当下我国经济已经进入增速放缓、结构优化和追求发展质量的新时期，如何协调好经济发展和生态环境保护的关系成为转型期的重大挑战。党的十九大报告明确了中国特色社会主义事业的总体布局是包括生态文明建设在内的“五位一体”（陈诗一和陈登科，2018），为响应政府的号召，各大企业相继将绿色发展战略植入其发展蓝图之中。目前，有关企业绿色责任的研究，主流观点之一便是“利润驱动”，但绿色责任究竟如何影响企业价值却存在着几种相互竞争的思想流派，新古典主义学派认为环境管制给企业带来了额外的成本（Palmer等，1995），因此，减少污染和改善环境也会相应地减少企业的边际净效益；而Lankoski（2000）则提出了倒U形关系的看法，他认为绿色责任与企业价值之间存在着负“传统主义”与正“修正主义”关系；与其他学派不同的是，McWilliams和Siegel（2001）主张在环境责任和企业价值之间建立一种中立的关系，因为不投资于社会责任的企业将会有更低的成本和更低的价格，而投资于社会责任的企业虽然会有更高的成本，但也能够吸引更多的客户。

总体而言，绿色责任与企业价值的关系还有较大的研究空间：首先，前期研究大多聚焦于发达国家，对于中国等发展中国家，这一问题却少有涉及。目前来看，越来越多的中国企业意识到履行绿色责任的战略重要性，并且，在严格的国际环保法规和惯例以及消费环境主义兴起的趋势下，企业的竞争格局也将可能随之改变，因此，理解中国背景下，企业绿色责任对企业经济绩效的影响具有更大的现实意义。其次，就如何定义企业绿色责任以及企业绩效来看，前期的研究存在较大争议。本研究采用和讯网公布的企业社会责任评分来衡量企业绿色责任，相比于其他仅根据社会责任报告的方式，该评分是根据社会责任报告及年报计算所得，因而即使上市公司没有披露社会责任报告，仍能通过年报相关内容进行打分。在目前我国社会责任报告发布数量和质量有限的情况下，同时依靠年报和社会责任报告的打分方法可能更具有权威性和全面性（Marquis和Qian，2013）。最后，绿色责任对企业价值影响作用的不一致也要求我们更多地思考情境机制在其间发挥的重要作用（Kölbel等，2017）。资源依赖理论指出，组织作为一个开放的系统，其行为依赖于其所处的社会外部环境（Drees和Heugens，2013）。在我国经济转型阶段，政府掌控着大量的资源配置权，不同产权性质的企业在构建政治关系的成本和动机等方面存在差异性（贺小刚等，2013），相比而言，民营企业更能够从良好的声誉中获得政治合法性以及企业发展的关键资源，从这一角度来看，企业产权性质将影响绿色责任与企业价值之间的关系。另外，认知观认为人的关注点是有限的（James，1983），只有当利益相关者注意到企业的绿色行为时，绿色责任的价值才得以进一步凸显，因此，那些能够影响利益相关者关注力的因素必然也会影响“绿色责任—企业价值”的关系，本文认为媒体报道即为这样的调节因素，因而进一步分析了媒体报道在“绿色责任—企业价值”关系之间的调节作用，以及媒体报道对企业产权性质与“绿色责任—企业价值”关系的二次调节作用。

本文的研究贡献主要体现在以下几点：第一，丰富了资源依赖理论的应用情境。本文基于资源依赖理论探讨了企业产权性质在“绿色责任—企业价值”关系中的调节作用，研究发现民营企业由于其资源劣势，更需要通过履行绿色责任来获得政府和利益相关者的关注，从而提升企业后续的价值，这一结论有助于进一步从资源依赖理论视角理解绿色责任对于促进民营企业价值的重要作用。第二，丰富了企业受关注程度以及媒体参与治理的相关研究。本文从企业受关注的视角出发，探讨了媒体报道在“绿色责任—企业价值”关系中的调节作用，有助于从外部治理的视角理解绿色责任对企业价值的影响作用。同时，本文进一步探讨了媒体报道对企业产权性质与“绿色责任—企业价值”关系的二次调节效应，表明企业受关注程度的提高能够使得那些更依赖外部资源的企业通过绿色责任的方式获益，即从媒体参与治理的角度补充了资源依赖理论的研究内容。第三，丰富了绿色责任的应用情境。绿色责任是否会导致企业价值的提升是一个讨论了很久的问题，部分学者发现了他们之间的正向关系（Russo和Fouts，1997），也有部分学者认为，由于“不务正业”，绿色责任的履行非但不会正面促进反而会抑制企业的经济绩效（Jaffe等，1995）。但考虑到中国等转型经济体与发达国家在经济体制和市场完备程度上都存在较大差异，因此，上述基于发达国家的研究经验可能并不适用于发展中国家。本文的研究不仅为支持企业绿色责任的经济价值提供了数据支撑，也丰富了绿色责任与企业价值关系的适用情境。

下文的结构安排如下：首先对绿色责任、企业产权性质、媒体报道与企业价值之间的关系进行理论探讨；之后阐述研究设计过程，说明统计处理的过程与结果，进行稳健性检验；最后归纳总结本文的结论。

（一）绿色责任与企业价值

传统的公司理论认为，企业社会责任的履行完全是服务于股东利益（Bremner，1987），然而，随着近年来社会各界对企业社会责任有着越来越多的诉求，社会责任已然成为了企业获得合法性的一种有效手段（Bansal和Clelland，2004），并且，这种合法性的获得还将影响到企业后续的经济绩效，这一看法得到了利益相关者理论（Freeman，1984）和企业社会责任文献中的一些最新观念的支持（Godfrey，2005），即企业可以将履行绿色责任视为一种战略性的手段，从而获得一系列的竞争优势（Berrone和Gomez-Mejia，2009）。

首先，履行绿色责任所带来的合法性能够降低企业负面责任的报道，使得企业能够选择更好的合作伙伴，获得更多的发展资源（Bansal和Clelland，2004）。除此之外，与表现不佳的公司相比，环境合法的企业可以吸引和留住更好的员工（Sharma和Henrique，2005），特别是当员工认为所在企业具有更高尚的道德价值观时，其对企业的忠诚度也会增强（Logsdon和Wood，2002），这种认同感使得员工更愿意为企业服务，从而减少因员工频繁流动带来的额外成本。

其次，履行绿色责任所带来的合法性不仅向公众传递了企业具有良好发展前景的信号，更重要的是，它展示出了企业对社会负责的形象，这种形象可以延伸到商业实践的其他方面，例如产品质量和客户服务的高标准（Adams和Hardwick，1998），反过来，这将有助于企业获得更多客户的支持。此外，已有研究发现消费者对环保的支持是激励企业进行更多绿色创新的源泉（Henriques和Sadorsky，1999），随着绿色环保意识的加强，消费者越来越关注企业产品的绿色特性，更倾向于选择环境友好型产品。当企业通过绿色创新开发出更多的绿色产品以满足消费者需求时，不仅能够形成产品的差异化优势，还能够凭借良好的绿色形象和声誉，开拓出新的市场（Menguc等，2010），这都将有助于企业价值的提升。

再次，由于政府控制着企业发展所需要的核心资源，例如通过影响某一行业的法规或有利于某些地区的税收政策，企业往往通过实施政治策略来获取相关资源。因此，企业的政治策略得到了大量的研究，这些策略既包括游说、寻租等直接的手段（申宇等，2015），也包括企业对政府政策的支持和响应（Marquis和Qian，2013）。目前，“绿色发展”已被提升为促进中国全面建设小康社会的五个关键发展理念之一（Wang等，2018），在这样的背景下，企业更多地履行绿色责任有助于其获得政府的关注和认可，政府则可以通过税收优惠、银行贷款、项目批准等对做出此类贡献的企业予以奖励。基于此，本文提出如下假设：

假设1：绿色责任的履行有助于提升企业的价值。

（二）绿色责任与企业价值：情境机制分析

正如前文所论述，绿色责任之所以能够提升企业价值，在于绿色责任为企业所带来的合法性，因此，有两个机制在绿色责任与企业价值之间有着非常重要的调节作用：资源依赖程度和企业受关注程度。首先，根据资源依赖理论（Drees和Heugens，2013），本文认为一些企业在关键资源方面比其他企业更依赖地方政府，那么，对政府依赖程度较高的企业会更需要通过政治合法性来获得企业生存和发展的关键资源，也更有可能从履行绿色责任中受益。对于转型经济体而言，不同产权性质的企业在构建政治关系的成本和动机等方面存在着显著的差异性（贺小刚等，2013），因此，本文探讨了企业产权性质在“绿色责任—企业价值”之间的调节作用。

其次，在企业绿色责任的履行过程中，利益相关者必须了解一家公司，并掌握有关信息，才能做出更有意义的回应（McWilliams和Siegel，2001）。然而，由于外部利益相关者通常不会是直接受益者（Wang等，2008），并且，利益相关者往往有着有限的关注力，他们可能只是模糊地或根本不知道一家企业履行绿色责任的程度，因此那些能够提升企业知名度的因素将强化“绿色责任—企业价值”之间的关系。Rindova等（2005）认为媒体就是这样的一个因素，作为一个信息中介，媒体报道能够有效减少企业和利益相关者之间的信息不对称，从而能够更快速地吸引利益相关者对企业的关注，因此，本文分析了媒体报道对“绿色责任—企业价值”关系的调节效应。

最后，组织—环境匹配，如组织与其制度模板之间的匹配，已被证明是影响企业行为和绩效的一个因素（Greenwood和Hinings，1996），同样的逻辑也适用于组织—媒体环境的匹配类型。高管和其他行为者将媒体视为讨论战略的平台，以讨论企业行为的合法性和伦理性（Vaara和Monin，2010），而民营企业无论是在资产获取还是知名度方面都相对较弱（Dixon-Fowler等，2013），可以预期的是，媒体报道对企业产权性质与“绿色责任—企业价值”之间的调节作用将产生一定的影响。因此，本文进一步分析了媒体报道的二次调节效应。

1. 企业产权性质对“绿色责任—企业价值”关系的调节效应

在转型经济中，虽然市场机制能够发挥一定作用，但企业的发展很大程度上仍然依赖于企业家的个人关系网络，如与政府的私人关系等，尤其在缺乏完善的法律体系的情况下，这种关系还可以作为一种非正式的替代机制（李路路和朱斌，2014）。特别对于本土民营企业而言，其生存和发展格外依赖与当地政府的关系，但民营企业这种劣势却并不意味着他们只能被动地接受环境，相反，根据资源依赖理论，企业可以采取政治行动来降低与政府影响力相关的风险和不确定性（Hillman等，2009），比如，研究发现，民营企业会更多地通过树立良好的声誉来引起政府官员的重视，从而获得企业发展所需的各种资源（Wang和Qian，2011）。本文认为，相对于其他类型的企业，本土民营企业更可能从履行绿色责任中受益。这主要是因为：

首先，和发达国家不同，中国民营企业的地位在改革开放后才得以确立，虽然近年来民营企业在经济上取得了快速的发展，但其法律地位等仍面临着较大的不确定性。并且，和民营企业在经济中的地位明显不同的是，民营企业在资源获取等方面仍存在较大的劣势，为了克服这些不利之处，民营企业更可能有动机从事有利于社会的活动，以此作为与政府官员建立友好关系的一种手段（Marquis和Qian，2013）。一项相关调查显示，99%以上的公职人员和80%的中国私营企业家认为，企业家及其企业的社会和政治地位在为地方事业做出贡献时会明显改善（Dickson，2003）。特别是近年来政府对环保提出了越来越多的要求，民营企业按照政府所传达的利益行事，将为企业提供更大的政治合法性（Li和Zhang，2007），这种政治合法性是企业获取资源、不受限制地进入市场和长期生存的必要条件，对企业价值的长期提升有着不可替代的作用（Wang和Qian，2011）。因此，缺乏这种天然合法性的民营企业，更有可能将政治合法性视为一种战略需要（Oliver和Holzinger，2008），这也意味着，在相同水平的绿色责任履行状况中，民营企业的收益将会更高。

其次，企业积极的环保行为还能够成为企业的竞争优势（Russo和Fouts，1997），与竞争对手相比，这种主动的差异化策略所带来的优势包括减少政府的干扰、法律法规所要求的责任等（Sharma和Vredenburg，1998）。不仅如此，绿色责任的履行作为一种关注民生、服务社会的利他行为，也有助于民营企业家获得社会支持和尊重，进而凭借个人的良好声誉当选人大代表或政协委员，从而进一步加强企业与政府的关系，这都将为民营企业带来后续的发展优势，从而提升企业的经济绩效。基于此，本文提出如下假设：

假设2：相对于其他产权性质的企业，民营企业履行绿色责任更有助于其后续价值的提升。

2. 媒体报道对“绿色责任—企业价值”关系的调节效应

经济学文献的各个方面都强调在企业管理层和组织中的其他利益相关者之间的关系中存在不对称信息，而组织的“能见度”不仅有助于减少管理者和利益相关者之间的信息不对称程度（Erfle和McMillan，1990），还有助于利益相关者将其有限的注意力转移到企业的绿色责任中，从而更快地对企业绿色行为做出反馈。在企业与其利益相关者之间的关系中，媒体往往可以看作是公众偏好的“制定者”而非仅仅是“调解者”，一些学者指出媒体可以通过挖掘新信息，对信息进行收集、选择、甄别和重新整合，及时传播信息（Dyck等，2008）三种途径来增加信息和增进认知，塑造企业信息环境，减少信息不对称，从而提升组织的“能见度”。

本文认为，媒体发挥上述作用将显著促进“绿色责任—企业价值”之间的正向关系。首先，企业绿色责任的履行对于外部利益相关者而言，往往更多的是一种抽象的信息，很难直接引起他们的关注，当媒体更多地报道企业时，消费者等会更重视这类企业，并及时对这种正面的社会形象予以“投票”。其次，媒体报道可以突出特定的对象或事件，达到更广泛的受众，并以一种娱乐性的方式包装信息（Dyck等，2008），这将大大降低吸收这些信息的成本。所有这一切都使媒体能够吸引人们对报道对象的注意，并向广大的利益相关者释放出企业更好的发展前景。再次，基于投资者注意力是一种稀缺资源的假设，媒体作为信息媒介，通过包装和传播信息，以及通过新闻活动创造新的信息，从而潜在地塑造企业的信息环境，特别是解决了信息不对称的问题。最后，积极履行绿色责任的企业会对潜在消费者更具吸引力，而更多的媒体报道有助于提升新消费者购买后的信心和满意度（Srinivasan和Hanssens，2009），从而减少消费者所感知的购买后风险和认知失调（Grewal等，2010），尤其当消费者得知企业是一家负责任的企业时，这会进一步增加消费者重复购买的可能性，同时降低了品牌转换的机会（Rust等，1995）。基于上述讨论，本文提出如下假设：

假设3：媒体报道能够正向调节绿色责任对企业价值的影响作用，即媒体报道越多，绿色责任对企业价值的促进作用越大。

3. 媒体报道对企业产权性质与企业价值之间调节效应的强化作用

正如我们前面所讨论的，民营企业无论是在资产获取还是知名度方面都相对较弱（Dixon-Fowler等，2013），因此，民营企业往往更需要通过媒体报道来增加其知名度。而媒体组织通常根据公众的关注来选择要报道的问题、事件和行为者（Pollock等，2008），当媒体的关注度提高时，公司的曝光率就会增加（Pollock和Rindova，2003），民营企业的价值需求与社交媒体之间的价值一致性增加了民营企业关注公共利益的可能性。当民营企业获得更多的媒体关注时，政府、公众、商业伙伴和客户等不同利益相关者群体也都将更容易对企业的绿色责任做出积极回应（Fiss和Zajac，2006）。此外，媒体一直被认为是政府为其政策和非营利目标提供信息、解释和争取支持的工具。基于以往文献对民营企业资源依赖程度的普遍看法（Wang和Qian，2011），民营企业对媒体曝光更为敏感。特别是在中国，政府作为核心利益相关者，“坐在企业社会责任金字塔的顶端”“控制着大众媒体”（Wang和Ye，2015），为民营企业的追求提供激励和资源。通过影响公众对企业的评价，媒体曝光能够帮助民营企业的绿色责任形象更多地受到社会认可（Zavyalova等，2012）。基于上述讨论，本文提出如下假设：

假设4：媒体报道在企业产权性质和“绿色责任—企业价值”的关系之间存在三维交互效应，即当媒体报道较高，且为民营控制时，绿色责任对企业价值的正向作用最显著。

（一）样本来源

本文以2010—2016年沪深交易所的A股上市公司为基础样本库，该数据库主要包括了企业业绩指标、企业基本特征、企业行为选择等变量，这些数据主要来自于WIND数据库、CCER数据库、CHOICE数据库和CSMAR数据库。为了确保样本数据的质量，本文根据上市公司年报以及巨潮资讯等权威网站对数据进行了核对，并剔除了以下样本：（1）剔除了金融类上市公司；（2）剔除了企业性质无法判定的公司；（3）剔除了ST、PT财务状况出现异常的企业；（4）剔除了数据严重缺失的公司。最终获得13815个观测值。

根据世界银行调查报告（2006）《政府治理、投资环境与和谐社会：中国120个城市竞争力的提高》的地区划分标准进行统计，本次使用样本包含了全国的各个省市自治区。^①统计结果发现，总体样本观测值中东南地区的样本数为6 088，所占比重为44.01%，而环渤海地 区样本数为2 368，所占比重为17.14%，因此本文涉及的样本主要集中在东南地区和环渤海地区，所占比重超过总样本的60%；中部地区的样本数为1 894，所占比重为13.71%；东北地区的样本数为818，所占比重为5.92%；西南地区的样本数为1 414，占总样本的10.24%；西北地区的样本数为1 233，占总体样本比重为8.93%（参见表1）。

（二）变量测量

根据以往的研究文献，这一部分对本文所涉及的变量进行了明确的定义，并详细介绍了测量方法。

1. 企业价值（Value）。企业价值的测量一般采用ROA、ROE、ROS或Tobin’s Q值作为代理指标，它们能够很好地反映企业的盈利能力（Wang和Qian，2011）。参考已有的研究，本文使用后两期的ROA均值作为企业业绩的衡量，并使用后两期的Tobin’s Q值作为企业业绩的衡量指标进行稳健性检验（Wang等，2008）。

2. 企业绿色责任（Greenres）。借鉴了贾兴平和刘益（2014）的做法，本研究采用和讯网公布的企业社会责任评分来衡量企业的绿色责任，该评分从股东责任、员工责任、供应链责任、环境责任和公益责任五个方面进行考察。本文选取企业环境责任作为本文的自变量，最高为100分，评分越高，说明企业履行绿色责任的水平越好。

3. 企业产权性质（Ownership）。本文将满足以下条件的设定为民营企业：控股股东为非国有部门或机构，并且最终控制人能追踪到自然人或者一个家族，满足此条件则设置为1，否则设置为0。

4. 媒体报道（Media）。参考了El Ghoul等（2019）的研究，本文选取与企业相关的新闻数量作为媒体关注的度量指标，新闻报道数据来自CSMAR资产资讯数据库的新闻证券关联表（金宇超等，2016）。

5. 控制变量。根据已往相关研究文献，本文控制了以下变量：（1）企业规模（Firmsize），以企业员工人数的对数值衡量；（2）企业寿命（Firmage），以企业已创建的年限来衡量；（3）资产负债率（Debtm），以企业长期负债占总资产的比值衡量；（4）企业政治关联（Politics），参考贺小刚等（2013）的做法，我们以董事会成员与高管的政治关联作为企业政治关联的代理变量，具体而言：若企业董事会成员或高管为前任或现任政府官员、人大代表、党代表或政协委员，我们就将其定义为政治关联企业，记为1，否则为0；（5）企业的研发投入（R&D），以企业研发投入与企业总资产的比值衡量；（6）企业宣传推广投入（Advertising），以企业广告宣传推广费用与企业总资产的比值衡量；（7）行业竞争程度（HHI），以赫芬德尔指数来衡量行业间的竞争程度；（8）地区发展程度（Market），以企业所在地区的GDP占政府预算的比例来衡量。此外，本文还设置了9个年份的虚拟变量、18个行业的虚拟变量来控制年度变化及行业差异性对企业价值可能产生的影响。表2是本文主要变量的描述性统计和相关性分析。

（一）模型设立

为了检验本文提出的假设，文章设定如下模型：

Value=β₀+β₁Greenres+β₂X+ε_i

Value=β₀+β₁Greenres+β₂Ownership+β₃Greenres×Ownership+β₄X+ε_i

Value=β₀+β₁Greenres+β₂Ownership+β₃Media+β₄Greenres×Ownership+β₅Greenres×Media+　　　　　β₆Ownership×Media+β₇Greenres×Ownership×Media +β₈X+ε_i

Value为因变量，即企业价值，Greenres为自变量，即企业绿色责任的履行，Ownership为调节变量，即企业的所有制性质，Media为调节变量，即企业的媒体曝光度，X表示一系列控制变量，ε_i为随机扰动项。

（二）回归结果分析

表3的模型1为包括了所有控制变量的检验结果，模型2为包括了控制变量与自变量企业绿色责任的检验结果，模型3为加入了企业所有制性质调节项的检验结果，模型4和模型5为加入了媒体报道调节项的检验结果。由表3中的模型2的检验结果显示，绿色责任的系数显著为正（β=0.0382，p<0.01），说明绿色责任能够显著提升企业的经济价值，本文的假设1得到了验证。在模型3中，企业所有权性质与绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0155，p<0.01），说明相对于其他类型的企业，民营企业履行绿色责任更有助于其后期经济价值的提升，本文的假设2得到了验证。在模型4中，媒体报道与绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0210，p<0.01），说明媒体报道越多，绿色责任对企业价值的促进作用就越显著，本文的假设3得到了验证。在模型5中，媒体曝光、企业所有权性质和绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0297，p<0.05），即企业所有权性质对“绿色责任—企业价值”关系的正向调节作用进一步加强，说明当媒体报道较高，且为民营控制时，绿色责任对企业价值的正向作用最显著，本文的假设4得到了验证。

（三）稳健性检验

1. 改变业绩的衡量方式

不同的业绩指标选择可能会影响模型的检验结果，因此，本文参考Wang等（2008）以及Wang和Qian（2011）的做法，进一步使用Tobin’s Q值作为企业业绩的替代性指标，并对上述模型重新进行了检验。采取与上文相同的统计处理方法，得到检验结果如表4所示。在表4的模型2中，绿色责任与企业价值之间的关系显著为正（β=0.0036，p<0.01）；在模型3中，企业所有权性质和绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0059，p<0.01），即“绿色责任—企业价值”之间的正向关系进一步被强化；在模型4中，媒体曝光度和绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0037，p<0.01），即“绿色责任—企业价值”之间的正向关系进一步被强化；模型5中，媒体报道、企业产权性质和绿色责任三者之间的交互项系数显著为正（β=0.0105，p<0.01），这一结果说明当民营企业有更多的曝光度时，其履行绿色责任所带来的经济效应将最强烈。综上可知，当更换了企业价值的测量指标后，本文的研究结论依然具有较强的稳健性。

2. 除去行业因素

企业业绩可能受到行业的共同影响，为了消除上述影响，本文采用去除行业均值的ROA作为企业业绩的代理变量，并对上述模型重新进行了检验。采取与上文相同的统计处理方法，得到检验结果如表5所示。在表5的模型2中，绿色责任与企业价值之间的关系显著为正（β=0.0372，p<0.01）；在模型3中，企业所有权性质和绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0189，p<0.05）；在模型4中，媒体曝光度和绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0205，p<0.05）；模型5中，媒体报道、企业产权性质和绿色责任三者之间的交互项系数显著为正（β=0.0172，p<0.1）。综上可知，当消除了行业因素后，本文的研究结论依然具有较强的稳健性。

3. 随机样本检验

不同的样本量可能影响结果的稳健性，参考Li等（2009）的研究，本文随机选择了80%的子样本进行了检验，研究结果见表6。在表6的模型2中，绿色责任与企业价值之间的关系显著为正（β=0.0352，p<0.01）；在模型3中，企业所有权性质和绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0259，p<0.01）；在模型4中，媒体曝光度和绿色责任的交互项系数显著为正（β=0.0133，p<0.01）；模型5中，媒体报道、企业产权性质和绿色责任三者之间的交互项系数显著为正（β=0.0393，p<0.05）。综上可知，在随机选取了80%的样本后，本文的研究结论依然具有较强的稳健性。

（一）研究结论

本文从社会合法性视角出发，探讨了绿色责任对企业价值的影响作用，并基于资源依赖理论和企业受关注程度视角分析了企业产权性质和媒体报道对上述关系的调节作用。利用2010—2016年中国上市公司的数据，得到了如下重要发现：第一，绿色责任对企业价值的提升具有显著的正向作用；第二，企业所有权性质在“绿色责任—企业价值”之间发挥了显著的调节作用，相对于其他类型的企业，民营企业履行绿色责任对后期价值提升的作用更明显；第三，媒体报道在“绿色责任—企业价值”之间发挥了显著的正向调节作用，即媒体报道越多，绿色责任对企业价值提升的作用越显著；最后，媒体报道在企业产权性质与“绿色责任—企业价值”关系之间也存在显著的二次调节作用，即民营企业更能够从媒体报道中获益，从而提升绿色责任对企业经济价值的促进作用。

（二）实践意义

本文的研究为企业履行绿色责任与企业价值之间的正向关系提供了证据和解释，在改革发展的新时期，具有以下具体的现实意义：第一，环境责任被认为是企业社会责任的重要方面，中国作为“世界工厂”，已经显示出惊人的经济增长和现代化，但随着污染的空气、水和土壤威胁到中国居民的健康，利益各方对环保的要求也达到了前所未有的高度。本文的研究发现，绿色责任能够帮助企业获得新的竞争优势，从而提升企业的价值，这对于转型经济体中的企业的可持续发展至关重要，并且，对于我国企业增强国际竞争力也具有重要的现实意义。第二，随着经济改革进入深水期，民营企业的持续发展也面临着多方面的挑战，诸如越来越多的消费者要求企业对生态活动进行保护，并且，政府部门也在不断加强规范化立法的压力。因此，对民营企业而言，履行绿色责任既是其合法性获得的重要途径，也是其保持持续竞争力的重要战略举措。本文的研究结果不仅为环保政策及制度的完善提供了数据支持，同时，考虑到民营企业在各个行业中的占比，这对于现实中整体环境的有效改善有着重要的现实意义。第三，之前有关企业是否更多地履行社会责任一直存在争议，本文的研究发现，绿色责任不仅符合目前政府和消费者等各个利益相关者的诉求，而且可以在经济上提升企业的价值，这一结论对于中国企业的管理者来说，具有重要的决策参考价值。最后，考虑到企业履行绿色责任对经济价值的影响存在较大的差异性，那些能够获得更多媒体报道的企业将更加受益，这就意味着媒体在企业价值实现的过程中发挥了较大的作用，媒体的价值导向和报道偏好能够在一定程度上决定企业绿色责任的经济价值，因此，这一结果也对完善中国的媒体环境提出了较高的要求。

（三）研究局限与展望

本文的研究结论对于进一步理解企业绿色责任的经济价值具有一定的理论和现实意义，但也存在一定的局限性，这为未来研究提供了方向。首先，利益相关者对绿色责任与企业价值的关系有着非常重要的作用，在本文的推论中，我们也认为正是由于利益相关者的支持以及利益相关者的重视，绿色责任才有助于促进企业价值的提升。但这一研究仍有许多值得拓展的地方，比如，就企业本身而言，利益相关者也可能有着优先次序，而这种优先次序的差异如何影响绿色责任与企业价值的关系需要进一步探讨。第二，本文的研究使用了中国上市公司的数据对企业绿色责任问题进行了研究，这样使得我们的研究结果可能更适用于上市公司的情境，而对非上市企业的绿色责任问题则需要进一步研究。和非上市公司不同，上市公司本身的受关注程度可能就高于非上市公司，因此，对非上市公司而言，绿色责任与企业价值的关系如何？考虑到非上市企业占我国企业总量的绝大部分，因此这些企业绿色责任的履行对中国未来经济可持续发展会产生非常重要的影响，这也要求我们在今后的研究中进一步探讨非上市企业的绿色责任履行问题。

① 注：东南地区包括：江苏、上海、浙江、福建和广东；环渤海地区包括：山东、北京、天津和河北；中部地区包括：安徽、河南、湖北、湖南和江西；东北地区包括：黑龙江、吉林和辽宁；西南地区包括：云南、贵州、广西、四川、重庆和海南；西北地区包括：陕西、山西、内蒙古、宁夏、青海、甘肃、新疆。