供应链关系型交易与企业绿色创新——合作治理还是摩擦掠夺

杨忠海 刘金奇

1（哈尔滨工程大学经济管理学院，哈尔滨 150001）

2（黑龙江财经学院经济学院，哈尔滨 150025）

引言

党的二十大报告中明确强调，“中国式现代化是人与自然和谐共生的现代化”。如何兼顾经济发展和生态环境，既让微观企业通过创新发展提升实体经济发展质量，又能发挥创新推动产业结构绿色转型与绿色发展的驱动作用，是一个亟待回答的重要问题。而为了实现经济效益和环境效益双赢的可持续发展目标，企业通常会开发新的或改进现有的产品设计、工艺流程和组织管理，进而将创新发展与绿色发展相结合形成绿色创新。实施绿色创新不但可以改善环境绩效［1］，更可以实现经济、社会、生态环境三元关系的协调发展与和谐共生［2］。因此，作为转变经济发展方式、实现绿色可持续发展的重要动力，厘清绿色创新的关键驱动或阻碍因素已成为学术界和实务界所共同关心和探讨的重要议题。自Porter 和Linde（1995）［3］提出“波特假说” 认为外部环境规制会对企业的绿色创新行为产生影响后，众多学者围绕此展开研究。有文献表明，来自利益相关者的压力是影响企业实施绿色创新的重要外部因素［4］。受到文化传统以及历史因素的影响，我国企业在日常经营中更倾向于与少数的主要供应商和客户维持良好关系，从而建立基于熟悉、信任关系网络下的商业模式［5］。具体而言，这表现在企业大多依赖主要供应商、客户进行日常的采购与销售活动，形成的供应链关系型交易［6］。制度经济学认为，交易模式作为一种非正式制度影响着交易主体的行为选择。那么供应链关系型交易是否能够作为重要的外部利益相关力量对企业绿色创新发挥作用？鉴于此，本文以供应链关系型交易为视角，聚焦其对绿色创新的影响。

本文从供应链关系型交易的角度，丰富了绿色创新影响因素的研究。基于“波特假说” 与利益相关者理论，探讨非正式契约下的供应链利益相关方如何从不同角度对绿色创新发挥影响，以进一步探索整体供应链关系型交易下绿色创新的行为规律；本文从绿色创新的角度，丰富了供应链关系型交易微观经济后果的研究。目前学界对于供应链关系型交易到底是企业创新行为的驱动还是阻碍因素这一问题有着不同的观点与主张［7，8］。相比于传统的技术创新，绿色创新更具环境外部性，因此供应链关系型交易对于其影响机制可能更加复杂。故而本文以绿色创新作为企业可持续发展创新行为的代表，为供应链关系型交易如何影响绿色创新等创新行为提供了经验证据；本文在李宛等（2023）［9］、Huang 等（2023）［10］研究的基础上，进一步提出了供应链关系型交易对绿色创新可能存在的因果影响机制，同时为缓解供应链关系型交易对于绿色创新的抑制作用提供了相应治理手段与改善方法的相关建议。

1 理论分析与研究假设

竞合理论认为，企业或组织之间在同一时期可能会同时展开竞争与合作，而不同方向的依赖决定了企业间不同的互动方式。当企业依靠少数值得信赖的供应商或客户开展关系型交易时，这种竞合关系导致其对绿色创新造成的影响以及相应的路径机制可能并非唯一。从正向影响来看，供应链关系型交易主要在两个渠道上对绿色创新起到合作治理的促进作用：

（1）资源合作。绿色创新本质上是一项资源获取与资源消耗活动，具备资源依赖性［11］。但当企业将有限的资源投入到环境治理项目时，会在短期内导致企业发生资金短缺的现象，此时若企业面临严重的外部融资约束，就削弱了自身的绿色创新动机［12］。依赖于供应链关系型交易则可以帮助企业缓解资源窘境。作为社会网络中的重要构成，供应链关系型交易深化了供应商、企业、客户的三元关系，使任何一方都能够在紧急状况下获得来自其上下游的信贷让渡。而依托于核心企业做担保的供应链金融手段，供应链关系型交易所构成的伙伴关系进一步增强了整个链条的资金获取可能性，为绿色创新活动打下资源基础。也正是这种密切的合作关系，使知识和信息交流更为深入，知识传递和信息共享帮助企业实现了技术积累和知识储备，推动了绿色创新的顺利实现［13］。

（2）成本治理。绿色创新活动具有复杂性和长期性特征，需要企业拥有更强的资源整合和优化能力［14］，而成本是资源配置的结果与表现，当企业面临较高的成本限制时，更容易做出牺牲长期价值而追求快速获利的短期行为决策。供应链关系型交易可以通过发挥治理效应来帮助企业降低成本对于绿色创新的挤出效果。供应链关系型交易这种非正式信任契约的建立使企业与上下游之间存在了较强的信任感与忠诚度，从而降低了企业的交易成本、沟通成本与监督成本［15］。依靠这种稳定的非正式契约，供应链关系得到有效整合，供应链内部的纵向协同创新效应得到增强，降低了创新合作成本。而由于供应链关系型交易使企业、供应商、客户三者荣辱与共，企业的上下游会更积极地发挥外部治理职能，帮助企业降低内部的代理成本，尤其是出于建立绿色产业链与绿色供应链的目标考虑，供应商与客户更有动机对企业的绿色创新行为进行监管，迫使企业的委托者与经营者围绕绿色创新与产业链生态治理的目标开展一致行动。

基于以上理论分析，本文提出如下假设：

H1a：供应链关系型交易促进了企业的绿色创新。

与上述逻辑不同的是，不合理的资源依赖关系也会导致企业与合作伙伴之间存在非对称的权利结构。此时，关系型交易对绿色创新可能发挥摩擦掠夺的负面效应，这种消极作用通过两个路径得以实现：

（1）信息失真。企业的信息使用效率与披露质量会对其绿色创新产生影响［16］。高质量的信息披露可以使企业获得外部投资者和利益相关方的关注与青睐，从而将信息披露优势转换为融资优势，为绿色创新提供资金支持；也能够吸引有志于绿色创新的人才加盟，为企业形成绿色创新的人才优势，打破绿色创新的技术壁垒。此外，及时准确的信息披露还有助于监管部门了解企业的经营与政策贯彻状况，为企业提供有针对性的支持和指导，并发挥外部利益相关者的监管作用，对管理层的短视行为与寻租行为形成限制，促使其考虑长远的可持续发展目标。然而，随着供应链关系型交易程度的不断加深，企业提供高质量信息披露的动机与需求会不断降低［17］。为了尽可能的稳定上下游关系，企业可能会加大对于其经营业绩的粉饰，更有倾向进行盈余管理［18］。通过失真的信息披露，企业尽管维持住了原有的供应链关系，但其利用信息披露获取外部资金和人才支持的功能与效率被减弱。当供应链关系型交易程度较高时，企业与其上下游企业未必是通过公开市场进行信息交换的，私下沟通的效率更高、成本更低［19］。此时企业的高质量信息披露压力有所降低，也更有可能与供应商或客户合谋，产生机会主义倾向，降低一些关键信息或隐秘信息对外公开的可能性与真实性。在此状态下，外界对于企业真实的经营情况并不了解，在树立了信息壁垒、造成资源堵塞的同时也让管理层的短视寻租行为有机可乘。

（2）风险加剧。受到环境与技术双重外部性的影响，在有限的风险承担水平上，企业的绿色创新决策必须对经营风险进行权衡［20］。经营风险是指生产经营或市场环境发生变动给企业盈利带来的不确定性［21］，较高的经营风险会为企业带来负外部性，影响投资者的信心与投资行为，减损企业的绿色创新要素获取，最终被迫放弃长期环境投入。已有研究表明，越依赖于供应链关系型交易的企业，越容易受到经营风险的影响［22］。供应链关系型交易意味着供应商与客户的集中度较高、议价能力较强，这会挤占企业自身的利润空间，危害企业的经营稳定性。当供应链上下游企业的话语权更大时，企业的投资决策也会受其影响而产生趋同性投资等非效率投资行为，扭曲企业的资源配置与创新产出，降低了企业进行风险承担与绿色创新的意愿和能力。若企业试图更换供应商或客户，那么专用性资产与专用性投资也会为企业带来较高的转换成本和违约成本，从而引发经营上的风险不确定性。“信用风险传染理论”也认为，供应链中一家企业的资金危机会对其上下游关联企业产生连锁影响，尤其是在实体经济中，这种信用风险会发生传染效应。

基于以上理论分析，本文提出如下假设：

H1b：供应链关系型交易抑制了企业的绿色创新。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文选取2010～2022 年中国A 股上市公司为研究样本，并进行如下筛选：（1）剔除金融与保险类公司；（2）剔除ST与∗ST 公司；（3）剔除数据缺失的公司。为进一步防止异常值对结果的影响，在经过上述处理后对连续型变量实施前后1%的Winsorise 缩尾处理。最终共得到8389 个有效观测样本。其中绿色专利数据来自CNRDS 数据库，其余数据来自WIND 和CSMAR 数据库。

2.2 变量定义

（1）被解释变量：企业绿色创新（GI）

绿色专利申请能直观反映企业绿色创新的产出能力［23］。因此参考王馨和王营（2021）［24］的方法，以上市公司申请的绿色发明专利数量与绿色实用新型专利数量总和衡量企业绿色创新。为消除数据的右偏分布问题，将绿色专利申请数量加1 后取自然对数，从而构建被解释变量绿色创新GI。

（2）解释变量：供应链关系型交易（SC）

供应链关系型交易是指企业对于供应链上下游的依赖程度，从供应链整体来看，这种依赖既包括上游的供应商也包括下游的客户。本文借鉴殷俊明等（2022）［25］、Banerjee 等（2008）［26］的研究，用企业前五名供应商采购比例与前五名客户销售比例之和的均值来表示企业整体的供应链关系型交易程度SC。

（3）其他控制变量

参照于连超等（2019）［27］、靳毓等（2022）［14］的研究，纳入可能会影响绿色创新的其他因素作为控制变量，并在此基础上控制时间和行业固定效应。各变量具体说明见表1。

表1 变量定义

2.3 模型设计

为检验供应链关系型交易与绿色创新之间的关系，本文构建如下模型：

其中，GIi，t为企业i在第t年的绿色创新水平，SCi，t表示企业i在第t年的供应链关系型交易程度；Controls表示可能会影响绿色创新的其他控制变量；Ind、Year分别表示行业和年度固定效应；εi，t为随机干扰项。本文重点关注模型（1）中系数α1的方向与显著性，若α1显著为正，则证明假设H1a 成立，反之则说明假设H1b 得到支持。考虑模型中的异方差情况，在回归时选取异方差稳健标准误。

3 实证结果与分析

3.1 描述性统计

表2 为主要变量的描述性统计结果。绿色创新（GI）的中位数（0.693）小于均值（1.081），说明样本呈右偏分布，大部分企业的绿色创新水平不高。而GI均值（1.081）小于标准差（1.243），且最小值（0.000）与最大值（4.682）相差较大，说明我国上市公司的绿色创新水平存在较大差异。供应链关系型交易（SC）的最小值为0.029，最大值为0.833，均值为0.156，说明我国上市公司对供应链关系型交易的依赖程度有较大差异。而其0.307 的均值与0.281 的中位数则表明依赖少数几个主要供应商、客户进行关系型交易的业务金额几乎占企业年度采销总额的1／3。

表2 主要变量的描述性统计结果

3.2 基准回归分析

表3 显示了供应链关系型交易与绿色创新的基本回归结果。其中列（1）未控制其他变量，列（2）只控制了年度和行业固定效应，列（3）则是引入了模型中的全部控制变量。可以看出，供应链关系型交易的回归系数在1%的水平上显著为负，表明企业越是依赖供应链关系型交易模式进行采购、销售活动，越会抑制其绿色创新，即供应链关系型交易显著抑制了企业的绿色创新，假设H1b 得到验证。当考虑模型中所有可能会影响绿色创新的因素后，供应链关系型交易每增加1 个单位的标准差（0.156），绿色创新相应的会平均降低约7.230%（＝0.156∗0.576／1.243）。

表3 供应链关系型交易对绿色创新的检验结果

3.3 内生性与稳健性检验

（1）内生性检验

本文对内生性问题所做的处理包括：①滞后解释变量。借鉴林钟高和邱悦旻（2020）［28］的做法，将供应链关系型交易分别滞后1、2、3 期，回归结果见表4 中列（1）～（3）；②控制省（区、市）固定效应模型。在原来控制行业与年度固定效应的基础上再控制企业所在省（区、市）的固定效应，结果如表4 中的列（4）所示；③倾向得分匹配。按照供应链关系型交易的均值分组，将控制变量作为协变量进行半径为0.05 的1 ∶1 近邻匹配，利用匹配样本进行回归，结果见表4 中列（5）；④Heckman 两阶段处理效应。第一阶段，根据供应链关系型交易是否大于均值构建虚拟变量，将其作为被解释变量并在模型（1）的基础上引入供应链关系型交易行业均值的滞后1 期作为排他性约束变量，通过Probit 模型计算出IMR；第二阶段，将计算得出的IMR 作为控制变量代入主回归模型重新回归，结果如表4 中列（6）所示；⑤工具变量法。参考林钟高和金迪（2018）［18］、徐星美等（2022）［29］的研究，选取年度行业内其他上市公司的供应链关系型交易均值以及供应链关系型交易的滞后1 期一起构成非线性工具变量组，对该工具变量组进行弱工具变量检验及过度识别检验，并采用二阶段最小二乘法回归，结果见表4中的列（7）；⑥系统GMM 估计。将供应链关系型交易和其他可能影响绿色创新的控制变量视为内生变量，选取其滞后1、2 期作为工具变量，同时将绿色创新的滞后1、2 期纳入动态回归方程，对模型进行序列相关检验及Sargan 检验后进行回归估计，结果见表4 中列（8）。上述结果均表明，本文假设H1b 通过内生性检验①。

表4 内生性检验

（2）稳健性检验

本文所做的稳健性检验包括：①替换被解释变量。根据刘亦文等（2023）［30］的研究，本文使用企业本年度获得授权的绿色专利数量加1 后取自然对数来重新定义绿色创新；②替换解释变量。参考徐星美等（2022）［29］的研究，以供应链关系型交易的赫芬达尔指数SC－hhi来代表企业的供应链关系型交易程度；③公司层面聚类稳健标准误。将异方差稳健标准误改换为公司层面的聚类稳健标准误；④改换样本区间。借鉴王京滨等（2022）［31］的做法，将样本分为经济高速增长时期（2010～2014年）与经济增速放缓（2015～2022 年）两个阶段。以上几种稳健性检验均取得了与主效应一致的结论，限于篇幅未报告结果，作者留存备索。

3.4 作用机制分析

如前文所述，供应链关系型交易通过降低企业信息披露质量、加剧企业经营风险从而抑制了绿色创新。为验证上述理论逻辑是否成立，本文构建模型（2）和模型（3）来检验中介路径机制：

Mi，t代表中介变量，分别为信息披露质量（Disclosure）和经营风险（Risk）。信息披露质量参考徐经长等（2022）［32］的研究，以发布的上市公司信息披露考核结果为基础，将公司信息披露质量划分为A（优秀）、B（良好）、C（及格）、D（不及格）4 个等级，从高到低分别赋值为4～1。经营风险则借鉴王竹泉等（2017）［21］的研究，以企业息税前利润的波动程度来衡量经营风险的大小。

从表5 中列（1）和列（3）可见，供应链关系型交易显著降低了信息披露质量、加剧了经营风险，而在列（2）和列（4）中，供应链关系型交易以及相关中介变量对于绿色创新的回归系数也仍保持显著。抽样1000 次的Bootstrap 检验结果显示，经偏差调整后的95%置信区间不包括0。以上结果表明，供应链关系型交易通过降低信息披露质量、加剧经营风险的方式抑制了绿色创新②。

表5 作用机制分析

3.5 异质性分析

（1）产权性质

资金、技术、信息等要素的高效获取为国有企业从事绿色创新活动提供了关键的资源基础，因此其对于供应链关系型交易的依赖性会更弱。而国有企业除了需要履行经济责任外，更要贯彻政策指示、积极承担社会责任，在党中央、全社会对于环境问题日益关注的前提下，国有企业更有动机发挥带头作用，着力应对环境风险。将样本企业按照产权性质分为国有企业组和非国有企业组，表6 中的列（1）和列（2）提供了分组回归结果，在此基础上采用了1000 次随机可重复抽样条件下的费舍尔组合检验以验证组间系数差异，结果显示供应链关系型交易对非国有企业绿色创新的抑制作用更显著。

表6 异质性分析（1）

（2）重污染行业

重污染行业亟待通过绿色转型实现自身可持续发展，而绿色信贷等政策的实施也从环境规制上加重了重污染行业的资源获取压力。因此，环境表现较差的企业会有更强的动机来实施绿色创新。而对于非重污染行业来说，是否实施绿色创新的可选择性更强，也更容易在经营时偏向短期决策而非长期的绿色投入。根据环保部2008 年发布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》 对14 个重污染行业的认定，将企业分为重污染行业和非重污染行业并进行回归，表6 中列（3）、（4）所示的分组回归结果及组间系数检验结果表明，供应链关系型交易对非重污染行业绿色创新的抑制作用更明显。

（3）地理区域

东部地区市场化改革更早，市场竞争程度更高，因此东部地区企业的交易模式多为市场型而非关系型。而完备的要素市场、明显的绿色生产消费偏好也有助于提高企业的绿色创新积极性。相较而言，中西部地区由于本身在行业竞争中处于劣势地位，因此与供应链上下游企业结合更紧密，同时中西部地区企业的自然资源依赖性更强，创新意识也有待提高。将样本分为东部地区和中西部地区进行回归，表6 中列（5）、（6）及组间系数检验结果表明，供应链关系型交易对中西部地区企业绿色创新的抑制作用更明显。

（4）供应链位置

波特菱形理论认为，在产业竞争中，上游供应商的竞争优势相较于下游客户来说更具影响性。林钟高和邱悦旻（2020）［28］、陈西婵和刘星（2021）［19］也发现，我国企业对于上游供应商的依赖作用更强，这导致供应商的话语权要比客户更重，对企业的机会主义倾向更加突出。同时，由于消费市场较强的环保偏好，客户关系型交易下企业绿色创新动机会更强［10］。本文将供应链关系型交易分为供应商关系型交易（Supplier）与客户关系型交易（Customer），其中供应商关系型交易为前五大供应商采购额占年度总采购额比率，而客户关系型交易为前五大客户销售额占年度总销售额比率。从表7 中列（1）、列（2）可见，供应商关系型交易对绿色创新的抑制作用更突出。

表7 异质性分析（2）

（5）绿色创新类型

绿色创新按照不同专利类型可以分为绿色实质创新和绿色策略创新。绿色发明专利具有较高的技术壁垒，需要更多的成本和资源投入，同时也会产生更高的环境收益，代表着高质量的绿色创新活动，为绿色实质创新。而绿色实用新型专利在投入成本、程序复杂、专利期限、审批时间、研发难度等方面都显著低于绿色发明专利［33］，是一种策略创新。对于企业来说，当受到供应链关系型交易的影响时，可能更倾向于在策略上实现绿色创新以维护自身形象而非表里如一深入的进行实质性创新。将企业申请的绿色发明专利数量和绿色实用新型专利数量分别加1 后取自然对数来衡量绿色实质创新与绿色策略创新。表7 中的列（3）和列（4）表明，供应链关系型交易对绿色实质创新的影响更强烈。

4 缓解供应链关系型交易对绿色创新的抑制作用

4.1 供应链数字化

作为供应链创新与现代供应链体系建设的重要环节，供应链数字化对于重塑供应链关系与结构、推进绿色创新可持续发展具有积极作用。借助数字技术的深度耦合，企业可以挖掘优质供应商和客户，通过减少搜寻成本与转换成本从而降低对原本供应链关系的依赖，打破原有的供应链利益结构。而物联网、区块链等新技术的使用也提高了信息共享效率与信息获得数量，提升了供应链的信息透明度，从质与量两方面为绿色创新行为提供了信息基础。

4.2 分析师关注

证券分析师通过对上市公司的分析、评级与解读，向利益各方传递公司的经营状况，降低了信息不对称下的信息摩擦程度。当企业绿色创新欲望降低时，分析师的关注发挥了监督作用，加大了企业的关注压力，减轻了供应链利益相关方的掠夺程度。而当企业积极实施绿色创新时，分析师关注可以放大企业的绿色创新形象，进而通过缓解外在融资约束、加快技术交流等手段为绿色创新的要素积累助力。

为分析供应链数字化、分析师关注对供应链关系型交易与绿色创新间关系的影响，在模型（1）中分别加入供应链关系型交易与供应链数字化的交乘项（SC∗SDigital）以及供应链关系型交易与分析师关注的交乘项（SC∗Attention）。其中，SDigital为供应链数字化，参考刘海建等（2023）［34］的研究，当企业为供应链创新与应用试点企业时取值为1，否则为0。Attention为分析师关注，借鉴秦建文等（2022）［35］的研究，采用会计年度内对该公司进行过跟踪分析的分析师或分析师团队数量加1 的自然对数衡量。为避免严重共线性问题对调节机制分析产生影响，在回归时将连续型变量进行了中心化处理。从表8 中的列（1）和列（2）可见，上述交乘项的回归系数均显著且与供应链关系型交易的系数符号相反，这表明供应链数字化与分析师关注均削弱了供应链关系型交易对绿色创新的抑制效果，在这一过程中发挥了治理作用。

表8 供应链数字化与分析师关注的治理作用

5 结论与建议

本文选取2010～2022 年中国A 股上市公司为研究样本，对供应链关系型交易与绿色创新之间的关系与作用机制进行了研究。实证结果表明：供应链关系型交易显著抑制了绿色创新，在进行稳健性检验后，研究结论保持不变。而这一效果主要通过降低信息披露质量和加剧经营风险两条路径得以实现。上述二者关系在非国有企业更显著，在重污染行业和中西部地区作用效果更明显，而相较于客户来说，供应商关系型交易对绿色创新危害性更大，且供应链关系型交易对绿色实质创新更具消极作用。进一步研究发现，供应链数字化与分析师关注缓解了供应链关系型交易对绿色创新的抑制作用。

基于以上结论，本文提出如下建议：

对于企业而言，作为市场经济的重要组成部分，企业既是提振实体经济的关键角色，也是实现绿色转型的主体。本文的研究表明，供应链关系型交易普遍且客观存在于企业的日常采购与销售活动中，并对企业绿色创新发挥了抑制效应。因此从绿色创新与转型的角度来说，（1）在保持基本供应和销售稳定的同时，企业应尽量降低对主要供应商的依赖，根据市场行情及时调整供应链集中程度，拓展更加广泛的供应链上下游合作关系；（2）企业应提高供应链的透明度和信息披露质量，并通过加快资金周转、建立财务柔性等手段将经营风险和资产专用性维持在适度水平；（3）深入推进自身供应链数字化建设进程，利用先进技术手段增强供应链各环节的数据可追溯性和可信度，通过搭建数字化平台实现绿色绩效评估、资源共享及协同创新。

对于政府而言，要以“有为政府” 角色推动“有效市场” 深入发展，发挥最大制度激励力与约束力来促使企业实施绿色创新。（1）各级政府应当根据地区发展状况提高地区市场化、法制化与金融化发展水平，从而在绿色转型过程中破除供应链关系型交易，建立市场型交易，强化绿色创新的市场导向作用；（2）采取适配中国特色资本市场的监管机制，关注非正式制度对企业绿色行为的影响，加强对企业供应链关系的监管，提高企业披露上下游关系交易信息的政策力度，设立供应链关系预警制度，引导企业维持适度且可持续的供应链关系；（3）鼓励和支持第三方分析师关注企业的绿色创新活动及其供应链管理实践，畅通绿色信息机制与供应链信息机制，并奖励那些在绿色供应链管理中有实质创新成果的企业。

注释：

①限于篇幅，工具变量法中的弱工具变量检验及过度识别检验、系统GMM 估计中的序列相关检验及Sargan 检验等检验结果未报告，作者留存备索。

②限于篇幅，Bootstrap 检验结果略，作者留存备索。