制造业企业绿色技术创新的同群效应研究——基于多层次情境的参照作用

○王 旭 褚 旭

引言

绿色技术创新是制造业企业转型升级与绿色发展的根本途径，其有效驱动得到了学术界和实务界的广泛关注。现有文献基于利益相关者理论、制度理论等，分析了组织内外部因素对企业绿色技术创新的推动作用，[1,2]发现企业的绿色技术创新行为除了受到组织特征、知识结构、资源条件等因素的影响外，还与出资主体、地方政府、顾客、社会公众等利益相关者的环保关注和价值诉求密切相关。然而，已有研究虽证实了多重因素对绿色技术创新的影响，但基本将企业的绿色创新行为视作利益相关者压力下的被动选择，忽略了绿色技术创新的先发优势和多元价值贡献特征所触发的企业更真实的决策动机及对核心利益相关者的自发关注，[3,4]难以准确窥探企业实施绿色技术创新的客观前因和潜在驱动机制。

绿色技术创新独特的风险与收益特征，使得企业实施该种创新形式的决策情境模糊。与一般性环保举措相比，绿色技术创新作为一种从根本上解决环境问题的前瞻性战略，能够通过产生环境和财务的双重价值效应，帮助企业建立技术壁垒和长期竞争优势，是企业抢占未来市场并实现可持续经营的关键要素。[5,6]然而，绿色技术创新面临天然的发展瓶颈：[3,7]绿色技术创新依赖于异质性的信息资源和多层次的研发投入，对企业的知识结构和资源储备提出了更为严苛的要求。并且，其典型的双重外部性特征强化了企业创新结果的不确定性。其中，技术外部性降低了企业对创新收益的独占能力，而环境外部性则意味着企业需将社会及公众的环境成本内化于自身的创新过程之中。由此可见，绿色技术创新的风险与收益结构并不清晰。那么在决策条件模糊、决策难度提升的情境下，企业将如何实施绿色技术创新活动？

基于社会互动理论的相关研究表明，企业在决策过程中为避免因个体局限性和资源有限性而导致的成本不经济、结果不确定等问题，将会选择跟随具有相似特征的其他组织或群体的行为，产生一种类似于“近朱者赤，近墨者黑”的同群效应。[8,9]就绿色技术创新而言，同一行业内的企业面临相似的市场环境和发展前景，组织与组织之间除需通过创新竞赛实现市场抢占和壁垒防御外，还需共同提高绿色创新的合法地位以抵御市场风险，实现消费引领。同行企业这种竞争且共生的叠加关系，能够产生频繁又强烈的群体间互动，致使组织间的行为决策具有刺激性和辐射性。因而在模糊的决策情境下，企业的绿色技术创新行为或受到行业内其他企业绿色技术创新水平的影响，从而产生同群效应。但已有文献对此却鲜有涉及。

因此，本文将基于动态竞争理论、计划行为理论和组织合法性理论，检验企业绿色技术创新同群效应的存在性，以厘清行业同群企业绿色技术创新水平对焦点企业的影响。考虑到企业决策成因的相对复杂性及绿色技术创新的独特特征，本文依据前景理论[10]将内部条件（行业相对绩效）和外部环境（知识产权保护、环境规制）纳入研究框架，考察内外部参照对同群企业与焦点企业绿色技术创新关系的影响。最后，通过研究行业相对绩效与知识产权保护以及与环境规制参照作用的替代关系，明确企业绿色创新决策的参照顺序，揭示多层次情境在绿色技术创新同群效应中的参照作用。

本文的研究贡献主要体现在：第一，将同群效应的相关研究延伸至具有独特特征的绿色技术创新活动，通过检验同群企业绿色技术创新水平对焦点企业的影响及多层次情境在两者关系中的参照作用，为同群效应的相关研究提供增量的研究贡献，并揭示了企业绿色技术创新更为真实的决策动因。第二，绿色技术创新同群效应的存在是发挥该种创新形式“社会乘数效应”的重要前提。本文关于其触发机制和参照条件的相关结论，有利于从行业整体视角提升绿色技术创新的合法地位，帮助制造业实现能耗结构优化和价值链跃升。第三，能够为绿色技术创新的行业规范标准和相关政策的制定提供启示，最终通过引领制造业的创新联动构建绿色创新生态体系，以加快制造业的转型升级和绿色发展进程。

一、理论分析与假设提出

1.绿色技术创新同群效应的存在性

（1）同群效应的内涵解构

同群效应假说打破了微观企业独立决策的相关假定，认为处于同一群体或社会参照组内的企业面临相似的生存环境，因而具备竞争性或模仿性学习的条件与动机，使得焦点企业有意识地关注并跟随同群企业行为，以规避独立决策的成本和风险。[8,9]同群效应广泛存在于企业的生产运营活动之中，对“黑白灰”行为均具有明显的触发作用。陆蓉等发现，上市公司的违规行为易受到同群企业的影响，出现违规行为密集的现象；[11]Liu等发现，同群企业履行社会责任会在群体中产生“见贤思齐”的经济效果，激励群体中的其他企业承担社会责任；[12]Mas等认为，除需考虑企业规模、盈利能力等因素外，竞争对手的薪酬水平亦需被纳入高管的薪酬函数之中。[13]现有文献主要将同群效应划分为行业同群和地区同群两种类型。其中，诸多学者认为，同一行业易产生同群效应的原因在于，同行之间面临相似的资源环境、市场空间和行业风险，企业会在动态竞争视角下，关注行业同群企业在研发投入、社会责任履行、融资决策等方面的行为，[14-17]以降低自身的决策风险并维持竞争优势。而地区同群的相关文献发现，地区独特的经济发展水平、市场化进程和政策制度环境，会促使焦点企业将地理位置临近的同群企业作为自身的参照对象，以缓解资源锁定、决策不经济、市场及政策合法性低等问题。[18]

（2）绿色技术创新同群效应的触发机制

绿色技术创新是制造业企业实现绿色发展和转型升级的必要途径。但目前而言，模糊的决策情境使企业独立决策的风险和成本较大，转而关注或跟随相似群体的绿色技术创新活动。同一行业内的企业除面临相似的市场、资源和技术环境外，彼此间“竞争者”和“共生者”的身份亦能够强化企业间的互动关系。因此出于“趋利避害”的本能，焦点企业将依据行业同群企业的绿色技术创新水平调整自身行为，触发绿色技术创新的同群效应。

①竞争者身份下的“趋利”动因

动态竞争理论认为，创新和效率已替代规模成为企业塑造核心竞争力的关键，[19]而在竞争环境下，彼此间的互动关系会使企业对竞争对手的创新行为做出反应，[20,21]从而防止竞争者壁垒的建立和自身优势的丧失。因此，同行的“竞争者”身份会影响企业实施绿色技术创新决策的核心诉求和决策信息解读：当行业同群企业的绿色技术创新水平较高时，焦点企业为避免创新滞后而造成的竞争落后问题，将更加关注绿色技术创新对财务和环境的积极贡献，实施绿色技术创新活动。并且，同群企业较高的绿色技术创新水平传递出的潜在资源信息和决策依据，不仅能够降低焦点企业的决策成本和风险，[22]亦有助于激发企业对竞争对手私有资源和信息的挖掘能力，以摆脱自身的资源锁定及路径依赖陷阱，最终实现企业绿色技术创新水平的提升。而当同群企业的绿色技术创新水平较低时，焦点企业会加大对绿色技术创新市场劣势和创新风险的解读，即绿色技术创新多层次的研发投入会挤占企业原有的创新资源，而其相对复杂和模糊的创新过程也会增加企业的创新难度和风险等。为避免原有市场流失和竞争优势缺位，焦点企业亦会对同群企业低水平的绿色技术创新采取跟随行动。

②共生者身份下的“避害”动因

计划行为理论指出，个体的行为和产生行为的意愿受到决策时的压力感知，即主观规范的影响。而个体所在参照组内其他个体的行为及关键利益相关者对个体行为的期望构成了其压力的主要来源。“共生者”的身份使得行业同群企业绿色技术创新水平提升，同步提高了焦点企业的规范合法性和认知合法性门槛，由此产生的主观规范压力，将催生企业的绿色技术创新意愿。具体而言：首先，行业同群企业较高的绿色技术创新水平昭示着整个行业的环保倾向及未来市场方向，能够帮助企业共同抵御市场风险，并提高绿色技术创新在竞争者、消费者和投资者间的认知合法性。[23]认知压力和市场风险的分散转移促使企业有意愿采取创新跟随策略并实施绿色创新活动。其次，基于合法性竞赛的相关研究认为，行业整体的环保倾向促使环境保护、企业可持续成长能力等因素成为组织合法性评价和声誉建立的重要指标，而规范压力的加码将导致企业面临的环境风险和合规成本进一步提升。[24]因此，出于危机防御动机，企业将会模仿同行更加合规的绿色技术创新活动，以减少自身的不确定性。综上，绿色技术创新存在同群效应，其触发机制如图1所示。基于以上分析，本文提出如下假设：

图1 绿色技术创新同群效应的触发机制

H1：绿色技术创新存在同群效应，当同群企业绿色技术创新水平较高时，焦点企业的绿色技术创新水平随之提升

2.多层次情境的参照作用

（1）行业相对绩效的内部参照作用

行业相对绩效是指企业实际经营绩效与行业期望绩效之间的差值，能够在较大程度上反映企业的行业地位、资源能力和风险偏好，从而通过影响企业的“趋利”能力和“避害”动机，调节同群企业与焦点企业间的关系。当行业相对绩效表现越优时，企业绿色技术创新的同群效应则越显著。首先，良好的行业相对绩效能够彰显企业的社会地位和利益相关者的关注程度，并产生“眼球效应”。[25]即同群企业绿色技术创新水平的提升会增强利益相关者对绩优企业的环保要求，而当企业的环保倾向未能与行业水平一致时，绩优企业将面临更大的声誉损害和合法性损失。所以，环境风险和合规成本的增加会强化绿色技术创新的同群效应。其次，贾明等认为，[26]良好的绩效表现能够反映企业的预期收益和竞争期望，进而引导其关注自身的长期盈利能力。而绿色技术创新对组织前瞻性的能力培育和多元性的价值创造，使该种行为的经济后果与绩优企业的追求基本一致，因而良好的行业相对绩效能够强化企业实施绿色技术创新跟随的“趋利”动机。再者，绩优型企业自身的资源能力能够更好地平滑企业的绿色创新活动，且由此产生的信号传递作用是企业实现资源挖掘的重要工具。[27]因此，行业相对绩效对企业绿色创新决策具有重要的内部参照作用。

（2）制度环境的外部参照作用

环境规制作为企业绿色技术创新重要的外部推动力量，旨在通过强制性的规范来引导企业履行环保责任。现有文献广泛研究了环境规制的微观经济效果。其中，新古典经济学理论认为，环境规制增加了企业的环境遵循成本并挤出其常规化的生产活动支出，存在“创新抵消”效应。而“波特假说”则发现，强制、严格的环境规制能够诱导企业增加创新投入，并试图通过“创新补偿”来弥补企业的环境遵循成本。[32,33]由此可见，环境规制的经济后果尚不清晰，或会阶段性地调节绿色技术创新的同群效应。当环境规制小于阈值时，由此产生的低水平环境遵循成本能够被企业所接受，并进一步挤出绿色技术创新的研发投入，呈现出创新抵消效应，绿色技术创新的同群效应将被减弱。而当企业面临的环境规制压力更大时，环境规制的创新诱导作用将得以发挥。Jaffe等研究发现，严格的环境规制会促使企业环保投入和研发支出的同步增加。[34]蒋为以中国制造业企业作为研究样本，证实了当企业面临更强的环境规制压力时，才倾向于加大研发投入并提升企业的研发水平。[35]因此，环境规制压力和环境遵循成本同时增加，能够激发企业从根本上应对规制压力的意愿，进而强化绿色技术创新的同群效应。基于以上分析，提出如下假设：

H2：企业的决策参照点能够影响绿色技术创新的同群效应

H2a：内部参照体系中，行业相对绩效表现越佳，绿色技术创新的同群效应越显著

H2b：外部参照体系中，知识产权保护正向影响企业绿色技术创新的同群效应；环境规制的参照作用具有阶段性特征，随着环境规制的提高，绿色技术创新的同群效应呈现出先减弱再增强的特征

3.多层次参照的优先级

组织的内外部环境均对绿色技术创新的同群效应产生了重要影响，但两者对企业创新活动的诱导机理不同。其中，行业相对绩效是表征企业地位、资源和舆论关注的关键指标，其对同群效应的影响更多地源自于企业自发的机会与压力感知。不同于此，知识产权保护和环境规制是强制性和突发性的制度规范，因而对企业的创新引导将更具指向性。因此，当企业的内外部参照点同时存在时，外部制度环境对内部条件具有替代性，其产生的决策参照作用要优先于内部条件。原因在于，相较于行业相对绩效反映的自有资源条件，制度环境所隐含的外部资源信息更有利于企业摆脱资源锁定的威胁。异质性的资源挖掘和企业的同构压力[36]更能够激发企业绿色技术创新的同群效应。再者，不同于行业相对绩效，知识产权保护决定了企业研发投入的预期回报，而环境规制则能够引导企业的环保战略并产生创新诱导效应。这意味着外部制度环境对企业资源配置和能力建构的引导作用更加明确。并且，环境规制和知识产权保护引致的环保倾向与创新激励更具突发性、强制性和威胁性。故而作为外生不可控因素，外部环境下的企业制度响应直接关系到组织的合法地位与可持续经营，致使制度环境对同群效应的参照作用优先于组织内部条件。本文的研究框架见图2。基于以上分析，提出假设：

图2 研究框架

H3：制度环境的参照作用优先于内部条件。当企业面临的环境规制压力或知识产权保护程度增强时，行业相对绩效对绿色技术创新同群效应的影响将会减弱

2010～2015年，山东省基层卫生机构卫生人员数呈现先增加后降低的趋势，整体增幅11.75%，其中，社区卫生服务中心人员增幅最大，为62.35%，其次是社区卫生服务站，为22.11%，乡镇卫生院增幅为9.15%，而村卫生室人员到2015年呈现降低趋势，整体降幅5.63%。(详见表2)

二、研究设计

1.研究样本

制造业企业作为国民经济的重要支柱，亟需均衡环境保护与经济发展间的尖锐矛盾。《中国制造2025》背景下，制造业企业的转型升级契机和国际竞争压力使企业绿色技术创新更具战略意义。因此，本文以《中国上市公司分类指引》（2012）为依据，选取全部制造业上市企业作为本文的研究样本，在剔除ST、*ST类、2009年后上市及关键数据严重缺失的企业后，最终构建了862家上市公司2009-2017年的平衡面板数据库。其中，绿色技术创新的相关变量来自于中国专利全文数据库，由作者手工整理。环境规制、知识产权保护等制度环境相关数据来自国家统计局。行业相对绩效以及其他公司治理相关数据均来自国泰安（CSMAR）数据库，政府补贴的相关数据来自公司年报。为控制极端异常值对回归结果的影响，本文对所有连续变量进行了0.01和0.99分位的缩尾处理。

2.研究变量

（1）焦点企业绿色技术创新（CGTI）

绿色技术创新是基于产品设计、生产、使用、循环等各个环节降低环境负外部性的价值创造性活动，包含工艺创新和产品创新两种类型。已有文献中，部分学者基于单位能耗与新产品的销售收入衡量企业的绿色技术创新水平。[37]虽能够在一定程度上反映企业的工艺创新程度，但难以刻画产品研发及使用过程中的环保活动。李婉红认为专利申请是表征企业技术创新能力的关键指标，因此其依据IPC分类号识别出具有绿色特征的专利数量，用以衡量行业的绿色技术创新绩效。[38]该种测量方式验证了以绿色专利来衡量绿色技术创新的有效性，但主要被应用于行业层面的研究，企业层面的数据匹配难以实现。在此基础上，本文将借鉴王旭等的测量方法，[39]通过专利全文关键词识别的方式，甄别出企业具有绿色特征的专利数量，并使用当年绿色发明和绿色实用新型专利之和的自然对数衡量焦点企业的绿色技术创新。

（2）同群企业绿色技术创新（IGTI）

动态竞争理论表明，同行企业存在频繁的竞争和互动关系，且相似的风险、市场和制度环境使其具备产生同群行为的基本条件。Leary等通过企业资本结构证实了行业同群企业能够对焦点企业决策行为产生影响。[17]刘柏等亦通过分析企业社会责任履行的“扎堆”现象验证了同行间的传染效应。[16]因此，本文将同一行业划分为“同群”，并借鉴刘柏等、Leary等的测量方法，[16,17]将同行业内其他企业当期绿色技术专利数量的平均值作为同群企业绿色技术创新水平的代理变量。此测量方式既剔除了本企业绿色专利的影响，在一定程度上避免模型的内生性问题，亦能够凸显同行业内企业间的交叉互动关系，进而更准确地检验企业绿色技术创新的同群效应。具体公式如式（1）所示。其中，∑j≠iCGTIj,t为剔除本企业后的行业绿色专利数量之和，N为本行业样本数。

本文依据上市公司行业分类指引（2012修订）对制造业的行业类型进行划分。其中，计算机、通讯和其他电子设备制造业的样本数量最多，为111家；医药制造业次之，包含97家样本企业。同行业群体数量少于10的企业共有41家，涵盖仪器仪表制造业、土木工程建筑业等17个行业。考虑到同一行业内样本数量过少无法产生同群效应，因而将样本数量少于10的制造业行业剔除。本文共剔除41家企业，最终保留21类制造业行业821家样本企业。制造业行业及其样本数量如图3所示。

图3 制造业行业及其样本数量分布

（3）行业相对绩效（IPG）

行业相对绩效能够反映企业在风险偏好、决策关注及资源约束、创新能力等方面的差异，能够影响企业实施同群行为的决策倾向，具有内部参照作用。本文借鉴Chen等的方法，[40]以企业当年实际绩效（ROA）与行业期望绩效的差值作为行业相对绩效的代理变量，其公式如式（2）所示。其中，IPG为行业相对绩效，∑j≠iROAj,t是指剔除本企业后同行业其他企业的ROA之和，N为该行业的样本企业数量。

（4）制度环境（ER和IP）

由于企业所在地区资源禀赋及经济结构不同，导致企业所处的制度环境具有明显的地区差异。因此，环境规制压力的测量沿袭了赵丽娟等的方式，[41]以地区当期治污投资占地区生产总值（GDP）的比重测量企业面临的环境规制，比值越大则企业所在地区面临的环境规制压力越大。具体公式如式（3）所示，其中，治污投资包含治理废水（WW）、废气（GW）和固体废物（SW）项目完成的投资额。

知识产权保护力度借鉴了林玲等、Ang等的做法，[42,43]认为技术市场成交额占地区生产总值的比值能够反映地区的知识产权保护执法力度。即技术市场成交额（TMT）所占地区生产总值（GDP）的比重越大，说明所在地区违反知识产权法所面临的惩罚更为严苛，地区知识产权保护程度越高。知识产权保护力度的计算公式如式（4）所示。

（5）控制变量

基于资源基础观理论，企业的基本特征和能力能够影响其创新意愿和风险承担水平，王惠等将企业规模作为门槛变量，[44]发现小规模企业的研发强度增加不利于企业的绿色创新活动，而对大规模企业而言，R&D投入对高技术产业的绿色创新效率具有促进作用。因此，本文将表征企业特征和能力的规模、价值、成长性和研发投入变量纳入控制变量组中。基于利益相关者理论，政府、债权人等外部相关者及企业高管、董事等内部利益相关者存在价值诉求和治理能力差异，亦会干预企业的绿色技术创新决策。因此，本文将债权融资、政府补贴、高管激励和独立董事设置为控制变量。主要研究变量的类型、名称、符号及测量方式如表1所示。

表1 主要变量及测量

3.模型设计

本文采用多元回归及分组回归的方法，检验企业绿色技术创新同群效应的存在性，并进一步验证制度环境和内部条件的参照作用，具体模型如式（5）和式（6）所示。其中，i和t分别代表不同的观测样本及观测时间，CGTI表示焦点企业绿色技术创新，IGTI表示同群企业绿色技术创新，IPG为行业相对绩效，Control为控制变量，α1和β1为常数项，ζ代表残差值。模型（5）用以检验同群企业绿色技术创新对焦点企业绿色技术创新的影响，α2为本模型的主要观测值。考虑到企业的创新跟随及专利产出存在一定的反应周期，因而本文对全部解释变量做了滞后处理，并通过分析滞后1-3期的回归结果，进一步剖析企业绿色技术创新同群行为的反应速度和时滞特征。因行业相对绩效会影响企业趋利避害的能力，进而会通过调节同群企业与焦点企业间绿色技术创新的关系而在企业的创新决策中产生参照作用，因此本文将行业相对绩效与同群企业绿色技术创新的交互项引入模型之中，构建模型（6）以检验行业相对绩效的内部参照作用，β4为本模型的主要观测值。

由于企业面临的环境规制压力及知识产权保护程度具有明显的地域特征，并呈现出系统异质性，因而采用分组回归的方式更能够剥离出制度环境差异下，同群企业绿色技术创新对焦点企业创新的影响，并较为清晰地考察内外部参照的整合边界作用。因此，本文将依据焦点企业所在地区环境规制压力及知识产权保护力度的排序，在遵循相同地区企业归于同组并基本满足样本数量三等分原则的基础上，将样本企业划分为弱、中、强环境规制组及知识产权保护组。并在不同分组内，分别采用模型（5）检验制度环境的外部参照作用，模型（6）分析制度环境对行业相对绩效的替代作用，分样本的检验方法和主要观测值与全样本相同。各地区的政策环境均值及分组情况如表2所示。

表2 企业所在地区环境规制压力及知识产权保护程度分组

三、实证结果分析

1.描述性统计和相关性分析

表3报告了主要变量的描述性统计。结果显示，企业绿色技术创新的最大值为4.111，最小值为0.000，标准差为0.922。统计结果表明，目前中国制造业企业的绿色技术创新水平较低，且不同企业间的绿色技术创新水平参差不齐。因此，检验绿色创新的行业同群效应，对发挥社会乘数优势和促进企业的绿色技术创新水平具有较强的理论和现实意义。参照点方面，制造业上市企业的行业相对绩效分布均匀，最大值为0.204，最小值为-0.288，同一行业内的不同企业拥有的资源和竞争优势存在差异。制度环境方面，目前中国的环境规制压力仍处于较低水平，其中最大值为0.004，最小值为0.000；相较于环境规制，企业面临的知识产权保护差异性显著，最大值为0.154，最小值为0.000，标准差为0.031。

表3 变量的描述性统计

表4为各变量的相关系数矩阵。首先，同群企业绿色技术创新（IGTI）与焦点企业绿色技术创新（CGTI）正相关，系数为0.241且在0.01水平显著。表明同群企业的绿色技术创新水平会对焦点企业产生影响，构成了同群效应存在性检验的基础。其次，企业规模（Size）、财务杠杆（Debt）、高管激励（EI）等变量与企业绿色技术创新水平（CGTI）均显著相关，因此将以上变量纳入控制组具有一定的合理性。再者，除企业规模（Size）与公司价值（Tobin Q）的相关系数为-0.529外，其余各控制变量间的相关系数均较小，意味着本文所选择的主要变量之间不存在多重共线性问题。为再次验证各变量之间不存在多重共线性问题以避免对回归结果的稳健性造成影响，本文进行了方差膨胀因子分析，结果所有解释变量的VIF值均小于2.5，其中最大为2.16，最小为1.01，因此模型不存在明显的多重共线性问题。

表4 相关性分析

2.同群效应的存在性及行业相对绩效的参照作用检验

表5汇报了企业绿色技术创新同群效应的存在性检验结果和行业相对绩效的参照作用。研究结果显示，在滞后1期和滞后2期模型中，同群企业绿色技术创新水平显著促进焦点企业的绿色技术创新，系数分别为0.303和0.244，且均在0.01水平显著。而滞后3期模型中，模型的F检验为2.50，该模型的拟合程度劣于滞后1期和2期模型。并且，滞后3期模型中，企业绿色技术创新的同群效应不显著。由此可见，基于“趋利避害”动因，企业关注行业内其他企业的绿色技术创新活动，存在同群效应。另外，在滞后1、2、3期模型中，同群效应存在性检验的主要观测值α2分别为0.303、0.244和0.156，其T值从4.02、2.77降低至1.56。即滞后1期行业同群企业绿色技术创新对焦点企业的影响要强于滞后2期，而滞后3期模型的同群效应不显著。这意味着，在竞争性压力和合法性压力的共同作用下，焦点企业同群行为的反应周期较短，能够较为快速地响应同群企业的绿色技术创新活动并产生创新跟随行为。假设1得证。

表5 绿色技术创新的同群效应及其内部参照机制检验

行业相对绩效的参照作用检验结果显示，行业相对绩效能够影响企业绿色技术创新的同群效应，其中，同群企业绿色技术创新（IGTI）与行业相对绩效（IPG）交叉项的系数为2.150，T检验值为3.44，在0.01水平显著。滞后2期结果与滞后1期一致，滞后3期的模型拟合程度仍低于另两个模型。实证结果意味着行业相对绩效表现越好，则企业的社会地位越高，与之伴随的是更为密切的利益相关者关注和竞争压力。并且，良好的绩效表现不仅彰显出企业的资源能力和风险耐受性，也在一定程度上促使企业关注长期竞争优势的培育。“趋利避害”动机和能力的加强，使得绿色技术创新的同群效应更加显著，假设2a得证。

3.制度环境的参照作用检验

（1）知识产权保护的参照作用检验

表6汇报了知识产权保护程度对企业绿色技术创新同群效应的影响。滞后1期模型的回归结果显示，随着知识产权保护程度的提升，企业绿色技术创新的同群效应更加显著。在弱、中、强知识产权保护分组中，同群企业绿色技术创新对焦点企业的影响系数分别为0.190、0.367和0.364，T检验值分别为1.71、2.41和2.73。在滞后2期模型中，中知识产权保护组和强知识产权保护组的系数分别为0.308和0.332，在0.1和0.05水平显著，弱知识产权保护组不显著。由此可见，知识产权保护程度的提升，不仅提高了企业绿色创新的跟随意愿，同时提升了绿色技术创新同群效应的持久性。滞后3期的模型拟合程度均不佳。知识产权保护提高了企业绿色技术创新收益的独占能力，不仅能够帮助企业规避双重外部风险并提升预期收益，亦有利于同行业企业间的良性互动和信息沟通，是强化企业绿色技术创新同群行为的重要支撑。

表6 知识产权保护参照下的同群效应检验

（2）环境规制的参照作用检验

表7报告了企业面临的环境规制对绿色技术创新同群效应的影响。结果显示，弱环境规制组同群效应存在性检验的系数为0.368，在0.05水平上显著；中环境规制组的系数为0.186，在0.1水平显著；强环境规制组的系数为0.350，在0.01水平显著。F检验值分别为2.05、4.88和5.06。滞后2期和3期的模型拟合状况不佳且回归结果基本不显著。由此可见，环境规制阶段性的调节同群企业绿色技术创新对焦点企业的影响，呈现出先抑制、后促进的特征，但均仅改变两者之间的关系强度，未发生作用方向的变化。即环境规制能否发挥创新诱导效应与政策强度密切相关，当环境规制强度较弱时，环境遵循成本的增加会挤出企业的研发投入和创新关注，弱化企业的绿色技术创新同群效应。而当环境规制强度突破阈值后，严格的环境条件更能激发企业通过创新弥补环境成本并从根本上解决问题的意愿，强化企业的同群效应。假设2b得证。

表7 环境规制参照下的同群效应检验

4.内外部参照的优先级分析

表8和表9汇报了当内外部参照同时存在时，两者对绿色技术创新影响的替代性。结果显示，随着知识产权保护程度的提升，行业相对绩效（IPG）与同群企业绿色技术创新水平（IGTI）的交互项系数分别为2.604、2.956和0.734，T检验值分别为3.06、2.69和0.59。①由此可见，随着知识产权保护程度的提高，行业相对绩效参照作用的显著性降低，且在高知识产权保护组中不再具有参照作用。同样，随着企业面临环境规制压力的提升，行业相对绩效（IPG）与同群企业绿色技术创新水平（IGTI）的交互项系数在弱环境规制分组中为3.145，显著性水平为0.01；中环境规制分组中，系数为2.123，在0.05水平显著；强环境规制分组中的系数为1.955，且该结果不显著。即环境规制对行业相对绩效的参照作用同样具有替代性。产生以上现象的原因在于，外部制度环境是具有强制性和突发性的制度规范，其对绿色技术创新同群效应的影响更具指向性和引导性。

表8 知识产权保护与行业相对绩效的优先级分析

表9 环境规制与行业相对绩效的优先级分析

5.稳健性检验

大量文献认为，发明专利更能够体现企业的实质性创新水平并产生价值创造效应。[45,46]因此，本文将以绿色发明专利作为绿色技术创新的代理变量，以检验实证结果的稳健性，稳健性检验的实证方法与前文相同。本文仅汇报滞后1期模型的检验结果，原因在于：第一，充分考虑了企业创新互动和决策反应的时滞性特征；第二，能够在一定程度上缓解因果倒置的内生性问题；第三，基于前文经验可知滞后1期的模型拟合程度最佳。

实证结果显示（表10），在全样本检验中，同群企业绿色技术创新能够促进焦点企业的绿色技术创新，系数为0.348，T值为4.88，即企业绿色技术创新存在同群效应，与前文检验结果一致。分组检验中，高知识产权保护组的绿色技术创新同群效应最显著，其系数为0.393，T检验值为3.01，在0.01水平显著。且知识产权保护弱、中、强组的回归系数分别为0.271、0.398和0.393，均在0.01水平显著。该结果基本能够满足随着知识产权保护的增强，企业绿色技术创新同群效应将更加显著的这一假设，因而本文的结论仍具稳健性。环境规制分组的回归结果显示，弱、中、强环境规制分样本的回归系数分别为0.328、0.217和0.466，其T检验值分别为2.27、2.05和3.86，环境规制仍呈现出先抑制、后促进的阶段性调节作用。

表10 稳健性检验

在全样本中，行业相对绩效与同群企业绿色技术创新的交互项系数为1.860，该结果在0.01水平显著，即行业相对绩效能够强化企业绿色技术创新的同群效应。知识产权保护分组中，弱和中知识产权保护组的行业相对绩效仍表现出参照作用，交互项系数为1.908和2.706，T检验值为2.09和2.17，但随着知识产权保护程度的增强，行业相对绩效将不再具有参照作用。环境规制分组中，弱环境规制压力组的F检验值为2.18，即模型的拟合程度较差。而通过比较中、强环境规制组的回归结果发现，行业相对绩效对企业绿色技术创新的调节效应显著性在减弱，T检验值由2.27降低到1.91，能够在一定程度上说明环境规制对行业相对绩效的参照作用具有替代性。以上分析显示，稳健性检验的实证结果与前文基本一致，本文的研究结论具有稳健性。

四、结论与启示

绿色技术创新是制造业企业实现绿色发展、摆脱“低端锁定”困局的关键途径，但目前中国制造业企业实施绿色技术创新的动力尚显不足，绿色技术创新对社会、环境和经济的多重价值贡献并未得到充分发挥。因此，本文基于动态竞争理论和计划行为理论，首次检验了绿色技术创新同群效应的存在性。研究结果发现，基于趋利避害的动机，同群企业绿色技术创新水平的提升能够促进焦点企业的绿色技术创新活动。该结论能够在绿色技术创新视角下响应Leary等的研究，[17]认为出于组织学习和声誉获取动机下的企业行为会受到群体内其他企业的影响。而与冯戈坚等关于创新同群效应的研究不同，[47]本文突破了以往研究将同群企业的创新行为视作一种可被有效利用的企业资源的局限，进一步根据绿色技术创新的独特特征，从同群企业间共生者和竞争者的双重身份构建企业绿色技术创新同群效应的触发机制，从而为企业提升合法地位和竞争优势提供新的思路。另外，内部条件（行业相对绩效）和制度环境（知识产权保护、环境规制）能够在企业同群行为中产生参照作用。企业的行业相对绩效表现越优异或企业面临的知识产权保护程度越强，绿色技术创新的同群效应越显著；而环境规制对同群效应的影响则呈现出先抑制后促进的作用。进一步研究发现，内外部参照对企业绿色技术创新同群效应的影响存在优先顺序，外部制度环境对行业相对绩效的参照作用具有替代性。

以上研究结论能够为企业的创新决策、行业的联动发展和政府的政策优化等提供重要的管理启示。（1）企业创新决策层面：焦点企业应将行业同群的绿色技术创新行为解读为机遇和威胁的叠加态，并与之建立更为高效稳健的社会联系。具体而言，企业可通过建立以市场网络、技术网络和资本网络为核心，以行业同群、科研机构和资本市场为主体的社会网络。从而借助市场网络，提高对行业同群企业技术创新的追踪质量，构建良性的创新联动关系，并通过确立自身的网络中心位置，以更为及时、准确、经济地获取同行的资源与信息；企业还应借助技术和资本网络缩短绿色技术创新的研发周期，平滑企业的研发投入，并充分利用由此产生的异质性信息挖掘，提高企业的绿色技术创新能力。

（2）行业联动发展层面：应构建行业绿色创新生态体系，以放大企业绿色技术创新同群效应的作用效果。首先，行业协会应发挥监督者身份，制定更为严格的企业环保标准，通过认知和规范压力引导企业的绿色创新；其次，行业协会应牵头构建绿色技术创新知识平台，动态展示各企业绿色技术创新的发展进程和推进阻碍。并对平台内的信息执行即时性的、合法性的知识产权认证以及严格的知识产权保护，降低企业绿色技术创新的外部溢出效应。该举措能够帮助焦点企业更为真实地了解同群企业的绿色技术创新水平，激发企业的竞争意识和创新意愿，最终培育良性、高效的行业竞争环境；并能够通过技术、资金、信息的互补实现组织间的合作匹配，以共担创新风险，共享创新成果，实现创新协同。

（3）政府制度优化层面：在知识产权保护方面，地方政府应提高地区的产权意识和保护力度，以保障企业创新收益的独占能力。通过确立“按劳分配”的产权制度，明确专利参与者的贡献程度并据此分配专利收益，以鼓励同行业间的广泛沟通与充分合作，最终利用“滚雪球”的模式实现地区制造业产业价值链的跃升。就环境规制而言，地方政府应缩紧企业的环境管制标准，将能耗效率、能源结构、废物排放与企业成长等要素共同纳入企业环保水平的考核体系，做到“经济”与“环境”两手抓，以增强环境规制的创新诱导效应。再者，地方政府应逐步转变环境管制为环境治理，通过协同市场和行业中的利益相关者，强化企业面临的认知、规范和规制压力，以增加单一企业的合法性风险，提高其绿色创新的跟随意愿。

注释

①因滞后2期和滞后3期模型的拟合优度均低于滞后1期的模型，因此在“内外部参照的优先级分析”仅针对滞后1期的回归结果展开讨论。