艺创新。进一步研究媒体报道的情境作用发现，生态问责对绿色工艺创新的促进作用在媒体报道较少的企业中显著，但在媒体报道较多的企业中不显著；同时，生态问责能够显著促进负面报道较多的企业增加绿色工艺创新投入，但对正面报道较多的企业没有显著影响。

（二）研究启示

研究结论首先对政府完善生态问责的实施机制具有现实参考意义。由于“十四五”规划中明确提出完善中央生态环境保护督察制度，所以如何完善成为政府监管部门亟需考虑的问题。本文发现生态问责能够有效促进企业绿色工艺创新，这说明中央环保督察作为生态问责的实施机制对企业环境污染行为具有约束作用。但这一约束作用存在时效性，而本文揭示了中央环保督察与媒体报道存在互补作用，这启示了可以通过发挥媒体报道对企业环境污染行为的外部监督作用弥补中央环保督察常态化推行机制存在的不足。通过增加媒体对企业环境问题的报道，将更多环境信息传递给社会公众和监管部门，有助于协助生态问责改善生态环境以推进我国生态文明建设。

研究结论其次对如何促进企业绿色工艺创新具有一定启示作用。基于企业在生态问责压力下加强绿色工艺创新这一发现，本文再次证明了弱波特假说的存在，即环境规制能够促进企业创新。但值得反思的是，虽然绿色工艺创新能够提高企业社会认可度，从而有助于提升其竞争优势，但企业依然缺乏加强绿色工艺创新的动力。根据研究结论，应当强化企业面对的外部监管力度，既要提高政府监管部门对企业环境污染行为的执法力度，又要加强媒体对企业环保问题的报道。这不但有利于企业加强绿色工艺创新，以更好地协调与社会的关系，塑造自身良好的声誉，而且有助于解决工业企业环境污染的痼疾。

（三）研究局限与展望

本文借助自然实验的方法考察生态问责对企业绿色工艺创新的作用效果和情境，但没有实证检验生态问责对企业绿色工艺创新的作用机理。生态问责以自上而下的行政压力迫使地方党委政府将环境治理压力转移到企业身上，如何刻画这一压力传导机制并选取合适的方法度量，是揭示生态问责影响企业绿色工艺创新机制的重要一环。在环保监管部门向企业施加环境规制压力的同时，政府为了调动企业环境治理积极性会给予政策扶持，研究环保激励政策与生态问责的协同作用有助于更全面地解读政府的环境治理手段。此外，我国目前的绿色工艺创新主要以末端治理技术创新为主，对清洁生产技术创新的重视不够（解学梅等，2020）。考察生态问责分别对清洁生产技术创新和末端治理技术创新的影响，有助于更加深入地洞悉生态问责对企业绿色工艺创新的作用机理。