綠色工藝創新如何提升企業績效？
——基于智力資本的多重中介和組織冗余的調節效應

金 昕，郭 芮，陳博瑋，邵俊崗

（上海海事大學經濟管理學院，上海 200135）

1 研究背景

近年來，我國經濟高速增長的同時也引發了生態環境負效應問題。2020 年9 月，為應對全球氣候變化，我國在聯合國大會上提出碳達峰、碳中和的“雙碳”目標，展現推動綠色低碳發展的中國態度。2021 年，國務院發布《關于加快建立健全綠色低碳循環發展經濟體系的指導意見》，提出建立市場導向的綠色技術創新聯合體，強化企業創新主體地位。同年10 月，《關于完整準確全面貫徹新發展理念做好碳達峰碳中和工作的意見》中再次強調加強綠色技術創新，助力產業結構優化升級。綠色技術創新成為推動企業綠色轉型升級的關鍵動力［1］，也是實現碳達峰、碳中和的重要驅動和有力保障。然而，2017 年公布數據顯示，我國總體科技成果轉化率為15%，而綠色技術創新成果市場化率僅為5%［2］。近年來伴隨研發投入強度提高，我國科技成果轉化率和綠色技術創新成果市場化率也實現穩步增長，但與西方發達國家仍存在較大差距。當前形勢下，關于綠色技術創新的作用機制和邊界要素的探討仍有空缺，因此，如何引導企業綠色發展以提升企業價值成為亟待解決的問題。

綠色技術創新體現為綠色產品創新和綠色工藝創新兩個層面，由于綠色工藝創新側重于預防性環境管理策略［3］，對推動制造業企業綠色轉型升級具有重要意義，因此本研究聚焦制造業企業綠色工藝創新。綠色工藝創新包含在生產過程中對工藝技術創新升級以減少污染物形成的清潔生產技術創新［4］，和注重在生產終端使用污染控制設備進行污染治理的末端治理技術創新［5］。綠色工藝創新通過引進新型技改設備和管理方式提高綜合資源的使用率，有效減輕廢棄物的生成與排放，幫助企業獲得環境效益和經濟效益的雙重競爭力。以往文獻較多關注綠色工藝創新的影響因素、評價體系及提升路徑等方面，如楊立成等［6］、解學梅等［7］認為企業內外部因素如創新資源投入、研發減免稅以及綠色補貼會推動企業綠色工藝創新發展；田紅娜等［8］結合熵值法和突變級數法構建制造業綠色工藝創新能力評價體系；石博等［9］借鑒生態位態勢理論搭建綠色工藝創新評價體系，并探討了不同創新能力水平下的路徑選擇問題。然而，關于制造企業綠色工藝創新與企業績效間傳導路徑的實證檢驗零散且不足，這也為本文的理論研究提供了更豐富的視角。

綜上，為推動我國制造企業綠色轉型升級，本研究構建了綠色工藝創新對企業績效的影響框架，主要圍繞以下問題展開探討：（1）綠色工藝創新提升企業績效的可能傳導路徑是什么？（2）不同傳導路徑的相對重要性是否存在差異？結合資源基礎理論觀點，智力資本是一種能在企業創新中發揮重要作用的戰略資源［10］，因此，本研究將智力資本作為中介變量引入實證模型并進行解構，以探究綠色工藝創新對企業績效的多維提升路徑，同時檢驗組織冗余在該作用機制中的調節效應，相關成果將有助于拓展綠色工藝創新的研究范疇、豐富創新理論。

2 理論基礎與研究假設

2.1 綠色工藝創新與企業績效

從資源基礎理論角度出發，綠色工藝創新可以形成企業高價值、難以替代的關鍵資源，成為競爭優勢的內生來源［11］。綠色工藝創新通過改進生產工藝，優化企業要素配置效率，降低生產成本，獲得綠色專利許可，從而提高經濟績效［12］。與傳統企業相比，實施綠色工藝創新的企業通常面臨較低的財務風險敞口，擁有較高的資產回報率和較低的收益留存率，具備更多的競爭優勢［13］。然而，也有學者認為綠色工藝創新會增加企業的額外成本［14］，認為綠色工藝創新的不確定性會提高企業運營風險［15］。Stucki 等［16］認為這些相互矛盾的結果可能源于研究方法以及衡量指標的差異。本研究認為，企業引入新工藝、新方法能夠提升能源和材料的使用效率，減輕生產環節廢棄物生成量與末端環節的排放量，實現清潔生產，從源頭治理污染問題；此外，創新效率提升會改善企業生產環境，提高員工滿意度，從而增強工作效率，最終提升勞動生產率和企業績效。基于此，提出假設1。

H1：綠色工藝創新對企業績效具有正向影響。

2.2 智力資本的中介作用

企業知識理論認為，智力資本是位于不同知識庫（員工、關系和管理系統等）中知識的有機組合，在組織創新中發揮著重要作用［17］。智力資本作為一種重要的戰略資源，在現代企業理論中用于評價員工的專業技能、組織結構、顧客關系和競爭力等能力［18］。以往研究對智力資本的構成維度劃分方式從二元論到多元論不盡相同，本文借鑒現有研究廣泛采用的三要素框架，即人力資本、結構資本和關系資本，探究在綠色工藝創新對企業績效的提升路徑中智力資本及其構成要素扮演何種角色及其作用機制。人力資本是智力資本的首要組成部分，表現為個體的專業知識、實踐技能、組織管理等價值［19］。企業實施綠色工藝創新舉措，引入前沿的方法理念，更新員工的知識儲備和專業技能，能更好地識別生產運行中的問題并調整原有計劃方案，提高運營效率。同時，綠色工藝創新過程中的技術革新會帶動產業結構優化升級，整合各類資源，建立權責明確、運行流暢的規范化管理模式，提升組織系統效率。此外，優良的生產工藝及理念會幫助企業獲得政府的政策資金支持以及良好的社會聲譽，從而樹立企業綠色形象。綜上，企業實施綠色工藝創新將由外部獲得的知識技能等資源轉化為企業自身的異質性資源，這些優勢資源主要體現在員工技能、組織結構以及顧客關系方面。基于此，提出假設2。

H2：綠色工藝創新對智力資本具有正向影響。

H2a：綠色工藝創新對人力資本具有正向影響。

H2b：綠色工藝創新對結構資本具有正向影響。

H2c：綠色工藝創新對關系資本具有正向影響。

資源基礎理論認為企業價值的提升來源于一系列不可替代資源的相互作用與有機整合［20］。智力資本是多種能力的相互耦合，以其難以模仿性和不可替代性幫助企業快速擴張，在較短時間內爭取到更多的市場份額，從而提升企業價值［21］。毛清華等［22］指出人力資本中的技術人力資本對企業績效的解釋能力更強，員工的受教育程度會直接影響其整合吸收知識的能力進而影響勞動生產效率。李井林等［23］認為企業的可持續發展離不開合理的組織結構制度，通過管理結構資本對企業所擁有和控制的各類資源進行有效整合，從而提升企業績效。本研究認為，員工豐富的知識技能、經驗能夠提高工作效率和產出水平，并降低生產成本。此外，較高水平的結構資本能夠完善企業組織結構和運行機制，加強各部門間的溝通與協調，減少非必要運行成本，優化運行效率，而良好的客戶關系能夠推動企業績效平穩增長，降低經營風險。因此，智力資本及其構成要素對企業績效具有正向影響。綜上，本研究認為智力資本及其構成要素在綠色工藝創新與企業績效間存在中介作用，因此提出假設3。

H3：智力資本在綠色工藝創新與企業績效間起中介作用。

H3a：人力資本在綠色工藝創新與企業績效間起中介作用。

H3b：結構資本在綠色工藝創新與企業績效間起中介作用。

H3c：關系資本在綠色工藝創新與企業績效間起中介作用。

2.3 組織冗余的調節作用

組織冗余是指超出實際需要而保存在組織內部的資源［24］。針對組織冗余的作用尚存分歧。代理學派認為冗余資源易造成企業管理懈怠、危機意識薄弱，還會造成對冗余資源的不當使用，導致企業效率低下［25］。組織理論學派認為當企業的冗余資源量處于正常范圍內時，外部環境轉變提高了運營風險，在不確定環境下企業能利用充足的資源，及時調整戰略以應對變化［26］，提高自身風險承擔能力［27］，為企業發展提供更有力的支撐。現有研究中對組織冗余的劃分方式主要有兩分法和三分法，如張振剛等［28］認為外部債務融資是企業獲得冗余資源的重要途徑，由此引入潛在冗余變量。本研究著重關注組織內部，基于組織冗余的存在狀態，將其劃分為已吸收冗余和未吸收冗余，未吸收冗余是指未被組織利用的資源，能夠快速響應運營項目的資源需求，已吸收冗余是指已經服務于項目運作、難以再利用的資源［29］。本研究認為創新活動是一種系統變化過程，通常伴隨部分結構性調整，需要大量資金、人力等基礎性資源支持，充足的組織資源能夠為企業提供適應變化并再次實現平衡、可持續發展的過渡期，幫助企業更好實施綠色工藝創新，進而提升企業績效，即組織冗余會強化綠色工藝創新對企業績效的預測作用。由此，提出假設4。

H4：組織冗余正向調節綠色工藝創新與企業績效的關系。

H4a：已吸收冗余正向調節綠色工藝創新與企業績效的關系。

H4b：未吸收冗余正向調節綠色工藝創新與企業績效的關系。

基于以上分析，本研究的實證模型如圖1 所示。

圖1 理論研究模型

3 研究設計

3.1 樣本與數據收集

黨的十八大提出創新驅動發展戰略，明確了全面提升企業創新能力、引領企業成為創新研發主體，因此選取2013—2019 年我國滬深A 股制造行業上市公司作為研究樣本。為確保變量數據的可靠性，對來源數據進行如下篩選：（1）由于綠色工藝創新具有長期性和持續性等特點，因此剔除上市不足5 年的企業；（2）剔除含有ST、*ST 字樣的上市企業以及存在異常值或缺失值的企業；（3）剔除2013—2019 年未披露企業社會責任數據的企業。最終篩選獲得209 家上市企業的1463 個數據樣本。其中，綠色工藝創新數據來源于樣本企業2013—2019 年發布的《年度社會責任報告》和《年度報告》，采用內容分析法獲得；其余數據通過樣本企業年報及中國經濟金融研究數據庫（CSMAR）等途徑獲得。

3.2 變量測量

（1）綠色工藝創新（GPI）。由于綠色工藝創新較難通過單一財務指標全面衡量，且我國制造業上市企業對于綠色工藝創新的披露多偏向于文字描述，因此采用內容分析法展開相關數據挖掘。根據已有研究廣泛采用的劃分方法，將綠色工藝創新分類為清潔生產技術創新與末端治理技術創新，相關測度指標結合樣本企業特征選定。其中，清潔生產技術創新測度綜合參考了Yuksel［30］和Zeng 等［31］的研究，選取以下衡量指標：1）企業是否注重減少綜合能耗，提高廢水、廢舊物資等資源的循環利用率；2）是否使用環保材料和循環工藝，不斷研發新型技術實現綠色生產；3）是否積極開展內外環保宣傳活動，如節能環保周、環保公益活動等；4）是否注重減少污染物排放量，如有害氣體、廢棄物等。而末端治理技術創新綜合Hammar 等［32］、解學梅等［7］的觀點，從以下方面考量：1）企業是否投入使用污染監控和治理設施，規范化管理廢棄物；2）是否實施污染處理技術，采用凈化處理工藝。綠色工藝創新的評分規則如下：如果企業的社會責任報告中含有與測量指標相關的描述則取值為1；如果報告中涉及測量指標的量化對比或細節報告則取值為 2；上述兩種情況均不存在的取值為 0。獲得各項評分后，加權平均計算清潔生產技術創新和末端治理技術創新的分值，并以兩者的均值測度綠色工藝創新。

（2）企業績效（ROA）。參照尹建華等［33］和姜洋等［34］的觀點，采用資產收益率（ROA）衡量企業績效。ROA 是評價企業盈利能力水平的有力指標，具有較高的可靠性和真實性。采用百分比衡量。

（3）智力資本（VAIC）。依據智力資本三分法，從人力、結構和關系3 個維度衡量智力資本，并綜合借鑒馬寧等［35-36］提出的修正VAIC 模型，即智力資本增值系數（VAIC）=人力資本增值系數（HCE）+結構資本增值系數（SCE）+關系資本增值系數（RCE），將VAIC、HCE、SCE、RCE 分別作為智力資本及其構成要素的替代變量，HCE、SCE、RCE分別采用企業價值增值與各項資本投資額的比值衡量。其中，企業價值增值（VA）通過折舊費用、凈利潤、所得稅、財務費用和應付職工薪酬等項目求和獲得；人力資本投資額（HC）采用支付給職工以及為職工支付的現金項目量化；結構資本投資額（SC）采用管理費用項目量化；關系資本投資額（RC）采用銷售費用項目量化。

（4）組織冗余（SLACK）。借鑒解維敏等［29］、陳曉紅［37］和蔣春燕等［38］的觀點，從已吸收冗余（SLACKa）和未吸收冗余（SLACKu）兩方面衡量組織冗余，采用銷售和管理費用率衡量已吸收冗余，采用速動比率衡量未吸收冗余，并用兩者的均值衡量組織冗余。已吸收冗余量越高，表明在企業運作中，越多的冗余資源被整合利用；未吸收冗余量越高，表明企業可用于支持自身擴大再生產及實施創新舉措的自有資源越多。

（5）控制變量：企業年齡（AGE）。企業處于不同生命周期階段會具有不同的風險偏好，對創新決策及推進產生影響，本文以企業上市時間向上取整后的自然對數計算企業年齡。資產負債率（LEV）評價了企業的償債能力，不同資產負債率水平會對企業的投資決策行為產生影響。產權性質（NAT）影響著企業進行工藝創新面臨的激勵、約束、風險等因素，從而進一步作用于內部資源的相關整合配置。將產權性質作為分類變量處理，如果企業的實際控制人涉及國務院國有資產監督管理委員會、地方政府或國有企業則標記為1；否則為0。

4 結果分析

4.1 描述性統計與相關性分析

本研究變量的相關性分析結果如表1 所示，綠色工藝創新與企業績效顯著正相關（r=0.046，P＜0.1）；綠色工藝創新與人力資本（r=0.083，P＜0.01）、結構資本（r=0.079，P＜0.01）均具有正向關系，綠色工藝創新與關系資本的相關系數不具有顯著性，原因可能在于Pearson 分析方法的局限性，對多個變量環境下的相關性結果可能存在差異性，因此需要進一步驗證。此外，在1%水平上，企業智力資本及其構成要素對企業績效均具有顯著正相關關系。

表1 變量相關性分析結果

4.2 回歸分析與假設檢驗

4.2.1 主效應檢驗

為進一步驗證研究假設，使用多層次回歸分析檢驗綠色工藝創新、智力資本與企業績效間的關系，結果如表2、表3 所示。其中，模型1、模型2 用以驗證綠色工藝創新與企業績效間的回歸系數，結果可見綠色工藝創新與企業績效存在顯著的正相關關系（β=0.747，P＜0.01），即實施綠色工藝創新行為會促進企業績效提升，H1得到驗證。

表2 變量回歸分析結果

4.2.2 中介效應檢驗

根據Baron 等［39］提出的4 個條件來檢驗中介假設。首先，由主效應檢驗結果可知，綠色工藝創新正向促進企業績效的提升（β=0.747，P＜0.01）。其次，表2 中模型3 至模型5 分別檢驗綠色工藝創新對智力資本及其構成要素間的影響，結果表明綠色工藝創新對智力資本的影響為正且顯著（β=4.234，P＜0.01），H2得到驗證；綠色工藝創新對人力資本具有顯著促進作用（β=1.254，P＜0.01），H2a得到驗證；綠色工藝創新對結構資本的影響正向且顯著（β=2.823，P＜0.01），H2b得到驗證。模型6 結果表明，以關系資本作為被解釋變量時，綠色工藝創新的回歸系數不具有顯著性（β=0.151，P＞0.1），H2c不成立，再次印證了表1 中的相關結果。

表3 中，模型7 至模型10 分別檢驗智力資本及其構成要素對企業績效的影響，由結果可知智力資本（β=0.050，P＜0.01）、人力資本（β=0.179，P＜0.01）、結構資本（β=0.051，P＜0.01）對企業績效均具有顯著促進作用。模型11 結果表明在引入智力資本中介變量后，綠色工藝創新對企業績效的影響作用由0.747（P＜0.01）降為0.539（P＜0.05），表明智力資本在綠色工藝創新與企業績效之間發揮部分中介作用，H3得到驗證。模型12 結果表明引入人力資本中介變量后，綠色工藝創新對企業績效的影響作用由0.747（P＜0.01）降為0.526（P＜0.05），表明人力資本在綠色工藝創新與企業績效之間發揮部分中介作用，H3a得到驗證。模型13 結果表明引入結構資本中介變量后，綠色工藝創新對企業績效的影響作用由0.747（P＜0.01）降為0.606（P＜0.05），表明結構資本在綠色工藝創新與企業績效之間發揮部分中介作用，H3b得到驗證。

表3 中介效應分析

為進一步研究不同路徑的中介效應，采用Bootstrap 方法回歸，結果如表4 所示。其中，關系資本的置信區間為［-0.096，0.108］。綜合分析可知，本研究假設的關系資本的中介路徑不滿足檢驗條件之二，即自變量與中介變量的回歸系數應具有顯著性，且Bootstrap 結果也與之對應，因此，關系資本在綠色工藝創新與企業績效間不存在中介效應，即H3c不成立。結果還顯示人力資本發揮的中介效應值在總效應中的比重高于結構資本所占比重。出現以上結果的原因可能在于，企業由外部引入技改設備和環保工藝，短期內會強化員工的專業知識和技能水平，對企業人力資本的提升發揮正向影響；此外，引入新型綠色工藝會在一定程度上對傳統生產管理模式產生沖擊，觸發企業內部組織制度革新，優化產業結構，形成以綠色創新帶動企業可持續發展的文化氛圍，積聚企業結構資本。由于綠色工藝創新重點實施在加工制造過程，而關系資本衡量的是企業與其外部戰略合作伙伴等主體間的關系狀況，因而實施綠色工藝創新活動對關系資本水平的提升不具有顯著促進作用。

表4 Bootstrap 回歸結果

4.2.3 調節效應檢驗

綠色工藝創新、組織冗余與企業績效之間關系的檢驗結果如表5 所示（控制變量的數值略去），模型15、模型16 和模型17 分別在模型2 的基礎上加入調節變量及其交互項以檢驗顯著性。模型17 中，綠色工藝創新與未吸收冗余的交互項對被解釋變量具有正向促進作用（β=0.581，P＜0.05），驗證了未吸收冗余在綠色工藝創新和企業績效之間具有正向調節效應，即H4b得到驗證。回歸結果顯示，綠色工藝創新與已吸收冗余的交互項對被解釋變量的回歸系數不具有顯著性，表明已吸收冗余的提升對綠色工藝創新正向影響企業績效的路徑不具有調節作用，該結論與研究假設H4a相悖，原因可能在于衡量企業已吸收冗余的銷售和管理費用率是企業用于組織經營活動及銷售產品所涉及的各項經費之和占營業收入的比重，代表已被企業整合利用的資源，而綠色工藝創新是企業生產過程中的創新活動，旨在更新傳統工藝技術，該過程與銷售環節、日常管理運營環節關聯較小，因此綠色工藝創新對企業績效的促進作用不受已吸收冗余資源水平的影響。

表5 調節效應分析

4.3 穩健性檢驗

借鑒張良等［40］的方法，以凈資產收益率替換總資產收益率對原模型進行多層次回歸分析。為檢驗智力資本及其構成要素在綠色工藝創新與企業績效間的中介效應，通過對上述各模型重新回歸估計，穩健性檢驗結果如表6 所示。更換被解釋變量后，模型2′的結果表明綠色工藝創新對企業績效具有顯著促進作用（β=1.663，P＜0.01）；模型7′、模型8′和模型9′的回歸結果顯示，在加入智力資本中介變量后，綠色工藝創新對企業績效的影響作用由1.663（P＜0.01）降為1.204（P＜0.05），在加入人力資本中介變量后，綠色工藝創新對企業績效的影響作用由1.663（P＜0.01）降為1.243（P＜0.05），在加入結構資本中介變量后，綠色工藝創新對企業績效的影響作用由1.663（P＜0.01）降為1.356（P＜0.05），表明人力資本、結構資本在綠色工藝創新與企業績效間發揮部分中介效應。

表6 穩健性檢驗-中介效應回歸結果

表6（續）

表7 中，模型11′至模型13′代表在引入組織冗余作為調節變量后的回歸分析結果。模型13′在模型2′的基礎上加入未吸收冗余、綠色工藝創新與未吸收冗余的交互項，結果表明，未吸收冗余對綠色工藝創新與企業績效之間具有顯著的正向調節作用（β=0.281，P＜0.01），結果與以上研究結論一致。

表7 穩健性檢驗-調節效應回歸結果

5 結論與啟示

5.1 結論

本研究以資源基礎理論為出發點，選取我國2013—2019 年制造業上市企業有關數據，以綠色工藝創新為前置變量，綜合考慮了智力資本及其構成要素、組織冗余對企業績效的作用，構建了綠色工藝創新對企業績效的影響模型并得到如下結論：（1）綠色工藝創新能顯著促進企業績效提升；（2）人力資本和結構資本部分中介了綠色工藝創新對企業績效提升的路徑，且人力資本的間接效應比重高于結構資本，關系資本不具有中介作用。表明人力資本在企業價值提升的路徑上承載了更多的中介效應，企業應側重人力資本的培養以更好提升企業績效；（3）未吸收冗余在綠色工藝創新對企業績效的直接預測路徑上具有調節效應。由于綠色工藝創新是一種開放性變革，具有高風險、高投入等特征，企業的未吸收冗余能夠幫助企業在變化的環境中合理調度資源分配，減少環境不確定性給企業帶來的負面影響，更好地發揮綠色工藝創新對企業績效的提升作用；（4）已吸收冗余在綠色工藝創新對企業績效的直接預測路徑上不具有調節效應，原因可能在于已吸收冗余衡量的是企業在各項管理活動、銷售活動中使用的冗余資源，綠色工藝創新作為加工生產過程中的創新投入行為，對企業績效的促進過程不受已吸收冗余資源水平的調節。

5.2 啟示

在當前經濟社會全面綠色轉型的背景下，加強資源綜合利用，提升能源利用效率，全面推進清潔生產已然成為全面貫徹新發展理念，實現碳達峰、碳中和目標的頂層部署，實施綠色工藝創新也成為企業可持續發展的關鍵路徑。結合以上實證結論，為加快企業綠色創新發展、優化產業結構升級，提出以下建議：第一，企業應加大研發投入力度，提高綠色工藝創新能力。當前我國制造業企業在關鍵技術領域仍存在“重引進、輕消化吸收再創新”等問題，企業應強化自身綠色創新意識，營造良好的創新環境，加大創新投入，擁有自己的研發團隊與核心技術，構建綠色工藝創新長效機制，大力提高綠色工藝自主創新能力。第二，企業應加強智力資本開發管理，助力提升企業績效。首先，綠色工藝創新的開展離不開創新人才隊伍，企業不僅要加強知識產權保護，提高人才的創新積極性，還應完善科研人員管理和激勵體制，制定和實施創新人才引進政策，推進科技人才分配機制改革，落實股權、期權激勵和獎勵等收益分配政策，為企業綠色工藝創新奠定堅實的人才基礎。此外，企業應不斷優化結構資本，重點推進智能化、數字化賦能升級改造，由注重規模體量向建設數字化、智能化軟實力強企的思維轉變，規范企業生產流程，加強業務流程間的內部協作與外部連接，提升企業運轉效率和經濟績效。第三，企業應重視冗余資源利用，優化資源配置機制。不同類型組織冗余對企業績效作用效果不同，企業必須充分認識到已吸收冗余和未吸收冗余的特點和屬性，合理規劃與整合資源。未吸收冗余充裕的企業，應增加對當前業務之外的商業機會的搜尋與捕捉，科學合理決策，保證投入的資源與創新項目的規模、風險相匹配，提高冗余資源的利用率，保持資源配置和運用的靈活性，為企業多元化發展提供資源依托，增強創新活力，加快企業冗余資源向技術創新成果轉化。

5.3 不足與展望

由于綠色工藝創新在內化為企業異質性資源進而提升企業績效的過程中存在一定的時滯性，本研究僅對當期數據進行回歸分析，后繼可考慮時效性的影響。另外，根據本研究實證結果，智力資本在綠色工藝創新與企業績效間僅發揮部分中介作用，是否還存在其他中介路徑仍值得學者們持續關注，從而不斷豐富綠色工藝創新的研究視角。