绿色工艺创新如何提升企业绩效？<br/>——基于智力资本的多重中介和组织冗余的调节效应

绿色工艺创新如何提升企业绩效？
——基于智力资本的多重中介和组织冗余的调节效应

2022-04-15陈博玮邵俊岗

科技管理研究 2022年6期

金昕，郭芮，陈博玮，邵俊岗

（上海海事大学经济管理学院，上海 200135）

1 研究背景

近年来，我国经济高速增长的同时也引发了生态环境负效应问题。2020 年9 月，为应对全球气候变化，我国在联合国大会上提出碳达峰、碳中和的“双碳”目标，展现推动绿色低碳发展的中国态度。2021 年，国务院发布《关于加快建立健全绿色低碳循环发展经济体系的指导意见》，提出建立市场导向的绿色技术创新联合体，强化企业创新主体地位。同年10 月，《关于完整准确全面贯彻新发展理念做好碳达峰碳中和工作的意见》中再次强调加强绿色技术创新，助力产业结构优化升级。绿色技术创新成为推动企业绿色转型升级的关键动力［1］，也是实现碳达峰、碳中和的重要驱动和有力保障。然而，2017 年公布数据显示，我国总体科技成果转化率为15%，而绿色技术创新成果市场化率仅为5%［2］。近年来伴随研发投入强度提高，我国科技成果转化率和绿色技术创新成果市场化率也实现稳步增长，但与西方发达国家仍存在较大差距。当前形势下，关于绿色技术创新的作用机制和边界要素的探讨仍有空缺，因此，如何引导企业绿色发展以提升企业价值成为亟待解决的问题。

绿色技术创新体现为绿色产品创新和绿色工艺创新两个层面，由于绿色工艺创新侧重于预防性环境管理策略［3］，对推动制造业企业绿色转型升级具有重要意义，因此本研究聚焦制造业企业绿色工艺创新。绿色工艺创新包含在生产过程中对工艺技术创新升级以减少污染物形成的清洁生产技术创新［4］，和注重在生产终端使用污染控制设备进行污染治理的末端治理技术创新［5］。绿色工艺创新通过引进新型技改设备和管理方式提高综合资源的使用率，有效减轻废弃物的生成与排放，帮助企业获得环境效益和经济效益的双重竞争力。以往文献较多关注绿色工艺创新的影响因素、评价体系及提升路径等方面，如杨立成等［6］、解学梅等［7］认为企业内外部因素如创新资源投入、研发减免税以及绿色补贴会推动企业绿色工艺创新发展；田红娜等［8］结合熵值法和突变级数法构建制造业绿色工艺创新能力评价体系；石博等［9］借鉴生态位态势理论搭建绿色工艺创新评价体系，并探讨了不同创新能力水平下的路径选择问题。然而，关于制造企业绿色工艺创新与企业绩效间传导路径的实证检验零散且不足，这也为本文的理论研究提供了更丰富的视角。

综上，为推动我国制造企业绿色转型升级，本研究构建了绿色工艺创新对企业绩效的影响框架，主要围绕以下问题展开探讨：（1）绿色工艺创新提升企业绩效的可能传导路径是什么？（2）不同传导路径的相对重要性是否存在差异？结合资源基础理论观点，智力资本是一种能在企业创新中发挥重要作用的战略资源［10］，因此，本研究将智力资本作为中介变量引入实证模型并进行解构，以探究绿色工艺创新对企业绩效的多维提升路径，同时检验组织冗余在该作用机制中的调节效应，相关成果将有助于拓展绿色工艺创新的研究范畴、丰富创新理论。

2 理论基础与研究假设

2.1 绿色工艺创新与企业绩效

从资源基础理论角度出发，绿色工艺创新可以形成企业高价值、难以替代的关键资源，成为竞争优势的内生来源［11］。绿色工艺创新通过改进生产工艺，优化企业要素配置效率，降低生产成本，获得绿色专利许可，从而提高经济绩效［12］。与传统企业相比，实施绿色工艺创新的企业通常面临较低的财务风险敞口，拥有较高的资产回报率和较低的收益留存率，具备更多的竞争优势［13］。然而，也有学者认为绿色工艺创新会增加企业的额外成本［14］，认为绿色工艺创新的不确定性会提高企业运营风险［15］。Stucki 等［16］认为这些相互矛盾的结果可能源于研究方法以及衡量指标的差异。本研究认为，企业引入新工艺、新方法能够提升能源和材料的使用效率，减轻生产环节废弃物生成量与末端环节的排放量，实现清洁生产，从源头治理污染问题；此外，创新效率提升会改善企业生产环境，提高员工满意度，从而增强工作效率，最终提升劳动生产率和企业绩效。基于此，提出假设1。

H1：绿色工艺创新对企业绩效具有正向影响。

2.2 智力资本的中介作用

企业知识理论认为，智力资本是位于不同知识库（员工、关系和管理系统等）中知识的有机组合，在组织创新中发挥着重要作用［17］。智力资本作为一种重要的战略资源，在现代企业理论中用于评价员工的专业技能、组织结构、顾客关系和竞争力等能力［18］。以往研究对智力资本的构成维度划分方式从二元论到多元论不尽相同，本文借鉴现有研究广泛采用的三要素框架，即人力资本、结构资本和关系资本，探究在绿色工艺创新对企业绩效的提升路径中智力资本及其构成要素扮演何种角色及其作用机制。人力资本是智力资本的首要组成部分，表现为个体的专业知识、实践技能、组织管理等价值［19］。企业实施绿色工艺创新举措，引入前沿的方法理念，更新员工的知识储备和专业技能，能更好地识别生产运行中的问题并调整原有计划方案，提高运营效率。同时，绿色工艺创新过程中的技术革新会带动产业结构优化升级，整合各类资源，建立权责明确、运行流畅的规范化管理模式，提升组织系统效率。此外，优良的生产工艺及理念会帮助企业获得政府的政策资金支持以及良好的社会声誉，从而树立企业绿色形象。综上，企业实施绿色工艺创新将由外部获得的知识技能等资源转化为企业自身的异质性资源，这些优势资源主要体现在员工技能、组织结构以及顾客关系方面。基于此，提出假设2。

H2：绿色工艺创新对智力资本具有正向影响。

H2a：绿色工艺创新对人力资本具有正向影响。

H2b：绿色工艺创新对结构资本具有正向影响。

H2c：绿色工艺创新对关系资本具有正向影响。

资源基础理论认为企业价值的提升来源于一系列不可替代资源的相互作用与有机整合［20］。智力资本是多种能力的相互耦合，以其难以模仿性和不可替代性帮助企业快速扩张，在较短时间内争取到更多的市场份额，从而提升企业价值［21］。毛清华等［22］指出人力资本中的技术人力资本对企业绩效的解释能力更强，员工的受教育程度会直接影响其整合吸收知识的能力进而影响劳动生产效率。李井林等［23］认为企业的可持续发展离不开合理的组织结构制度，通过管理结构资本对企业所拥有和控制的各类资源进行有效整合，从而提升企业绩效。本研究认为，员工丰富的知识技能、经验能够提高工作效率和产出水平，并降低生产成本。此外，较高水平的结构资本能够完善企业组织结构和运行机制，加强各部门间的沟通与协调，减少非必要运行成本，优化运行效率，而良好的客户关系能够推动企业绩效平稳增长，降低经营风险。因此，智力资本及其构成要素对企业绩效具有正向影响。综上，本研究认为智力资本及其构成要素在绿色工艺创新与企业绩效间存在中介作用，因此提出假设3。

H3：智力资本在绿色工艺创新与企业绩效间起中介作用。

H3a：人力资本在绿色工艺创新与企业绩效间起中介作用。

H3b：结构资本在绿色工艺创新与企业绩效间起中介作用。

H3c：关系资本在绿色工艺创新与企业绩效间起中介作用。

2.3 组织冗余的调节作用

组织冗余是指超出实际需要而保存在组织内部的资源［24］。针对组织冗余的作用尚存分歧。代理学派认为冗余资源易造成企业管理懈怠、危机意识薄弱，还会造成对冗余资源的不当使用，导致企业效率低下［25］。组织理论学派认为当企业的冗余资源量处于正常范围内时，外部环境转变提高了运营风险，在不确定环境下企业能利用充足的资源，及时调整战略以应对变化［26］，提高自身风险承担能力［27］，为企业发展提供更有力的支撑。现有研究中对组织冗余的划分方式主要有两分法和三分法，如张振刚等［28］认为外部债务融资是企业获得冗余资源的重要途径，由此引入潜在冗余变量。本研究着重关注组织内部，基于组织冗余的存在状态，将其划分为已吸收冗余和未吸收冗余，未吸收冗余是指未被组织利用的资源，能够快速响应运营项目的资源需求，已吸收冗余是指已经服务于项目运作、难以再利用的资源［29］。本研究认为创新活动是一种系统变化过程，通常伴随部分结构性调整，需要大量资金、人力等基础性资源支持，充足的组织资源能够为企业提供适应变化并再次实现平衡、可持续发展的过渡期，帮助企业更好实施绿色工艺创新，进而提升企业绩效，即组织冗余会强化绿色工艺创新对企业绩效的预测作用。由此，提出假设4。

H4：组织冗余正向调节绿色工艺创新与企业绩效的关系。

H4a：已吸收冗余正向调节绿色工艺创新与企业绩效的关系。

H4b：未吸收冗余正向调节绿色工艺创新与企业绩效的关系。

基于以上分析，本研究的实证模型如图1 所示。

图1 理论研究模型

3 研究设计

3.1 样本与数据收集

党的十八大提出创新驱动发展战略，明确了全面提升企业创新能力、引领企业成为创新研发主体，因此选取2013—2019 年我国沪深A 股制造行业上市公司作为研究样本。为确保变量数据的可靠性，对来源数据进行如下筛选：（1）由于绿色工艺创新具有长期性和持续性等特点，因此剔除上市不足5 年的企业；（2）剔除含有ST、*ST 字样的上市企业以及存在异常值或缺失值的企业；（3）剔除2013—2019 年未披露企业社会责任数据的企业。最终筛选获得209 家上市企业的1463 个数据样本。其中，绿色工艺创新数据来源于样本企业2013—2019 年发布的《年度社会责任报告》和《年度报告》，采用内容分析法获得；其余数据通过样本企业年报及中国经济金融研究数据库（CSMAR）等途径获得。

3.2 变量测量

（1）绿色工艺创新（GPI）。由于绿色工艺创新较难通过单一财务指标全面衡量，且我国制造业上市企业对于绿色工艺创新的披露多偏向于文字描述，因此采用内容分析法展开相关数据挖掘。根据已有研究广泛采用的划分方法，将绿色工艺创新分类为清洁生产技术创新与末端治理技术创新，相关测度指标结合样本企业特征选定。其中，清洁生产技术创新测度综合参考了Yuksel［30］和Zeng 等［31］的研究，选取以下衡量指标：1）企业是否注重减少综合能耗，提高废水、废旧物资等资源的循环利用率；2）是否使用环保材料和循环工艺，不断研发新型技术实现绿色生产；3）是否积极开展内外环保宣传活动，如节能环保周、环保公益活动等；4）是否注重减少污染物排放量，如有害气体、废弃物等。而末端治理技术创新综合Hammar 等［32］、解学梅等［7］的观点，从以下方面考量：1）企业是否投入使用污染监控和治理设施，规范化管理废弃物；2）是否实施污染处理技术，采用净化处理工艺。绿色工艺创新的评分规则如下：如果企业的社会责任报告中含有与测量指标相关的描述则取值为1；如果报告中涉及测量指标的量化对比或细节报告则取值为 2；上述两种情况均不存在的取值为 0。获得各项评分后，加权平均计算清洁生产技术创新和末端治理技术创新的分值，并以两者的均值测度绿色工艺创新。

（2）企业绩效（ROA）。参照尹建华等［33］和姜洋等［34］的观点，采用资产收益率（ROA）衡量企业绩效。ROA 是评价企业盈利能力水平的有力指标，具有较高的可靠性和真实性。采用百分比衡量。

（3）智力资本（VAIC）。依据智力资本三分法，从人力、结构和关系3 个维度衡量智力资本，并综合借鉴马宁等［35-36］提出的修正VAIC 模型，即智力资本增值系数（VAIC）=人力资本增值系数（HCE）+结构资本增值系数（SCE）+关系资本增值系数（RCE），将VAIC、HCE、SCE、RCE 分别作为智力资本及其构成要素的替代变量，HCE、SCE、RCE分别采用企业价值增值与各项资本投资额的比值衡量。其中，企业价值增值（VA）通过折旧费用、净利润、所得税、财务费用和应付职工薪酬等项目求和获得；人力资本投资额（HC）采用支付给职工以及为职工支付的现金项目量化；结构资本投资额（SC）采用管理费用项目量化；关系资本投资额（RC）采用销售费用项目量化。

（4）组织冗余（SLACK）。借鉴解维敏等［29］、陈晓红［37］和蒋春燕等［38］的观点，从已吸收冗余（SLACKa）和未吸收冗余（SLACKu）两方面衡量组织冗余，采用销售和管理费用率衡量已吸收冗余，采用速动比率衡量未吸收冗余，并用两者的均值衡量组织冗余。已吸收冗余量越高，表明在企业运作中，越多的冗余资源被整合利用；未吸收冗余量越高，表明企业可用于支持自身扩大再生产及实施创新举措的自有资源越多。

（5）控制变量：企业年龄（AGE）。企业处于不同生命周期阶段会具有不同的风险偏好，对创新决策及推进产生影响，本文以企业上市时间向上取整后的自然对数计算企业年龄。资产负债率（LEV）评价了企业的偿债能力，不同资产负债率水平会对企业的投资决策行为产生影响。产权性质（NAT）影响着企业进行工艺创新面临的激励、约束、风险等因素，从而进一步作用于内部资源的相关整合配置。将产权性质作为分类变量处理，如果企业的实际控制人涉及国务院国有资产监督管理委员会、地方政府或国有企业则标记为1；否则为0。

4 结果分析

4.1 描述性统计与相关性分析

本研究变量的相关性分析结果如表1 所示，绿色工艺创新与企业绩效显著正相关（r=0.046，P＜0.1）；绿色工艺创新与人力资本（r=0.083，P＜0.01）、结构资本（r=0.079，P＜0.01）均具有正向关系，绿色工艺创新与关系资本的相关系数不具有显著性，原因可能在于Pearson 分析方法的局限性，对多个变量环境下的相关性结果可能存在差异性，因此需要进一步验证。此外，在1%水平上，企业智力资本及其构成要素对企业绩效均具有显著正相关关系。

表1 变量相关性分析结果

4.2 回归分析与假设检验

4.2.1 主效应检验

为进一步验证研究假设，使用多层次回归分析检验绿色工艺创新、智力资本与企业绩效间的关系，结果如表2、表3 所示。其中，模型1、模型2 用以验证绿色工艺创新与企业绩效间的回归系数，结果可见绿色工艺创新与企业绩效存在显著的正相关关系（β=0.747，P＜0.01），即实施绿色工艺创新行为会促进企业绩效提升，H1得到验证。

表2 变量回归分析结果

4.2.2 中介效应检验

根据Baron 等［39］提出的4 个条件来检验中介假设。首先，由主效应检验结果可知，绿色工艺创新正向促进企业绩效的提升（β=0.747，P＜0.01）。其次，表2 中模型3 至模型5 分别检验绿色工艺创新对智力资本及其构成要素间的影响，结果表明绿色工艺创新对智力资本的影响为正且显著（β=4.234，P＜0.01），H2得到验证；绿色工艺创新对人力资本具有显著促进作用（β=1.254，P＜0.01），H2a得到验证；绿色工艺创新对结构资本的影响正向且显著（β=2.823，P＜0.01），H2b得到验证。模型6 结果表明，以关系资本作为被解释变量时，绿色工艺创新的回归系数不具有显著性（β=0.151，P＞0.1），H2c不成立，再次印证了表1 中的相关结果。

表3 中，模型7 至模型10 分别检验智力资本及其构成要素对企业绩效的影响，由结果可知智力资本（β=0.050，P＜0.01）、人力资本（β=0.179，P＜0.01）、结构资本（β=0.051，P＜0.01）对企业绩效均具有显著促进作用。模型11 结果表明在引入智力资本中介变量后，绿色工艺创新对企业绩效的影响作用由0.747（P＜0.01）降为0.539（P＜0.05），表明智力资本在绿色工艺创新与企业绩效之间发挥部分中介作用，H3得到验证。模型12 结果表明引入人力资本中介变量后，绿色工艺创新对企业绩效的影响作用由0.747（P＜0.01）降为0.526（P＜0.05），表明人力资本在绿色工艺创新与企业绩效之间发挥部分中介作用，H3a得到验证。模型13 结果表明引入结构资本中介变量后，绿色工艺创新对企业绩效的影响作用由0.747（P＜0.01）降为0.606（P＜0.05），表明结构资本在绿色工艺创新与企业绩效之间发挥部分中介作用，H3b得到验证。

表3 中介效应分析

为进一步研究不同路径的中介效应，采用Bootstrap 方法回归，结果如表4 所示。其中，关系资本的置信区间为［-0.096，0.108］。综合分析可知，本研究假设的关系资本的中介路径不满足检验条件之二，即自变量与中介变量的回归系数应具有显著性，且Bootstrap 结果也与之对应，因此，关系资本在绿色工艺创新与企业绩效间不存在中介效应，即H3c不成立。结果还显示人力资本发挥的中介效应值在总效应中的比重高于结构资本所占比重。出现以上结果的原因可能在于，企业由外部引入技改设备和环保工艺，短期内会强化员工的专业知识和技能水平，对企业人力资本的提升发挥正向影响；此外，引入新型绿色工艺会在一定程度上对传统生产管理模式产生冲击，触发企业内部组织制度革新，优化产业结构，形成以绿色创新带动企业可持续发展的文化氛围，积聚企业结构资本。由于绿色工艺创新重点实施在加工制造过程，而关系资本衡量的是企业与其外部战略合作伙伴等主体间的关系状况，因而实施绿色工艺创新活动对关系资本水平的提升不具有显著促进作用。

表4 Bootstrap 回归结果

4.2.3 调节效应检验

绿色工艺创新、组织冗余与企业绩效之间关系的检验结果如表5 所示（控制变量的数值略去），模型15、模型16 和模型17 分别在模型2 的基础上加入调节变量及其交互项以检验显著性。模型17 中，绿色工艺创新与未吸收冗余的交互项对被解释变量具有正向促进作用（β=0.581，P＜0.05），验证了未吸收冗余在绿色工艺创新和企业绩效之间具有正向调节效应，即H4b得到验证。回归结果显示，绿色工艺创新与已吸收冗余的交互项对被解释变量的回归系数不具有显著性，表明已吸收冗余的提升对绿色工艺创新正向影响企业绩效的路径不具有调节作用，该结论与研究假设H4a相悖，原因可能在于衡量企业已吸收冗余的销售和管理费用率是企业用于组织经营活动及销售产品所涉及的各项经费之和占营业收入的比重，代表已被企业整合利用的资源，而绿色工艺创新是企业生产过程中的创新活动，旨在更新传统工艺技术，该过程与销售环节、日常管理运营环节关联较小，因此绿色工艺创新对企业绩效的促进作用不受已吸收冗余资源水平的影响。

表5 调节效应分析

4.3 稳健性检验

借鉴张良等［40］的方法，以净资产收益率替换总资产收益率对原模型进行多层次回归分析。为检验智力资本及其构成要素在绿色工艺创新与企业绩效间的中介效应，通过对上述各模型重新回归估计，稳健性检验结果如表6 所示。更换被解释变量后，模型2′的结果表明绿色工艺创新对企业绩效具有显著促进作用（β=1.663，P＜0.01）；模型7′、模型8′和模型9′的回归结果显示，在加入智力资本中介变量后，绿色工艺创新对企业绩效的影响作用由1.663（P＜0.01）降为1.204（P＜0.05），在加入人力资本中介变量后，绿色工艺创新对企业绩效的影响作用由1.663（P＜0.01）降为1.243（P＜0.05），在加入结构资本中介变量后，绿色工艺创新对企业绩效的影响作用由1.663（P＜0.01）降为1.356（P＜0.05），表明人力资本、结构资本在绿色工艺创新与企业绩效间发挥部分中介效应。

表6 稳健性检验-中介效应回归结果

表6（续）

表7 中，模型11′至模型13′代表在引入组织冗余作为调节变量后的回归分析结果。模型13′在模型2′的基础上加入未吸收冗余、绿色工艺创新与未吸收冗余的交互项，结果表明，未吸收冗余对绿色工艺创新与企业绩效之间具有显著的正向调节作用（β=0.281，P＜0.01），结果与以上研究结论一致。

表7 稳健性检验-调节效应回归结果

5 结论与启示

5.1 结论

本研究以资源基础理论为出发点，选取我国2013—2019 年制造业上市企业有关数据，以绿色工艺创新为前置变量，综合考虑了智力资本及其构成要素、组织冗余对企业绩效的作用，构建了绿色工艺创新对企业绩效的影响模型并得到如下结论：（1）绿色工艺创新能显著促进企业绩效提升；（2）人力资本和结构资本部分中介了绿色工艺创新对企业绩效提升的路径，且人力资本的间接效应比重高于结构资本，关系资本不具有中介作用。表明人力资本在企业价值提升的路径上承载了更多的中介效应，企业应侧重人力资本的培养以更好提升企业绩效；（3）未吸收冗余在绿色工艺创新对企业绩效的直接预测路径上具有调节效应。由于绿色工艺创新是一种开放性变革，具有高风险、高投入等特征，企业的未吸收冗余能够帮助企业在变化的环境中合理调度资源分配，减少环境不确定性给企业带来的负面影响，更好地发挥绿色工艺创新对企业绩效的提升作用；（4）已吸收冗余在绿色工艺创新对企业绩效的直接预测路径上不具有调节效应，原因可能在于已吸收冗余衡量的是企业在各项管理活动、销售活动中使用的冗余资源，绿色工艺创新作为加工生产过程中的创新投入行为，对企业绩效的促进过程不受已吸收冗余资源水平的调节。

5.2 启示

在当前经济社会全面绿色转型的背景下，加强资源综合利用，提升能源利用效率，全面推进清洁生产已然成为全面贯彻新发展理念，实现碳达峰、碳中和目标的顶层部署，实施绿色工艺创新也成为企业可持续发展的关键路径。结合以上实证结论，为加快企业绿色创新发展、优化产业结构升级，提出以下建议：第一，企业应加大研发投入力度，提高绿色工艺创新能力。当前我国制造业企业在关键技术领域仍存在“重引进、轻消化吸收再创新”等问题，企业应强化自身绿色创新意识，营造良好的创新环境，加大创新投入，拥有自己的研发团队与核心技术，构建绿色工艺创新长效机制，大力提高绿色工艺自主创新能力。第二，企业应加强智力资本开发管理，助力提升企业绩效。首先，绿色工艺创新的开展离不开创新人才队伍，企业不仅要加强知识产权保护，提高人才的创新积极性，还应完善科研人员管理和激励体制，制定和实施创新人才引进政策，推进科技人才分配机制改革，落实股权、期权激励和奖励等收益分配政策，为企业绿色工艺创新奠定坚实的人才基础。此外，企业应不断优化结构资本，重点推进智能化、数字化赋能升级改造，由注重规模体量向建设数字化、智能化软实力强企的思维转变，规范企业生产流程，加强业务流程间的内部协作与外部连接，提升企业运转效率和经济绩效。第三，企业应重视冗余资源利用，优化资源配置机制。不同类型组织冗余对企业绩效作用效果不同，企业必须充分认识到已吸收冗余和未吸收冗余的特点和属性，合理规划与整合资源。未吸收冗余充裕的企业，应增加对当前业务之外的商业机会的搜寻与捕捉，科学合理决策，保证投入的资源与创新项目的规模、风险相匹配，提高冗余资源的利用率，保持资源配置和运用的灵活性，为企业多元化发展提供资源依托，增强创新活力，加快企业冗余资源向技术创新成果转化。