供應鏈數字化、綠色創新質量與環境績效市場競爭的調節作用

Digitalization of Supply Chain， Green InnovationQuality and Environmental Performance：The Moderating Effect of Market Competition

Rabia Turson QI Yingwei LYU Genrong （School of Business Administration， Xinjiang University of Finance and Economics，Urumqi 83Ool2，China）

Abstract： China's economy is developing rapidly，and environmental problems are frequent. This article is based on the stakeholder resource-based view， starting from the perspective of the supply chain，using data from Chinese A-share manufacturing listed companies from 2Ol3 to 2022 as samples，to study the mechanism of the relationship between supply chain digitization and environmental performance. The research results indicate that digitalization of the supply chain significantly improves the environmental performance of enterprises； Digitalization of the supply chain improves the quality of green innovation，thereby enhancing the environmental performance of enterprises； The degree of market competition can positively regulate the relationship between supply chain digitization and corporate environmental performance.In heterogeneity analysis，it was found that supply chain digitization has a more significant promoting effect on environmental performance in state-owned enterprises and high-tech enterprises.This study aims to provide assistance for enterprises to improve their environmental performance.

Key words： digitalization of supply chain； environmental performance； green innovation quality； market competition

1 理論推導與假設提出

1.1供應鏈數字化與環境績效

利益相關者資源基礎觀（StakeholderResource-BasedView）將資源基礎理論（Resource-BasedView，RBV）擴展到組織與其利益相關者之間的關系。該理論的核心觀點是提出企業的利益相關者關系構成了一種戰略資源，通過滿足RBV的價值（Value）、稀缺性（Rarity）、不可模仿性（Imitabil-ity）組織（Organization）可以幫助企業獲得競爭優勢，并最終提高其績效[1。不同于側重組織內部流程的數字化轉型，供應鏈數字化轉型必然與內外部因素相互作用，不是一個獨立的過程2。企業間的聯動建立起企業與供應鏈上利益相關者間的緊密關系，而這種緊密關系作為一種有雙向流動價值、可持續且難以模仿的資源，為企業帶來了競爭優勢。供應鏈數字化為企業帶來的競爭優勢將有助于提升企業環境績效，主要表現在以下幾個方面：

一方面，供應鏈數字化使得供應鏈的可追溯性和透明度得到了極大提升[3，建立起基于數據的“監督鏈”。供應鏈數字化能夠借助現代數字技術，為上下游企業就環境問題開展合作創造條件[4]，當供應鏈環節出現環境問題時，基于數據的監督鏈可以精準定位鏈上問題點和責任方，進而督促相關方對生產經營活動進行調整，滿足政策法規、外部利益相關者對企業提出的環境要求，提高供應鏈各環節企業的環境表現。另一方面，供應鏈數字化有助于幫助企業構建綠色供應鏈，進而提高企業的環境績效。供應鏈數字化通過即時的數據共享和信息流通，能夠減少企業在尋找符合自身綠色標準的合作伙伴時所需的信息搜集成本，實現綠色采購，同時能夠激勵合作企業采取更可持續的生產方式。

由此可見，供應鏈數字化有助于幫助企業構建綠色供應鏈，進而提高企業的環境績效。綜上，本文提出如下假設：

H：供應鏈數字化能夠提升企業環境績效。

1.2 綠色創新質量的中介作用

1.2.1供應鏈數字化與綠色創新質量

相較于綠色創新數量，綠色創新質量更側重于綠色創新的實際成效和高水平。綠色創新具有高度的不確定性[5]，供應鏈數字化使企業能夠更好地連接消費者和供應商，獲取上游的環保材料信息以及下游的環保需求信息，進而提高綠色創新的針對性[。其次，建立在溝通與信任基礎之上的多元化供應鏈體系中，知識創造、流通、傳遞和溢出等過程有可能帶來超出簡單相加的創新成果，即實現 1+ 1gt; 2\"的效果，提升創新質量。數字技術助力企業跨越了傳統的技術障礙，與其他節點企業的高效溝通和交流，推動創新相關信息、知識和技術在供應鏈中的有效流動。這種流動將基于供求關系沿著供應鏈擴散，引起供應鏈上其他企業綠色創新能力的提升，而其他企業在此基礎上進行的二次創新，反向影響核心企業的創新能力，實現供應鏈成員價值共創，提升綠色創新質量。

在較高的綠色創新質量下，企業擁有更先進的綠色技術，這些技術可以直接作用于部分污染物排放8，達到更好的污染治理效果，在更大程度上提高了環境質量。另一方面，綠色創新質量越高，生產效率越高，能源等要素投入越少，有助于減排。即綠色創新技術變革通過優化資源配置降低環境負載，減少能源消耗[9-10]，從根本上增強了資源的利用效率，進而降低了生產成本和環境治理的開支，提升了企業的利潤空間，而這部分新增利潤可以再投入到污染控制和清潔能源的使用上，從而推動企業進入一個可持續的綠色良性循環。

上述分析顯示，供應鏈數字化可以提高綠色創新質量進而影響其環境績效，綠色創新質量在供應鏈數字化和環境績效之間可能發揮中介作用。因此，本文提出研究假設2。

：綠色創新質量在供應鏈數字化與企業環境績效之間發揮著重要中介作用。

1.3 市場競爭的調節作用

供應鏈數字化對提升環境績效的影響受到資源配置效率的限制，市場競爭作為企業資源配置的關鍵因素，主要通過競爭激勵和外部監管機制來調節企業的資源分配及其效率[1]，進而調節供應鏈數字化對提升環境績效的實際影響。

具體而言，市場競爭中的激勵和懲戒機制推動企業改善資源分配，從而強化了供應鏈數字化對提高環境績效的貢獻。在競爭激烈的市場中，企業的任何環境問題都可能被媒體和公眾放大，導致聲譽損失和市場份額下降。供應鏈數字化提高了透明度，使企業能夠更好地管理環境風險，減少因環境問題受到的懲罰。其次，在競爭激烈的市場中，消費者對企業的環保行為和環境績效有更高的期望，供應鏈數字化使企業能夠更快速地響應這些需求，提供更環保的產品，從而獲得市場獎勵。此外，市場競爭中的規范機制推動企業追求技術進步，以改善資源分配，進而增強環境績效。

綜上所述，市場競爭通過其獎懲機制和外部治理機制，激勵企業積極參與供應鏈數字化進程，能夠進一步提高環境績效。因此市場競爭強度可能是推動供應鏈數字化影響企業環境績效提升的關鍵環境因素。基于上述分析，提出如下假設。

H：市場競爭對供應鏈數字化與環境績效之間的關系具有正向調節作用。

2 研究設計

2.1 數據來源與樣本選擇

本文以2013一2022年間的A股制造業上市公司為研究樣本，并作如下篩選：（1）剔除ST和 企業；（2）剔除數據缺失的企業；（3）對變量進行1% 和 99% 的縮尾處理。最終本文獲得27341份樣本。本文綠色專利數據來源于國家知識產權局，其他變量均來源于CSMAR數據庫及CNRDS數據庫。所有連續變量均進行了 1% 的Winsorize處理。

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

企業環境績效 （E P） 。本文參照曲昱曉（2023）的研究，利用CSMAR的ENV數據庫并采用綜合評分的方法來構建企業環境績效 （E P） 指標。環境績效指標由以下部分組成：（1）企業是否具有環保理念；（2）是否有環境保護目標；（3）是否采用了環境保護管理制度；（4）是否進行過環境保護教育培訓；（5）是否有環境保護專項行為；（6）是否采用環境事件應急機制；（7）企業是否有“三同時\"制度；（8）是否獲得過環境保護方面的榮譽或獎勵；（9）企業是否通過了ISO14001認證。企業每滿足上述項目得1分，不滿足得0分，將加總得分作為企業環境績效的代理變量。

2.2.2 解釋變量

供應鏈數字化（TreatXTime）。本文參考張樹山等[13]與劉海建等[4的研究，將供應鏈創新與應用試點工作視為一次外生沖擊，構建分組虛擬變量Treat與時間虛擬變量Time的交互項衡量供應鏈數字化。當企業屬于供應鏈創新與應用試點企業時，Treat取值為1，否則取值為O。當樣本在2018年及之后時，Time取值為1，否則取值為0。

2.2.3 中介變量

綠色創新質量（Iva）。相較于綠色實用新型專利，綠色發明專利更能準確地體現企業的創新能力和創新成果的質量[14-15]。因此，本文借鑒了王馨等（2021）[16的研究成果，用綠色發明專利的申請量Inoa作為衡量企業綠色創新質量的指標。

2.2.4 調節變量

市場競爭（MC）。現有文獻主要以赫芬達爾指數[17]產品市場規模與競爭對手數量的比率[18]市場份額與競爭對手數量的比率[19等指標測度企業市場競爭程度。赫芬達爾指數（HHI）能有效反映企業的市場份額集中度，被廣泛用作評估市場競爭強度的標準20，計算方法為行業內每家公司的市場份額的平方求和。為了直觀反映市場競爭的強度，本研究參考了相關文獻的方法[2]，以 M C=1-H H I 指數來衡量市場競爭程度， .M C 越高表明市場競爭越激烈。

2.2.5 控制變量

參照已有文獻，本文控制了企業規模 （S i z e） 三資產負債率 （L e v） 、營業收人增長率（Grouth）董事會規模（Board）獨董比例（Indep）第一大股東持股比例（Top1）、公司成立年限 （F i r m A g e） ，變量的具體定義與說明見表1。

2.3 研究模型

為了檢驗供應鏈數字化對企業環境績效的影響，構建以下模型：

其中：下標 i 與 t 分別表示年份與企業；Con- 代表控制變量， 與 代表控制年份與行業， 為模型內的隨機干擾項。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計

表2是主要變量的描述性統計，描述性統計結果表明，企業環境績效的平均值為1.8881，表明制造業企業的環境績效整體水平較低，標準差為2.059，最小值與最大值分別為1和9，說明企業的環境績效差距較大。供應鏈數字化的均值為0.0088，說明我國供應鏈數字化程度總體上處于較低水平。

3.2 多元回歸分析

3.2.1 基準回歸分析

基準回歸分析結果如表3所示。第一列為單一變量的檢驗結果，而第二列和第三列在第一列的基礎上分別加入了行業和年份的固定效應以及控制變量。第四列呈現了第一列的完整模型估計。在第一列至第四列中， T r e a t× T i m e 項的系數在 1% 的顯著性水平上均為正，這表明供應鏈數字化對提升企業環境績效具有顯著的正面影響。假設 成立。

3.2.2綠色創新質量的中介效應檢驗

為了檢驗供應商關系的中介作用，參考溫忠麟等（2014）[25提出的中介效應檢驗三步法，本文在（1）式的基礎上設置以下模型：

中介效應檢驗回歸結果如表4所示。在第（2）列回歸模型中，將供應鏈數字化（ .T r e a t×T i m e） 、控制變量分別與綠色創新質量（Inva）進行回歸，供應鏈數字化（ T r e a t×T i m e） 的回歸系數均為0.317，在1% 的置信水平下顯著，說明供應鏈數字化中 .T r e a t× T i m e） 對綠色創新質量（Inua）存在顯著的正向影響。在第（3）列回歸模型中，將供應鏈數字化（TreatXTime）環境績效 （E p） 、控制變量與綠色創新質量（Inua）進行回歸，供應鏈數字化（Treat×Time）的回歸系數均為0.848，在 1% 的置信水平下顯著，與第（1）列中供應鏈數字化 的回歸系數0.998有所下降，且綠色創新質量（Inua）的回歸系數為0.474，在 1% 的置信水平下顯著，證明綠色創新質量發揮著部分中介效應，證明供應鏈數字化會通過提高綠色創新質量，從而提高企業環境績效。假設 得到驗證。

3.2.3 市場競爭的調節作用

為了檢驗社會信任的調節作用，本文在（1）式的基礎上設置以下模型：

其中， 是供應鏈數字化和市場競爭的交互項。將企業環境績效 （E P） 、供應鏈數字化 （T r e a t× T i m e） 、市場競爭 （M c） 與控制變量進行回歸，結果如表5。供應鏈數字化（TreatXTime）和市場競爭 （M c） 的回歸系數分別為1.024，0.660 ，在 1% 的水平上顯著。再加人交互項 進行回歸，交互項 的回歸系數為5.267，在 1% 的水平上正向顯著，證明了市場競爭正向調節供應鏈數字化對企業環境績效的推動作用。

3.3 穩健性檢驗

3.3.1平行趨勢檢驗

為更加清晰地估計因果關系，排除事前趨勢對本文結果的替代性解釋，本文設定式（6）所示的模型進行平行趨勢檢驗。

其中，Time表示樣本所處年份與供應鏈試點工作實施年份的時間距離變量，k為0表示試點工作實施當年。本文以供應鏈數字化實施的年份（2018年）為基期，重點關注系數 反映了在 k 年處理組與對照組的企業環境績效是否存在顯著差異。由圖1可以看出，在試點工作開展之前（2018年及以前），交互項的回歸系數均不顯著，在試點工作開展之后（2018年以后）交互項的回歸系數均顯著，說明試點企業與非試點企業的環境績效變化趨勢并無顯著差異，平行趨勢假設得到驗證。

3.3.2 安慰劑檢驗

為排除不可觀測因素的影響，本文采用兩種方法進行安慰劑檢驗：第一，構造虛假的實驗組。本文參照張樹山和谷城（2024）的做法[26]，通過隨機選擇供應鏈創新與應用的試點企業進行安慰劑檢驗。具體做法為：我們隨機抽取樣本企業作為試點企業以構造交互項，重新估計基準模型，并重復此過程500次。圖2展示了回歸系數的核密度圖，可以看到這些系數均分布在零值附近，且與真實值（0.998）相距較遠，這表明其他隨機因素不會對本文的估計結果產生影響，結論穩健。

第二，構造虛假的政策沖擊時間。本文將實際政策沖擊時間分別提前1年、3年、4年，重新構建交互項，分別為TreatXPostl7、TreatXPostl5和TreatXPostl4（其中， .P o s t17，P o s t15 與Post14分別表示以2017年、2015年、2014年作為虛假政策沖擊時間所構建的時間虛擬變量），并保留2018年之前的樣本，估計結果見表2的列（1）列（2）和列（3）。可以看出，新交互項的估計系數雖然為正，但并不顯著，這說明樣本期內企業環境績效的提升與企業自身因素以及其他政策無關，而是供應鏈數字化帶來的結果。

3.3.3替換被解釋變量

本文參照曲昱曉（2023）的研究[15在進行穩健性檢驗時，采用環保與治理的綜合評分（EP2）來評估環境績效，這涵蓋了廢氣排放減少、廢水排放減少、降塵、固體廢物的利用與處理、噪聲與光污染控制，以及清潔生產的實施六個維度。從表7中可以看出， T r e a t× T i m e 的回歸系數為0.715，在 1% 的置信水平下顯著。這表明供應鏈數字化對企業環境績效有顯著的正向影響，這與前文基準回歸分析結果一致。

3.3.4 傾向得分匹配

本文采用PSM法控制樣本選擇偏誤問題，具體采用1對4最近鄰匹配、核匹配、半徑匹配進一步驗證綠色技術創新與企業ESG表現之間的關系。結果顯示，在 1% 的置信水平下顯著。同時本文對所有匹配變量均進行平衡性檢驗，檢驗結果表明標準化誤差均小于 10% 。然后使用匹配后的樣本分別進行回歸，回歸結果如表7 的回歸系數均在 1% 的水平下顯著為正，證明本文的結論具有穩健性。

3.3.5 滯后期模型

為了驗證是否存在反向因果帶來的內生性問題，采用滯后期模型方法。本文將供應鏈數字化滯后兩期作為解釋變量。Tr e a t× T i m e 的回歸系數在1% 的水平下顯著為正，這可能是由于供應鏈的開發和實施通常需要長期的建設和時間，供應鏈數字化程度的提升到對企業操作和環境表現產生實質性影響，這一過程可能需要數年時間。因此，供應鏈數字化對企業環境績效的影響是持續的，證明本文的結論具有穩健性。

3.3.6工具變量：兩階段最小二乘法

考慮到供應鏈數字化與環境績效之間可能會有內生性問題，如反向因果等。對此，借鑒韓先鋒等（2021）24的研究，運用兩階段最小二乘法（2SLS），將供應鏈數字化界定為內生變量，以其滯后一期值為工具變量估計模型。工具變量內生性檢驗K-PLM統計量和相關性檢驗K一PF統計量均顯著拒絕原假設，表明從統計角度來看，本文選取的工具變量合理。供應鏈數字化系數顯著為正，表明在考慮內生性問題后，供應鏈數字化對企業環境績效有顯著正向影響，這與前文結論無顯著差異，再次驗證假設 。

4進一步研究

4.1是否隸屬于高科技產業

本文參考彭紅星和毛新述（2017）的研究，按其分類方式將樣本再劃分成高科技上市公司和非高科技上市公司[25]，進行異質性檢驗，結果如表10。非高科技企業參與供應鏈數字化對企業環境績效的回歸系數為0.292，僅在 10% 的水平上顯著，不如高科技制造企業系數顯著。可能的原因是隨著公眾環保意識的提高，企業越來越重視其在環保和可持續發展方面的社會責任，這驅動它們積極參與供應鏈數字化，所以供應鏈數字化對企業環境績效的積極作用在高科技和非高科技企業中都顯著，但高科技企業通常擁有更先進的技術集成能力，能夠更有效地利用數字化工具來監控和優化其供應鏈的各個環節，顯著降低了能源消耗和材料浪費，從而提升了整體的環境績效。此外，高科技企業往往依賴數據驅動的決策過程，這使得它們能夠通過分析供應鏈數據來識別節能減排的機會。所以，在高科技產業中供應鏈數字化對企業環境績效表現的推動作用更為顯著。

4.2產權性質

由于不同產權結構的企業在資源獲取上存在顯著差異，本研究將數據樣本區分為國有和私營企業兩類，以便進行對比分析。結果如表10列（1）、（2）。TreatXTime系數分別為1.405、0.956，均在1% 的水平上顯著，但在國有企業中供應鏈數字化的回歸系數明顯高于民營企業中供應鏈數字化的系數。且通過Chow檢驗表明兩者系數有顯著差異，兩組系數對比分析是有意義的，因此結果表明供應鏈數字化對企業環境績效的積極作用在國有企業中更為明顯。

5 結論與啟示

本文采用2013—2022年中國A股制造業上市企業數據，探討了供應鏈數字化對企業環境績效的影響及其作用機制。研究發現：（1）供應鏈數字化顯著提升了企業的環境績效，這一效應在控制內生性問題后依然穩健；（2）供應鏈數字化通過提高綠色創新質量，進而提升了企業的環境績效；（3）市場競爭程度正向調節了供應鏈數字化與企業環境績效之間的關系，表明在競爭激烈的市場中，供應鏈數字化對提升環境績效的作用更為顯著；（4）在國有企業、高科技企業中，供應鏈數字化對環境績效的促進作用更為明顯。基于以上研究結論，本文提出如下啟示和建議：

第一，供應鏈數字化不僅是提升運營效率的工具，更是增強環境績效的有效手段。企業應積極投資于數字技術，通過提高供應鏈的透明度和信息共享，促進綠色創新，并響應市場和監管機構對環境保護的要求。特別是在競爭激烈的市場環境中，供應鏈數字化能夠成為企業提升環境績效、增強市場競爭力的重要策略。

第二，本研究強調了供應鏈中不同利益相關者的重要作用。企業在推動供應鏈數字化的過程中，應充分考慮供應商、客戶以及其他合作伙伴的利益和需求，通過建立合作共贏的機制，共同提升整個供應鏈的環境績效。國有企業和客戶話語權較強的企業在這一過程中可以發揮示范作用，引領行業向更加綠色、可持續的發展方向前進。

第三，不同類型企業對供應鏈數字化的響應和利用可能存在差異，研究應關注這些差異性，為不同行業提供定制化的策略建議。

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