政府大客戶綠色采購與供應商網絡“綠色牛鞭”效應研究
——壓力傳遞視角

林雯 朱朝暉 胡英杰

(1.浙江工商大學 會計學院,浙江 杭州 310018;2.浙江工商大學 工商管理學院,浙江 杭州 310018)

一、引言

為應對環境治理與經濟增長雙重壓力,截至2020年底,全球已有100多個國家和地區作出了“碳達峰”與“碳中和”承諾,并積極尋求產業綠色轉型升級以支撐綠色低碳經濟的發展。2018年,商務部、工業和信息化部等八部門共同發布的《關于開展供應鏈創新與應用試點的通知》明確提出“發揮龍頭帶動作用,加強與供應鏈上下游企業的協同和整合,促進產業節能環保、綠色發展和創新轉型”。供應鏈整體綠色轉型不僅有利于應對日益上升的環境風險,增強供應鏈穩定性,還可最大程度上提高資源利用效率,實現環境與經濟雙重效益。構建以企業為基本單位的供應鏈綠色創新體系是實現供應鏈綠色轉型升級的重要戰略路徑,但如何驅動供應鏈主體共同參與綠色創新,尚未得到充分的研究關注。

現有研究基于制度理論認為客戶壓力和環境規制壓力是企業綠色創新的主要動力來源[1,2]。與迫于環境規制壓力被動進行綠色創新以獲取“適應合法性”不同,市場綠色需求引發的客戶壓力會驅使供應商企業主動采取更高質量綠色創新戰略,從而獲得“戰略合法性”[3]。同時,客戶的環境要求和期望構成的核心規范壓力會驅動供應商實施外部綠色供應鏈管理實踐(GSCM),促使環境壓力在更上游供應商網絡擴散,影響多個主體的綠色決策。進一步地,不同于靜態的綠色供應鏈管理研究,結合系統動力學的研究表明,在供應鏈不確定因素催化下,客戶環境壓力在沿著供應商網絡層級向上傳遞過程中[4],呈現逐級放大的“綠色牛鞭”效應[5-6],從而強化供應鏈影響力。因此,尋求或培育具體的終端客戶壓力以強化綠色需求牽引,可能是通往供應鏈產業鏈整體綠色轉型升級的有效路徑。

自2003年《中華人民共和國政府采購法》首次規定政府采購應發揮環境保護作用以來,政府采購的環境影響力日益強化(1)2006年,《環境標志產品政府采購實施意見》和首批《環境標志產品政府采購清單》的頒布,打開了政府“綠色采購”的新局面。2019年,《關于調整優化節能產品、環境標志產品政府采購執行機制的通知》的出臺進一步擴大了綠色采購范圍,并在非綠色采購領域也提出了綠色環保要求。。2020年,全國政府采購規模占全國財政支出和GDP的比重分別為10.2%和3.6%;其中,強制和優先采購節能、節水產品占同類產品采購規模的85.7%,優先采購環保產品占同類產品采購規模的85.5%。2016年《工業和信息化部辦公廳關于開展綠色制造體系建設的通知》明確指出,優先把“綠色供應鏈”示范企業作為政府采購支持對象(2)“綠色供應鏈”要求企業建立以資源節約、環境友好為導向的采購、生產、營銷、回收及物流體系,推動上下游企業共同提升資源利用效率,改善環境績效。,進一步推進了其環保需求在供應鏈網絡上的擴散。政府大客戶的綠色環保需求同時具備穩定、大規模和高標準的特征,恰好彌補了我國公眾綠色消費需求質量和規模不足的短板[7]。那么,當政府部門作為終端客戶嵌入供應鏈時,能否向其供應商施加有效的客戶壓力,驅動整個供應商網絡綠色創新水平提升,同時引發“綠色牛鞭”效應呢?

目前,大多實證研究仍停留在“客戶—供應商”二元結構探討非具體化的客戶壓力對供應商綠色創新的影響,對政府大客戶這一具體壓力來源缺乏深入探究;且除少量案例研究外,鮮有實證研究就客戶壓力如何觸發供應鏈多主體綠色創新行為,并引發“綠色牛鞭”效應進行探索。為此,本文基于A股上市公司自愿披露的前五大客戶與供應商名稱,識別存在政府大客戶的供應鏈網絡,以三級供應鏈為最小分析單元,實證檢驗政府大客戶綠色采購對供應商網絡多主體綠色創新影響,及其是否呈現“綠色牛鞭”效應特征;并基于中央環保督察外生事件沖擊、供應商網絡關系持續時間探究“綠色牛鞭”效應的動力機制;進一步研究結合供應鏈關系異質性因素探究政府大客戶綠色采購對“綠色牛鞭”效應的影響差異。

本文主要貢獻如下:第一,本文基于制度理論,從客戶綠色采購的“壓力傳遞”視角出發,探討了政府大客戶這一具體利益相關者壓力對供應商綠色創新的影響,進一步豐富了綠色創新影響因素相關研究。第二,本文將研究視角從二元“客戶—供應商”關系拓展至供應商網絡多元關系,基于綠色創新這一行為決策實證檢驗了客戶壓力沿供應鏈層級傳遞并呈逐級放大的特征,為現有“綠色牛鞭”效應的理論研究提供了經驗證據。第三,本文將政府部門嵌入市場供應鏈,探究其作為供應鏈終端客戶發揮的作用,避免將其局限于實施環境規制壓力的角色,對于充分發揮政府職能,以更高效率促進綠色循環經濟建設及高質量發展具有重要現實意義。

二、文獻綜述

(一)客戶壓力與綠色創新相關研究

綠色創新是指以降低能耗、減少環境污染為目的的產品、工藝、組織創新。由于綠色創新除了具有一般創新共有的溢出效應外,還存在外部環境成本問題,其“雙重外部性”特征嚴重削弱了企業主動進行綠色創新的積極性[8]。因此首要問題是如何解決企業綠色創新的壓力來源。已有研究立足于利益相關者理論、制度理論,從“外界壓力—綠色行為”的邏輯,集中探討了政府、客戶、公眾等利益相關者的綠色環保需求形成的壓力對企業綠色創新的驅動作用[3],其中,政府環境規制壓力與客戶壓力分別形成了企業“被動”與“主動”綠色創新的關鍵力量。在我國目前以政府部門主導進行地區環境治理情境下,排污收費、環保處罰與補貼、碳交易制度等環境規制政策促使外部成本內部化,為獲取“適應合法性”,部分企業會“被動”采取與制度或社會認知相一致的“淺綠色”“低質量”綠色創新策略,卻無法主動將綠色創新作為企業戰略與建立競爭優勢相協調[3]。

隨著社會環保意識的日益提高,消費者對綠色環境友好型產品需求增加,而是否滿足其綠色環保需求直接決定了企業當期收益及未來的盈利能力,企業會從獲取“適應合法性”轉變為獲取“戰略合法性”,“主動”實施高質量的綠色創新戰略以獲取競爭優勢。由此客戶可以被認為是對組織施加最大環境壓力的主體,能有效彌補企業迫于政策強制壓力“被動”進行綠色創新的不足[9]。解學梅等(2019)[9]通過問卷調查量化了客戶壓力,實證檢驗發現其對企業綠色創新行為具有顯著的積極影響。曹洪軍和陳澤文(2017)[10]、侯艷輝等(2021)[11]認為客戶壓力作用同時受到高管環保意識、政府環境規制壓力等因素的正向調節影響。Huang等(2016)[2]基于我國中部地區6個省份共427家制造業企業的問卷調查數據,利用結構方程模型實證檢驗客戶壓力如何激勵組織提高綠色創新績效的問題,發現客戶壓力促進了企業研發投資和協作網絡,提高綠色創新績效。

(二)“綠色牛鞭”效應及其影響因素研究

以上文獻將研究視角停留在“客戶—供應商”二元結構,而“綠色牛鞭”效應相關研究則同時關注到客戶壓力在供應商網絡中傳遞與變化的特征。綠色供應鏈管理(GSCM)和供應鏈動力學兩個領域的研究與“綠色牛鞭”效應密切相關。前者探索了供應鏈網絡中客戶環境壓力的傳導機制,后者為理解壓力傳遞的動態變化本質提供了基礎。Sarkis等(2011)[12]將GSCM定義為在供應鏈管理的跨組織實踐中整合環境問題,包括企業內部實踐和與合作伙伴相關的外部實踐,外部GSCM可概括為與供應商和客戶的交易。為了解決供應鏈外部潛在的環境不合規問題,Vachon和Klassen(2008)[13]提出了兩種類型的外部GSCM實踐,即環境監督和環境協作。環境標準的采用、審計、制定合同條款等方式可實現選擇、監督供應商功能,從而傳遞環境壓力,如要求其供應商擁有ISO14001認證,否則他們無法擁有供應商資格;環境合作則致力于建立供應商的環境能力,與其合作開發環境解決方案、設計綠色產品,塑造供應鏈網絡競爭優勢[14]。Chavez等(2016)[15]、Laari等(2016)[16]認為相比強制壓力,客戶壓力是驅動和激勵企業采用外部GSCM實踐的重要先決因素。由于供應鏈網絡由多組相互關聯的節點和紐帶構成,相互依賴和連通性是供應網絡的兩個主要特征,在供應鏈終端客戶壓力驅使下,GSCM行為會從供應鏈內一個二元關系傳播到相鄰二元關系,由此,供應鏈終端客戶環境壓力得以在供應鏈網絡中傳播[17]。

然而,不同于GSCM關于壓力傳遞的靜態觀點,供應鏈動力學相關研究從動態的角度強調了買家和供應商的行為,如典型的“牛鞭效應”。由于客戶與供應商的信息不對稱與協調不足,供應商在進行需求預測、批量訂購、短缺博弈等方面放大了客戶對貨物的需求量,導致訂單的繁榮和蕭條會隨著供應鏈層級向上出現振蕩和放大,形成“牛鞭效應”,造成庫存或產能過剩,有效需求得不到滿足[18]。Lee等(2014)[5]基于GSCM和供應鏈動力學,提出了“綠色牛鞭”效應:即為應對消費者或監管環境壓力,緩沖供應商由于技術風險、機會主義、時間安排的不確定性引發的協調性風險,如供應商隱瞞產品設計所必需的化學成分等專有信息;或因能力有限而推遲實施相應環境標準,企業可能向上游供應商提出更嚴格的環保要求或將供應商的遵守期限提前。最終使得客戶環境壓力從供應鏈一個層次流向上一個層次時呈現逐級放大的效應。不同于傳統“牛鞭效應”的消極影響,“綠色牛鞭”效應是企業通過GSCM,向其供應商提出更高環境標準而有意引發的現象。Seles等(2016)[6]則進一步發現企業在供應鏈中的位置對“綠色牛鞭”效應有重要影響,距離終端客戶越遠,企業越有可能對環境壓力做出更強烈的反應,從而采取更復雜的綠色供應鏈管理實踐,向上放大下游環境壓力。

由于規范性制度壓力往往比強制性壓力更能有效地采用GSCM實踐,因此,客戶壓力也能更好地促進“綠色牛鞭”效應[6]。同時,類似于代理理論,買方與供應商之間的關系反映了相對權力大小、供應商的可替代性和相互依賴性,不同關系情境下供應商可采用不同方式響應客戶環境壓力,從而實現不同程度的“綠色牛鞭”效應[5,19]。當客戶在其所在供應鏈中具有較高權力時,可以替換不能滿足其較高環境標準的供應商,從而最大化地實現“綠色牛鞭”效應;相反,當其對其供應商缺乏影響力時,可能遭到供應商的抵制,從而放棄更高環境標準,不能實現“綠色牛鞭”效應。除了以上極端狀態外,更多的是協商與合作狀態,協商即允許供應商對初始提出的嚴格水平進行一些調整;合作則需要客戶積極投資,以開發供應商的新能力,從而實現一定程度的“綠色牛鞭”效應[5]。

(三)研究評述

從現有研究內容上看,“客戶壓力驅動綠色創新”“壓力傳遞的‘綠色牛鞭’效應”仍然屬于兩個割裂的領域,當客戶壓力沿著供應鏈傳遞時,能否驅動供應商網絡多主體綠色創新行為,并引發“綠色牛鞭”效應呢?現有研究大多關注抽象的客戶壓力對單一企業綠色創新的促進作用,并且關于終端消費者客戶與企業客戶兩種類型未做出詳細區分。終端消費者群體分布廣泛,需求規模大,其綠色環保需求是環境壓力的源頭;企業客戶是環境壓力在供應鏈傳遞的主要載體,因此又必須尋求具體的供應鏈終端壓力,驅動供應鏈整體創新[4]。從研究方法上看,已有研究大多通過問卷調查、案例、演化博弈分析等方法對上述兩大領域的內容進行了研究[9,11],限于數據可得或度量合理性等技術方法,缺乏對大規模實證研究的關注。在以上研究背景下,本文關注到政府部門通過采購嵌入市場供應鏈這一重要力量。

不同于普通市場消費者與企業客戶,政府大客戶的采購行為旨在通過市場機制激發綠色環保需求,引導企業綠色發展,從而承擔一定的環境保護職能。基于中觀地區政府采購數據的研究發現,政府采購能發揮地區節能環保效應[20];微觀層面研究發現,政府節能采購顯著減少了企業污染排放,增加企業環境治理投入[21]。但鮮有研究基于供應鏈網絡視角探究政府大客戶綠色采購的壓力傳遞作用。為此,本文將政府大客戶視為供應鏈終端客戶,理論分析并實證檢驗政府大客戶綠色采購引發的綠色創新壓力傳導機制和特征,以彌補現有研究不足。

三、理論推理與假設提出

(一)政府大客戶綠色采購壓力與供應商網絡的“綠色牛鞭”效應

制度主義理論認為,企業同時處于社會網絡與激烈競爭環境中,必須通過滿足外部利益相關者的需求或期望以獲取社會網絡中相應資源,來提高競爭力從而持續發展。因此,客戶綠色需求偏好會形成相關壓力深刻影響企業綠色創新決策[22]。政府大客戶依托于國家信用與財政支撐,具備采購需求量大、采購周期穩定,信用良好等特點,能有效降低其供應商融資約束程度、提高其資本市場估值水平[23-25]。因此,與普通客戶相比,政府大客戶可為其供應商發展提供增量優質稀缺資源。

同時,為實現產業綠色轉型升級和經濟高質量發展,政府采購被賦予的環境保護職能日益強化,綠色需求質量逐漸提高。如政府大客戶在現有的節能環保產品基礎之上,會提前設定更高的技術規格以持續降低產品使用過程中能源消耗與環境污染;在非綠色采購領域,政府大客戶依據相關國家、行業或團體標準(3)詳見2019年財政部、發展改革委等四部門聯合發布并實施的《關于調整優化節能產品、環境標志產品政府采購執行機制的通知》。,綜合考慮節能、節水、低碳等環保因素增加綠色采購要求,推廣綠色產品的使用[26-27]。除了對產品具有綠色要求外,政府大客戶還會考核供應商生產過程中環境責任履行情況,確保其生產工藝符合綠色供應商標準。在政府大客戶綠色采購壓力持續上升的情況下,供應商更可能持續進行綠色領域而非普通領域的研發投入,以維系政府大客戶這一稀缺資源,保持競爭優勢地位。此外,政府大客戶對綠色產品強大的購買力可引導綠色消費理念更廣泛地傳播,驅動其他消費主體對綠色產品和服務的需求,由此擴大了綠色產品市場增長空間[21]。供應商為持續擴大市場份額,獲取“戰略合法性”,更有可能主動采取綠色創新戰略。

由于最終產品的形成是供應鏈分工合作的結果,供應鏈每個層級所在的企業都貢獻了相應的技術投入,以供應鏈網絡為依托的創新而非單一主體的創新才能持續創造競爭優勢[28-31]。如原材料或零部件等中間產品是實現產品綠色化的重要組成部分,處在價值鏈上游的供應商在關鍵零部件上擁有更多和更全面的異質性知識,因此,政府大客戶的一級供應商會在自身投入綠色創新資源基礎上,通過外部GSCM方式,包括綠色采購、供應商審查考核、研發合作等方式將終端政府大客戶的部分環境要求轉化為客戶壓力傳遞至上游供應商網絡,從而促進供應商網絡的綠色創新。此外,各地政府陸續出臺相應政策,提出政府采購將為實施綠色供應鏈管理、供應鏈環境績效較好的企業提供更多的支持(4)天津市是我國最早開展綠色供應鏈管理試點工作的城市,2014年出臺了《天津市綠色供應鏈產品政府采購管理辦法》,以進一步發揮政府采購的政策功能作用,推動綠色供應鏈的發展。東莞印發《東莞市綠色供應鏈環境管理試點工作方案》,對綠色供應鏈管理試點工作進行總體部署,重點圍繞政府綠色采購、綠色采購商計劃、綠色供應鏈管理服務平臺、綠色供應鏈管理技術體系等開展相關工作。;并向市場公開獲得政府訂單的企業信息,促使供應鏈信息曝光等,以上將進一步促進一級供應商采取監督或者合作的方式,向上游供應商網絡施加環保壓力,增加供應鏈整體綠色創新水平,從而維持與政府大客戶良好的客戶關系。由此提出假設1a。

H1a政府大客戶的綠色采購壓力能夠促進供應商網絡的綠色創新。

進一步地,“綠色牛鞭”效應認為,為應對供應鏈協調風險,如供應商技術風險、機會主義行為、時間安排不確定等風險因素,供應鏈主體將其下游的環境要求向上游傳遞時會更加嚴格,以防供應商在某種程度上的標準偏離[5,6]。具體地,一級供應商可能向二級供應商提出高于政府大客戶規定的環境標準;或者規定二級供應商在更早的日期前達到相應的環境標準。當二級供應商研發能力有限或者提出異議時,一級供應商可能直接更換供應商,或與其協商確定適當提高環境標準,或與供應商共同研發以提高供應商綠色創新水平,從而達到高于政府大客戶要求的環境標準。同理,二級供應商將部分產品或材料標準向上游傳遞,為了預防其上游供應商技術或機會主義等不確定因素,會放大下游一級供應商環保壓力。因此,隨著供應鏈層級的上升,綠色環保壓力呈現逐級增強的特征。由于距離終端客戶越遠,供應商越不可能清楚了解供應鏈條上每個層級的具體需求,因此,當被放大的環境壓力到達較高層級供應商時,越有可能對環境壓力做出更積極的反應,從而導致一定時間內,高層級供應商綠色創新水平的提升幅度增大,即隨著供應鏈層級上升呈現“綠色牛鞭”效應。為此,提出假設1b。

H1b政府大客戶綠色采購壓力傳導機制對供應商網絡具有“綠色牛鞭”效應。

(二)“綠色牛鞭”效應的動力機制

由以上分析可知,在供應鏈終端環境壓力和供應鏈不確定因素雙重驅動下形成了“綠色牛鞭”效應。因此,本文將從以上兩個維度來檢驗“綠色牛鞭”效應的動力機制。一方面,當新法規頒布、行業丑聞沖擊等事件驅動終端環境壓力升級時,變化的偶發性性質會促使一級供應商提高對市場終端經營風險的評估。為相應地提高供應鏈風險承擔能力,一級供應商將實施更嚴格的外部GSCM以應對上游供應商不確定因素,從而更好地適應動態變化的終端客戶壓力,由此加劇“綠色牛鞭”效應[5]。2016年,我國開始在全國范圍開展首輪中央環保督察,通過問責、處罰、整改等負向激勵的方式,進一步強化了地方政府環境治理壓力,促使其采取更加多樣化的治理手段,以克服企業環境治理領域的難題[32]。如已有研究發現繼中央環保督察沖擊后,除了命令控制型工具被更嚴格執行外,旨在實現可持續治理的非管制型政策工具的運用范圍也逐步擴大;中央環保督察為政府采購、排污權交易、環境影響評價等多元治理體系發展提供了外驅動力[33,34]。由此,預計在中央環保督察行動沖擊下,政府大客戶綠色采購會承擔更多的環境保護職能,更加嚴格遵守綠色采購標準,使得一級供應商形成未來環保標準持續上升的風險預期,為其向上游傳遞更嚴格的環保標準,加劇供應商網絡的“綠色牛鞭”效應提供了供應鏈終端動力。由此提出假設H2a。

H2a在中央環保督察事件沖擊下,政府大客戶綠色采購對供應商網絡的“綠色牛鞭”效應顯著加強。

另一方面,即使供應鏈終端環境壓力未發生改變或處于較低水平,當一級供應商與上游供應商之間的信息不對稱問題較為嚴重時,為防止上游供應商隱瞞產品專有信息、延遲實現客戶環境標準等不確定因素引發的負面影響,一級供應商具有更大動力向上游傳遞更高環境標準以緩解對供應商不確定因素的擔憂,從而強化“綠色牛鞭”效應。已有研究認為供應鏈關系持續時間與雙方信息不對稱程度密切相關[35]。在關系初期,一級供應商通過一定篩選流程確定二級供應商,但由于此時的信息較不完備,雙方信任程度較低,因此預計一級供應商具有較大動力增加GSCM,從而強化“綠色牛鞭”效應。當上下游供應商關系持續時間較長時,雙方信息不對稱程度進一步降低,且長時間的關系存續表明后續增量信息的出現并未使一級供應商推斷出影響現金流風險的二級供應商屬性,供應商質量得到了認證。由此,一級供應商對上游供應商信任水平提升,可以適當減少監督和討價還價成本[36],從而減弱提高環境標準的動機,弱化“綠色牛鞭”效應。由此提出假設2b。

H2b當供應商網絡關系持續時間較短時,政府大客戶綠色采購對供應商網絡的“綠色牛鞭”效應顯著加強。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文基于上市公司披露的客戶、供應商相關信息挖掘政府大客戶所在的供應鏈網絡,采用多元回歸模型實證檢驗政府大客戶綠色采購對其供應商網絡的綠色創新影響。為保證充分的樣本數據,本文借鑒Wilhelm(2016)[37]的分析方法,將三層供應鏈結構視為最小分析單位,由一級、二級供應商構成供應商網絡。由于2007年之前大部分企業都未公開披露前五大客戶、供應商名稱信息,因此本文選取2007—2020年作為研究時間段。客戶、供應商名稱及相關財務數據來源于國泰安(CSMAR)數據庫,綠色專利申請數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)。對樣本處理如下:(1)刪除金融和保險類公司;(2)刪除了財務和公司治理數據缺失的公司;(3)刪除了ST類公司;(4)對主要連續變量進行了1%水平的Winsorize處理。

(二)模型設定與變量度量

基準回歸模型如式(1)所示,其中,Green表示供應商網絡(包括一級、二級供應商)的綠色創新代理變量。借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)[38]的研究,將綠色發明專利和綠色實用新型專利申請數量之和加1后取自然對數獲得GreenExt度量供應商綠色創新總體水平;同時,將綠色發明專利申請數量加1后取自然對數獲得GreenDep衡量供應商綠色創新質量。

Gov表示供應商所處的三層供應鏈終端是否存在政府大客戶。首先通過篩選、整理上市公司年報中披露的前五大客戶、供應商名稱,確定三層供應鏈結構,包括終端客戶、一級供應商與二級供應商,其中一級、二級供應商均為上市公司;其次,借鑒竇超等(2020)[23]、張沁琳和沈洪濤(2020)[39]的研究,手工搜集整理確定三層供應鏈結構終端客戶是否為各級國家機關、事業單位或團體組織,若是,則表明三層供應鏈終端存在政府大客戶,Gov取值為1,否則為0。若式(1)中β1為正且顯著,表明政府大客戶能促進供應商網絡的綠色創新,假設1a成立。

調節效應模型式(2)中,Tier表示供應商所處的供應鏈層級,若其處于供應鏈第二層級,即為一級供應商,則其Tier取值為0,若其處于供應鏈第三層級,即為二級供應商,則其Tier取值為1。若β2為正且顯著,表明隨著供應鏈層級的上升,政府大客戶壓力促進供應商綠色創新效果更顯著,其壓力呈現逐級放大的“綠色牛鞭”效應,假設1b成立。

Greeni,t=β0+β1Govi,t+βnControlsi,t+∑Year+∑Industry+ε

(1)

Greeni,t=β0+β1Govi,t+β2Govi,t×Tieri,t+β3Tieri,t+βnControlsi,t+∑Year+∑Industry+ε

(2)

考慮到公司及城市層面的其他因素同時會對企業綠色創新有所影響,借鑒李青原和肖澤華(2020)[40]、徐佳和崔靜波(2020)[41]的研究,本文選取了總資產收益率、企業規模、資本結構、企業成長性、現金流水平、資本密集度、管理層激勵、股權性質、環境規制強度、人均GDP、外商投資占比作為控制變量以避免出現嚴重遺漏變量偏誤問題,變量的具體定義如表1所示。

表1 變量定義

五、實證分析

(一)描述性統計

如表2所示,供應商網絡綠色創新總體水平GreenExt的均值為0.84;供應商網絡綠色創新質量的均值為0.53,低于供應商網絡綠色創新總體水平。供應商網絡綠色創新質量GreenDep的中位數0,遠小于均值,表明大部分供應商還未有綠色發明專利申請,我國企業整體綠色創新質量較低。自變量Gov的均值為0.19,即全樣本中有19%的三層供應鏈網絡中存在政府大客戶,說明政府大客戶對供應商網絡的生產經營產生較為廣泛的影響。

表2 描述性統計結果

(二)基準回歸分析

基準回歸結果如表3所示,列(1)中Gov的系數為正均在1%水平上顯著,表明在政府大客戶綠色采購壓力能促進供應商網絡的綠色創新總體水平,同時,列(2)中,Gov的系數也為正且在1%水平上顯著,表明在政府大客戶綠色采購壓力能增加供應商網絡的高質量綠色創新,本文假設1a成立。

表3 主效應與調節效應回歸結果

進一步地,區分供應商所在供應鏈網絡層級后發現,如列(3)、列(4)所示,Gov的系數仍為正且分別在5%、1%水平上顯著,Gov×Tier的系數為正且分別在10%、1%水平上顯著,說明在政府大客戶綠色采購壓力下,二級供應商綠色創新的水平和質量的提升幅度顯著高于一級供應商,即隨著供應鏈層級的上升,供應鏈終端政府大客戶壓力向上游逐級傳遞時被放大,更能顯著影響上游供應商綠色創新總體水平和質量的提升,政府大客戶綠色采購壓力傳導機制對供應商網絡具有“綠色牛鞭”效應,與本文假設1b相符。

(三)穩健性分析

1.替換被解釋變量的度量方法

以二級供應商綠色創新總體水平(質量)與一級供應商綠色創新總體水平(質量)的比值度量上下游綠色創新相對水平Green_RE(質量Green_RD),若政府大客戶綠色采購壓力回歸系數為正且顯著,表明在政府大客戶壓力下,上下游綠色創新相對水平Green_RE(質量Green_RD)上升,即上游供應商綠色創新水平(質量)的變化幅度大于下游供應商,政府大客戶綠色采購壓力傳導機制對供應商網絡具有“綠色牛鞭”效應。回歸結果如表4所示,雖然在列(1)中,Gov的系數不顯著,但在列(2)中,Gov的系數在10%水平上顯著為正,即在政府大客戶綠色采購壓力下,二級供應商的綠色創新質量提升幅度高于一級供應商,使得兩個層級供應商的綠色創新相對質量Green_RD顯著上升,表明政府大客戶壓力存在“綠色牛鞭”效應。

表4 替換被解釋變量回歸與Heckman兩階段模型檢驗結果

2.Heckman兩階段模型

由于客戶、供應商信息仍屬于上市公司自愿性披露的范疇,本文的研究設計可能存在樣本選擇偏差問題,為此,本文借鑒唐松和謝雪妍(2021)[29]的研究,采用Heckman兩階段模型以緩解該問題。首先在第一階段中,將“是否披露主要客戶或供應商信息”作為被解釋變量(Disclosure),若披露,Disclosure取值為1,否則為0;將企業規模(Size)、資本結構(Lev)、總資產收益率(ROA)、企業成長性(Growth)、是否為國企(SOE)作為自變量,采用Probit模型進行回歸。然后將第一階段估計的逆米爾斯比率(IMR)放入模型式(1)中進行第二階段的回歸。結果如表4所示,第二階段列(4)、列(5)中,Gov的系數仍然為正且在1%水平上顯著,表明政府大客戶綠色采購能顯著促進供應商網絡的綠色創新水平和質量的提升。列(6)、列(7)中,Gov×Tier的系數為正且分別在10%、1%水平上顯著,說明供應鏈終端政府大客戶壓力向上游逐級傳遞時被放大,更能顯著影響上游供應商綠色創新總體水平和質量的提升,具有“綠色牛鞭”效應。以上結果說明在考慮了樣本選擇偏差后,本文研究結論仍具有較高穩健性。

3.工具變量法

由于政府大客戶承擔環境保護職能,從而向供應商施加壓力促進其綠色創新,但也可能綠色創新水平較高的企業獲得了政府大客戶訂單,該反向因果關系會對本文結論產生重要影響。為進一步緩解該內生性問題,本文借鑒李唐等(2020)[42]的處理方法,將是否存在政府大客戶(Gov)與同一行業和地區供應商的該變量均值差額的三次方(IvGov)作為工具變量。同時,運用模型式(3)檢驗工具變量是否滿足排他性約束要求,若估計系數β2表現為無顯著影響,則工具變量將與基準計量模型的擾動項不相關,滿足排他性約束要求。

第一階段回歸結果如表5列(1)所示,工具變量IvGov的系數為正且均在1%水平上顯著,F統計量遠大于經驗規則值10,表明工具變量滿足相關性條件,不存在弱工具變量問題。第二階段回歸的估計結果如列(2)、列(4)所示,解釋變量Gov的系數為正且在1%水平上顯著,工具變量排他性約束檢驗如列(3)、列(5)所示,只有解釋變量Gov的系數為正且顯著,而工具變量IvGov的系數均不顯著,表明工具變量滿足排他性約束要求,只能通過核心解釋變量即Gov影響企業綠色創新總體水平和質量,并不存在其他途徑。以上說明工具變量選取有效,本文結論依然穩健。

表5 工具變量法檢驗結果

Greeni,t=β0+β1Govi,t+β2IvGovi,t+βnControlsi,t+∑Year+∑Industry+ε

(3)

(四)“綠色牛鞭”效應的動力機制研究

1.供應鏈終端壓力驅動:中央環保督察沖擊與“綠色牛鞭”效應

為檢驗供應鏈終端壓力上升能否進一步驅動“綠色牛鞭”效應,本文以中央環保督作為外生事件沖擊,采用DID模型觀察該沖擊引發政府大客戶壓力上升情境下“綠色牛鞭”效應的變化。中央環保督察組于2016—2017年期間,在全國各省份分五批次進行督察,為此本文選取政策實施前后各三年,即2013—2020年作為研究時間段。首先,關于處理組虛擬變量Treat的取值方法上,預計在中央環保督察沖擊下,供應鏈終端擁有政府大客戶的供應商的綠色創新壓力將顯著上升,故該類供應商的Treat取值為1。雖然各省份督察時點不一致但是相隔時間較近,為此在2017年當年及之前年份,時間虛擬變量Post取值為0,之后年份取值為1。回歸結果如表6所示,列(1)、列(2)中,Treat×Tier的系數為正且分別在10%和1%水平上顯著,表明“綠色牛鞭”效應存在,同時Treat×Tier×Post的系數分別為0.52、0.46,且在5%水平上顯著,表明中央環保督察沖擊后供應鏈終端政府大客戶綠色采購壓力得到強化,為一級供應商向上游傳遞更多綠色環保需求提供了動力,進一步提升了供應商網絡的“綠色牛鞭”效應,與本文假設2a相符。

2.供應鏈信息不對稱驅動:供應商網絡關系持續時間與“綠色牛鞭”效應

由于一級與二級供應商關系持續時間會顯著影響一級供應商與二級供應商之間的信息不對稱程度,為檢驗供應鏈信息不對稱引發的供應商對上游不確定因素的擔憂,從而驅動“綠色牛鞭”效應,本文將檢驗一級與二級供應商關系持續時間對政府大客戶綠色采購壓力引發“綠色牛鞭”效應的調節效應。回歸結果如表6所示,Stable為一級與二級供應商關系持續時間虛擬變量,當一級與二級供應商關系持續時間大于中位數時,Stable取值為1,否則為0。在列(3)、列(4)中,Gov×Tier×Stable的系數為負且均在5%水平上顯著,表明當一級與二級供應商關系持續時間較短時,“綠色牛鞭”效應較為明顯,隨著供應商關系持續時間的增加,“綠色牛鞭”效應被削弱,即供應商之間關系的穩定降低了雙方信息不對稱程度,減少了一級供應商對上游供應商不確定因素的擔憂,向上游傳遞增量壓力的動力減弱,與本文假設2b相符合。

六、進一步研究

(一)二級供應商相對議價能力(5)篇幅有限,本部分回歸結果未列未,留存備索。

Lee等(2014)[5]認為買方與供應商之間的關系具有差異性,可反映雙方相對權力大小、供應商可替代性和相互依賴性。在不同關系情境下,供應商可采用不同方式響應客戶環境壓力,從而實現不同程度的“綠色牛鞭”效應。當二級供應商相較于一級供應商而言議價能力較高時,二級供應商更有可能拒絕履行一級供應商環保標準,或者與其討價還價,降低一級供應商最先提出的環保標準,從而削弱“綠色牛鞭”效應。本文借鑒Dai等(2020)[43]的研究,以一級供應商所在行業的赫芬達爾指數來衡量其行業競爭激勵程度,從而推斷上下游之間相對議價能力。當一級供應商的赫芬達爾指數低于中位數時,表明其所在行業競爭較為激勵;相對地,其二級供應商議價能力較高,虛擬變量Bargain取值為1,否則取值為0。回歸結果顯示,當二級供應商相較于一級供應商而言議價能力較強時,會抑制其實現一級供應商提出的高環保需求,減少綠色創新,從而削弱“綠色牛鞭”效應。

(二)供應商網絡的地理距離

由于綠色創新代表了技術前沿,采用綠色創新戰略的組織面臨著巨大的市場和技術不確定性,外部知識對于綠色創新似乎比其他類型的創新更重要[2]。隨著交通和數字化的快速發展,供應鏈上下游之間的信息溝通成本快速降低,但與創新相關的異質性知識仍然屬于難以以書面或電子等方式存儲、轉移給他人的軟信息,該類信息的交互要求上下游企業頻繁地、現場面對面地交流[44]。當一級供應商與二級供應商之間的地理距離較遠時,會增加綠色創新知識的溝通交流成本,可能削弱二級供應商綠色創新能力,從而阻礙“綠色牛鞭”效應的發揮。借鑒楊金玉等(2022)[45]的研究,設置供應鏈地理距離虛擬變量Distant表示一級供應商與二級供應商之間地理距離。具體地,通過供應商注冊地址取其經緯度信息,并計算一級二級供應商間的地理距離,若兩者之間地理距離大于中位數,則Distant取值為1,否則為0。回歸結果說明,當供應商網絡之間的距離增加時,確實阻礙了上下游企業之間的軟信息的交換,從而削弱了“綠色牛鞭”效應。

七、結論與建議

本文基于上市公司披露的前五大客戶與供應商信息,以三層供應鏈結構為最小分析單位,從客戶壓力傳遞視角出發,實證檢驗了政府大客戶綠色采購壓力對供應商網絡的綠色創新影響。結果發現,政府大客戶綠色采購壓力能有效促進供應商網絡的綠色創新,且隨著供應鏈層級的上升,政府大客戶綠色采購壓力呈現“綠色牛鞭”效應,即對上游供應商綠色創新水平提升幅度大于下游供應商。動力機制分析表明,中央環保督察沖擊與較短的供應商網絡關系顯著增加了終端政府大客戶壓力與供應鏈信息不對稱,從而加強了“綠色牛鞭”。異質性分析發現,二級供應商相對議價能力越強,與一級供應商地理距離越遠,越會顯著削弱“綠色牛鞭”效應。

不同于制度理論下客戶壓力與供應商綠色創新的靜態二元關系研究,本文結合了綠色供應鏈管理、供應鏈系統動力學等相關領域研究,將研究主體拓展至供應鏈網絡上的多元主體,探究客戶壓力的動態變化,為提升供應鏈整體創新提供了新的研究視角。基于以上研究發現,本文提出以下建議:第一,持續擴大現有政府綠色采購范圍。在現有節能環保產品品目清單的基礎上持續增加循環、低碳等綠色產品品目,對于未列入品目清單的產品類別,盡可能提高綠色環保標準,促進綠色產品推廣應用。第二,在政府采購體系中,建立綠色供應鏈評價框架,助力政府部門快速合理篩選具有高綠色供應鏈管理水平的的供應商,同時增加企業綠色供應鏈相關信息披露要求,強化政府采購壓力對供應商網絡的“綠色牛鞭”效應。第三,中央環保督察工作中可聯合相關主管部門加強對各地方政府采購的監督,重點關注在強制采購和優先采購過程中是否嚴格設定采購標準,是否存在招標不規范等問題。第四,對于供應商網絡體系較為穩定的一級供應商持續增加綠色采購壓力,充分發揮其放大壓力傳遞的功能,避免成熟網絡的“綠色牛鞭”動力不足;完善產業鏈上游層級的競爭機制,提升下游綠色壓力轉化為綠色創新的效率。