冯文娜, 穆 耀, 曲 睿
(山东大学 管理学院, 山东 济南 250100)
绿色创新战略(green innovation strategy)是制造企业为开展绿色创新以获得竞争优势、满足利益相关者期望而进行的战略安排[1-2],反映了企业战略在产品、服务、流程、商业模式与供应链等方面对环境问题的关注与考虑[3],越来越多的制造企业将绿色创新战略作为实现企业增长和环境保护的双赢战略手段。环境法规的不断完善、消费者环保意识的不断提高、竞争对手的绿色竞争等使企业受到越来越强的行为约束[4],企业只有将环境问题融入自身战略才能适者生存[5]。现有研究表明,在外部绿色压力驱动下制造企业通过绿色创新战略来实现绿色转型与可持续发展[6],Huang等[7]发现,面对来自政府、客户、社区等利益相关者的绿色压力(green pressure),企业有规避短期风险、减少不确定性的强烈意愿,并愿意通过向外界传达遵守环境法规、满足绿色需求和履行社会责任的合法化信号,获得政府、客户、社区等利益相关者的认可与信任。可见,以上研究证实了外部绿色压力下制造企业总是以实施绿色创新战略来缓解压力,但是,制造企业将外部绿色压力转化为绿色创新战略的认知决策过程却缺少富有洞见的解读。
企业决策过程是与个人决策相类似的心理过程。与企业行为理论将决策简化为理性计算不同[8],理性行为理论(theory of reasoned action)认为决策行为是由决策者对压力的认知及指向行为的态度决定的[9],行为的发生遵循“认知-态度-行为”模型(cognitive-attitude-behavior model)。对压力的认知反应(cognitive response)是一个仁者见仁智者见智的过程,因为决策者总是能动地对信息进行加工。决策者的认知反应对信息形成的解释性思想即为态度,态度显示了其对问题作出积极或消极反应的倾向。可见,在“认知-态度-行为”认知决策链条中,态度起到了关键作用。环境承诺(environmental commitment)作为反映决策者对环境问题重要性、环境战略情感支持与资源分配倾向性的态度,是制造企业对压力进行积极反应后的结果[10]。因此,环境承诺是制造企业采取绿色创新战略的认知决策过程的重要一环。
受机会、资源等客观条件的限制,行为的实际发生会受到阻碍[11],因此,可支配资源的数量或资源冗余(organizational slack)是企业行为决策的物质基础[12]。一方面,丰裕的可支配资源使企业能够承担新技术购买、探索或开发的巨额成本;另一方面,种类多样的可支配资源特别是知识性资源为绿色技术创新的探索、开发提供了可能,使得企业拥有了更大的创新空间[13]。以往研究强调了资源对于行为发生的价值,却没有明确资源情景在态度向行为转化中的价值。事实上,情景心理学(environmental psychology)很早就注意到态度行为差距(attitude-action gap)的问题,并认为情景的力量是强大的,当情景使得决策者能够清楚地意识到态度是强有力时,言行的一致性就得到了加强[14]。
与已有研究相比,本文的贡献主要在于:第一,引入“环境承诺”这一态度概念,应用理性行为理论讨论外部绿色压力下制造企业作出绿色创新战略的认知决策过程,将制造企业绿色创新战略的决策过程从经济理性的探讨拓展至心理过程的揭示。第二,不同于以往局限于资源是企业行为决策的物质基础的研究,本文将重点考察资源情景对认知决策过程的影响,强调资源情景在态度向行为转化中的强化作用。
依据理性行为理论,对外部绿色压力的认知反应是制造企业绿色创新战略的认知决策逻辑起点[15]。面对外部绿色压力,制造企业可以就是否遵守与绿色行为相关的群体社会规范作出选择。换言之,企业如果认为绿色行为可以被接受,就会屈从于社会压力,相反则会作出抵制社会压力的选择。所以,制造企业对外部绿色压力进行认知反应的过程,是一个对信息进行能动解释的过程[7]。强调环保意识、环境支持情感与资源配置倾向的环境承诺是制造企业应对外部压力的积极认知反应结果[16]。态度是决定行为的关键因素,因此,反映积极态度的环境承诺推动了制造企业绿色创新战略的采用。但是,“言行不一”是时常发生的,态度与行为的不相符恰恰是常态。虽然决策者认可环境利益的社会价值,但是真正执行绿色行为却往往是特定情景的功劳,换言之,情景会改变态度与行为间的关系。所以,本文针对不同资源条件对制造企业绿色创新战略认知决策过程的限制性影响进行研究。
1. 外部绿色压力对绿色创新战略的影响
为了应对环境责任的要求,响应来自政府、市场、社会三方的外部绿色压力,制造企业不得不在其战略规划中考虑环境问题[12]。首先,政府通过环境税收、环境规制等强有力的工具介入企业环保活动,督促和激励制造企业实行绿色创新,使得制造企业在战略安排上考虑绿色技术引入、绿色流程改造与绿色产品服务开发,从而提高绿色创新效率[17],同时获取相对合法性。其次,市场压力源于各市场利益相关者,为满足顾客的绿色需求、供应商的环保要求与行业协会的行为规范[18],制造企业在其战略规划中充分考虑环保标准,不仅可以打破竞争者领先状态,还可以抓住需求升级的契机提升竞争地位。再次,社会各方以第三方监督者身份通过环境诉讼、公开抗议、要求企业披露环境信息等对企业施压,决策者出于对企业声誉的保护而选择绿色创新,并在战略决策中作出相应安排。因此,来自政府、市场与社会的绿色压力是制造企业制定绿色创新战略的外部动因[19]。本文提出假设H1a:政府绿色压力正向影响制造企业绿色创新战略。H1b:市场绿色压力正向影响制造企业绿色创新战略。H1c:社会绿色压力正向影响制造企业绿色创新战略。
2. 外部绿色压力对环境承诺的影响
根据“认知-态度-行为”模型,决策者对外部压力的认知反应形成态度。环境承诺反映了企业对环境问题的认知、情感与倾向性,是企业对信息进行认知反应的积极结果[10]。决策者对外部压力进行认知反应的过程,就是将利益相关者赞许的环保态度和绿色要求转化为企业赞同的自我价值观念的过程[20]。一方面,环境承诺是决策者对行为的信念及行为潜在结果的评价结果,是决策者对规避短期风险及不确定性的价值判断[20]。另一方面,环境承诺是决策者出于企业“自我一致性”的考虑而作出的自愿选择[16]。可见,外部绿色压力不仅会促成企业对当前的目标与未来行为及结果的思考,还会促成企业对其合法性形象的顾虑。制造企业感受到的外部压力越大,认知反应的结果可能是越积极的,这是因为压力越大制造企业违背群体期望与规范的成本越高,决策者越会选择屈从外部压力的结果[21]。本文提出假设H2a:政府绿色压力正向影响制造企业的环境承诺。H2b:市场绿色压力正向影响制造企业的环境承诺。H2c:社会绿色压力正向影响制造企业的环境承诺。
3. 环境承诺对绿色创新战略的影响
环境承诺从环境意识、环境支持情感、资源配置倾向三方面推进制造企业的绿色创新战略决策。首先,环境承诺体现了企业对绿色理念的认可,是唤起企业绿色创新意识,鼓舞与引导企业绿色创新实践的前提。在环境承诺较高情况下,绿色创新战略的制定很少受到来自组织内部的阻碍,成为引导企业绿色创新思维、发挥绿色创造力的风向标[2]。其次,决策者对环境问题的情感导向会促成绿色文化的产生[10],将承担环境责任视作企业基本的行为规范,时刻关注企业活动对环境造成的负面影响,从而在制定战略时全面考虑绿色环保因素,使态度向行为的转化更为顺利。再次,环境承诺代表着企业的资源配置倾向,而绿色创新需要合理配置并有效利用资源,决策者较强的环境意识将会影响资源的适用范围,从而改善现有资源状况,促进绿色创新[11],即高水平环境承诺意味着企业会在环境问题上投入更多资源,增大了企业绿色创新尝试获得资源支持的可能性,使得新产品开发、工艺改进、原材料消耗减少等绿色实践获得更多组织支持。本文提出假设H3:环境承诺正向影响制造企业的绿色创新战略。
4. 环境承诺的中介作用
从“认知-态度-行为”模型可知,态度在压力认知与行为之间起到中介作用。首先,环境承诺既是制造企业对政府、市场和社会三方面绿色压力作出的响应,反映了企业应对外部环境需求而秉持的态度,也是制造企业为实施绿色创新行为而作出的资源能力构建与配置的倾向性[10],反映了企业对绿色创新战略的支持程度。其次,环境承诺的时效性决定了制造企业对外部绿色压力响应的及时性,以及企业绿色战略安排的时机把握。具有时效性的环境承诺,不仅可以起到快速降低外部绿色压力带来的生存风险、口碑危机的作用[22],还可以推进制造企业快速实施绿色创新抢占市场先机获得先动者优势[1]。再次,环境承诺特别是公开的环境承诺作为“强信号”,迫使决策者出于对企业“自我一致性”的考虑而努力推进绿色创新活动,通过绿色创新战略从战略高度为企业的全过程绿色创新活动作好规划与安排[16]。本文提出假设H4a:政府绿色压力通过环境承诺正向影响制造企业的绿色创新战略。H4b:市场绿色压力通过环境承诺正向影响制造企业的绿色创新战略。H4c:社会绿色压力通过环境承诺正向影响制造企业的绿色创新战略。
5. 组织冗余的调节作用
组织冗余是企业可利用的多余闲置资源,冗余资源不仅有助于企业进行合理有效的内部调整与战略部署,从而实现其组织目标,还可以推动企业创新活动的开展[22]。虽然,各类闲置资源的数量决定了制造企业绿色创新战略的可行性,同时,资源丰富的组织情景更容易让决策者产生对未来行为与行为结果的控制感[23],但是,未被吸收组织冗余与被吸收组织冗余的资源性质差异构成了不同的资源情景[23]。其中,未被吸收组织冗余创造性的整合与使用为绿色创新的探索和试验提供有利条件[13],因此,其数量越多,越有可能巧妙地满足绿色创新战略对资源的需求,使得决策者体验到的控制感更强,进而增强了采取绿色创新战略的意愿。相反,已被组织吸收到流程中、不易被重新配置的组织冗余,是很难再用于其他目的的被吸收组织冗余[24]。受资源转化难度的限制,被吸收组织冗余加大了绿色创新战略的资源使用难度,降低了用于绿色创新战略的资源可得性[25]。同时,制造企业往往通过资源剥离或资源置换来实现被吸收组织冗余的转化,这会造成一定程度的组织动荡,进而干扰绿色创新战略的决策过程。因此,此时受资源可得性与可用性限制,过高的被吸收组织冗余降低了决策者感知到的行为控制感,进而降低了采取绿色创新战略的意愿。过高的被吸收组织冗余资源情景对环境承诺向绿色创新战略的转化起到抑制作用。本文提出假设H5a:未被吸收的组织冗余正向调节环境承诺对外部绿色压力与制造企业绿色创新战略间的中介作用。即未被吸收的组织冗余水平越高,环境承诺对外部绿色压力与制造企业绿色创新战略间的中介作用越强,反之则越弱。H5b:被吸收的组织冗余负向调节环境承诺对外部绿色压力与制造企业绿色创新战略间的中介作用。即被吸收的组织冗余水平越高,环境承诺对外部绿色压力与制造企业绿色创新战略间的中介作用越弱,反之则越强。
1. 数据与样本
调查目标企业为成立1年以上的制造企业,调查对象为目标企业的中高层管理者。通过高校校友会、企业家联合会、青年企业家联合会等协会获得调查对象联系方式,为保证问卷回收率,采用亲朋好友点对点个别发送的形式投放问卷。本文采用50份完整问卷完成预调查,以期根据问卷反馈结果对题项修改完善并提高问卷效度。为避免同源偏差的影响,对调查进行了严格过程控制。2020年3月至4月进行第一次数据收集,要求被试根据2019年的情况回答因变量的测量题项,根据2016年到2018年的情况回答调节变量及控制变量的测量题项。2020年6月至7月针对上一轮返回有效问卷的制造企业展开第二次数据收集,要求被试根据2016年到2018年的情况回答自变量、中介变量及控制变量的测量题项。
最终,剔除存在明显错误及部分数据缺失的无效问卷后,共回收有效问卷396份。有效数据中,中小企业273家,占比68.9%,大型企业123家,占比31.1%;传统制造业企业250家,占比63.1%,新兴制造业企业146家,占比36.9%;企业年龄主要集中在10年以上,数量为256家,占比64.6%;样本企业中,处于非高污染行业的数量为277家,占比69.9%,其余119家处于高污染行业,占比为30.1%,且大部分企业并未获得政府绿色补贴,其数量为278家,占比70.2%。
2. 变量测量
自变量、中介变量、调节变量和因变量均采用李克特5级量表进行测量,选项1～5分别代表“完全不符合”“比较不符合”“一般”“比较符合”和“非常符合”。其中,外部绿色压力(GP)的测量参考了Cambini等[26]的压力测量量表及Cao等[12]的外部绿色压力分类量表,分别从政府压力(PG)、市场压力(PM)和社会压力(PS)三个维度进行测量,题目分别有“政府严格要求企业的绿色环保行为”“顾客要求产品符合环保标准”和“非政府环保组织要求企业实施绿色环保行为”;环境承诺(EC)的测量参考Griffith等[27]的量表,题目有“决策者/层全力支持环保行动与可持续发展实践”;绿色创新战略(GIS)的测量在Chan[28]及Song等[2]的量表基础上进行了相关条目的语句调整,从企业的绿色创新实践出发进行衡量,题目有“公司在新产品的设计和开发中考虑了环境标准”;组织冗余(ORS)的测量参考Tan等[25]及李剑力[23]的量表,从未被吸收的组织冗余(UOS)和被吸收的组织冗余(OS)两方面进行测量,题目分别有“公司内部有充足的非专用性资产应对突发的投资需求”和“公司采用的工艺设备或技术没有被充分利用”。具体测量条目,见表1。
参考以上学者研究,控制变量包括分类变量与定距变量两类。其中,分类变量包括所有制形式(CO)(1=国有企业;2=民营企业;3=三资企业;4=其他)、企业规模(CS)(1=小型企业;2=中型企业;3=大型企业)、行业(IN)(0=传统制造业;1=新兴制造业)、高污染行业(PI)(0=高污染行业;1=非高污染行业)、城市行政级别(AL)(1=副省级及以上城市;2=地市级城市;3=县级及以下城市)以及政府补贴(GS)(0=未获得绿色补贴;1=获得绿色补贴)。定距变量采用李克特5级量表测量,包括无形资产(IA)、绿色创新人员投入(HI)、绿色创新资金投入(FI)、预期经济收益(ER)以及创新合作(IC)。
1. 验证性因子分析
本文采用MPLUS 7.4进行验证性因子分析(CFA),结果如表1所示。
选取χ2/df、 CFI、 TLI、 RMSEA、 SRMR作为验证指标检验七因子模型结构效度及变量间的区分效度。
如表2所示, 七因子模型拟合指数明显高于备选因子模型的拟合指数, 即七因子模型的各变量间区分效度良好。
2. 共同方法偏差检验
采用题目甄选、匿名填写、分次调查等规范化调查程序,通过优化调查过程,从不同时期的评价者获取预测变量和效标变量的数据,控制了人为的共变性。采用单一方法潜因子法对同源误差进行事后检验。加入方法潜因子的模型拟合指标(χ2/df=1.620,CFI=0.969,TLI=0.962,RMSEA=0.040,SRMR=0.031)并未优于原验证性因子分析模型的拟合指标(χ2/df=1.584,CFI=0.968,TLI=0.964,RMSEA=0.038,SRMR=0.034),因此可认为本研究对同源偏差的控制较好。
3. 变量的描述性统计
变量的描述性统计结果如表3所示。核心变量间存在着显著的相关关系,且两两变量间的偏相关系数均小于AVE的算术平方根,符合理论预期。经多重共线性检验,容差值均大于0.5,方差膨胀因子系数值(VIF)均在1.4～1.6,多重共线性在可接受范围内。
4. 假设检验
(1) 直接效应检验。直接效应模型拟合良好(χ2/df=1.665, CFI=0.953, TLI=0.948, RMSEA=0.041, SRMR=0.070)。
如表4所示, 政府压力(PG)、市场压力(PM)、社会压力(PS)正向影响制造企业绿色创新战略(GIS)(b=0.306,p<0.01;b=0.250,p<0.01;b=0.121,p<0.05), 95%置信区间均不包含0, 假设H1a、H1b、H1c得到支持。
控制变量中高污染行业(PI)、企业规模(CS)和企业无形资产(IA)(b=-0.122,p<0.05;b=-0.103,p<0.05;b=-0.095,p<0.05)负向影响制造企业绿色创新战略; 创新资金投入(FI)和创新合作(IC)(b=0.292,p<0.01;b=0.130,p<0.01)正向影响制造企业绿色创新战略。
可见, 大量的绿色创新资金投入以及开放的绿色创新合作有利于企业进行绿色创新战略安排, 然而规模大、无形资产多的制造企业可能因为绿色创新业务在全部业务中的较低比重而缺乏采用全面绿色创新战略安排的动机。
同时, 相比于低污染行业, 高污染制造企业更多地采用绿色创新战略进行绿色转型。
(2) 中介效应检验。对中介效应进行Bootstrap检验,模型拟合良好(χ2/df=1.608,CFI=0.951,TLI=0.947,RMSEA=0.039,SRMR=0.075)。政府压力(PG)、市场压力(PM)和社会压力(PS)到环境承诺(EC)的路径系数均显著(b=0.394,p<0.01;b=0.218,p<0.05;b=0.208,p<0.01),95%置信区间均不包含0,假设H2a、H2b、H2c得到验证(见表5)。同时,环境承诺(EC)到绿色创新战略(GIS)的路径系数显著(b=0.299,p<0.01),因此假设H3得到验证。环境承诺(EC)在政府压力(PG)、市场压力(PM)、社会压力(PS)到绿色创新战略(GIS)间的中介作用显著(b=0.118,p<0.01;b=0.065,p<0.05;b=0.062,p<0.05),95%置信区间不包含0,假设H4a、H4b、H4c成立。比较总效应、直接效应与中介效应可知,社会压力完全通过环境承诺来影响绿色创新战略,但是,环境承诺却不是政府压力、市场压力与绿色创新战略之间唯一的传导机制。
(3) 有调节的中介效应检验。采用潜调节结构方程(LMS)方法对理论模型进行有调节的中介SEM分析。不含潜调节(交互项)的基准SEM模型拟合均良好(χ2/df=1.595, CFI=0.947,TLI=0.942,RMSEA=0.039,SRMR=0.074;χ2/df=1.638, CFI=0.944,TLI=0.940,RMSEA=0.040,SRMR=0.077)。与基准SEM模型相比,包含潜调节(交互)项的有调节的中介SEM模型AIC值均明显降低(见表6),对数似然比检验通过(p<0.01),模型拟合显著改善。
利用乘积系数法进行有调节的中介效应检验,如表7所示。未被吸收组织冗余(UOS)分别取低、中、高值时,环境承诺(EC)的中介效应值均呈增加趋势。可见,未被吸收组织冗余水平越高,环境承诺在政府压力、市场压力和社会压力到制造企业绿色创新战略间的中介效应越强,故假设H5a成立。需要说明的是,未被吸收组织冗余取低值时,环境承诺在市场压力到绿色创新战略间的中介效应95%置信区间包括0,此时中介效应不显著。对调节效应采用JN技术进行量化,计算得出未被吸收组织冗余的临界值为1.46,即当可被利用、易被配置的资源冗余水平低于1.46时,制造企业更倾向于优先对感知到的政府压力和社会压力作出环境承诺,企业更加重视政府环境监管和向社会的信息披露[21]。
调节变量为被吸收组织冗余(OS)时,在政府压力(PG)、市场压力(PM)和社会压力(PS)通过环境承诺(EC)影响绿色创新战略(GIS)的路径中,环境承诺(EC)中介效应的95%置信区间均不包括0,即被吸收组织冗余对有中介的路径起到调节作用,见表8。然而,被吸收组织冗余取高值时,环境承诺的中介效应均不显著([-0.016,0.157],[-0.008,0.072],[-0.013,0.061]),经计算发现被吸收组织冗余超出临界值4.61、4.60和4.65时,环境承诺在三条路径中的中介效应不复存在。可能的原因是,随着被吸收组织冗余数量的增加,企业难以转化用途的沉没成本越多,决策者感知到的行为控制感越差,在被吸收组织冗余超过临界值时完全抑制了态度向行为的转化,态度在压力认知与行为之间的中介作用不成立,制造企业表现出“知、信、行”的不统一。假设H5b得到部分支持。
(4) 结果的进一步讨论。首先,成长阶段差异的跨组检验。经验研究表明,处于不同成长阶段的制造企业其内部资源冗余可能会存在差异[5],通常处于后成长期的企业资源基础更好,会更倾向于实施绿色创新战略。因此,根据成长阶段划分成长期样本组(N=220)和后成长期样本组(N=176),基准模型拟合情况如表9所示,成长期和后成长期的基线模型拟合程度良好,各项指标均达到可接受阈值。跨组不变性如表10所示,政府压力(PG)、市场压力(PM)和社会压力(PS)到绿色创新战略(GIS)的直接路径系数差异不显著(χ2=5.069,p>0.1);环境承诺(EC)的中介路径系数差异不显著(χ2=1.786,p>0.1);未被吸收组织冗余(UOS)和被吸收组织冗余(OS)与环境承诺(EC)的交互项路径系数差异不显著(χ2=0.990,p>0.1;χ2=1.952,p>0.1),即直接效应、中介效应和有调节的中介效应具有跨组不变性。说明符合“认知-态度-行为”模型的绿色创新战略认知决策过程不受企业成长阶段的影响,社会发展要求、经济增长理念的时代变迁是制造企业作出绿色创新战略决策的主要原因。
其次,企业类型差异的跨组检验。与非上市公司相比,上市公司面对更加严格的监管与信息披露责任,因此上市公司有更强的动机作出绿色创新的资源承诺以响应外部绿色压力[4]。本文划分了上市公司样本组(N=152)和非上市公司样本组(N=244),基准模型拟合情况如表11所示,非上市公司的基线模型拟合程度良好,而上市公司的CFI和TLI均达到可接受阈值。跨组不变性如表12所示,同理前述,直接效应和有调节的中介效应具有跨组不变性,但是,组间中介效应(χ2=9.137,p<0.1)存在差异。对中介效应路径系数进行跨组检验,发现政府压力(PG)和社会压力(PS)通过环境承诺(EC)到绿色创新战略(GIS)的中介路径系数差异不显著(χ2=0.108,p>0.1;χ2=0.299,p>0.1),但是,市场压力(PM)通过环境承诺(EC)到绿色创新战略(GIS)的中介路径系数差异显著(χ2=4.388,p<0.1),且上市公司组的环境承诺(EC)中介效应值(b=0.252)大于非上市公司组的中介效应值(b=0.023)。说明当感知到来自顾客、供应商等市场利益相关者的绿色压力时,上市公司决策者可以更加富有成效地形成资源承诺的积极态度。可能的原因是,与政府压力的强制性及社会压力的舆论效应不同,市场压力的响应更加受公司环保意识与公司治理水平的影响[7],因此,受监管需严格执行社会责任的上市公司对外部市场压力采取积极认知反应的意愿更强,更多地作出符合市场预期的绿色创新战略安排。
1. 研究结论
第一,制造企业对外部绿色压力的认知反应是其绿色创新战略决策的逻辑起点。研究支持了和苏超等[15]的结论,即对外部绿色压力认知更为清晰敏感的企业,其绿色转型活动的开展更加顺畅,同时在战略中也更注重对环境问题的关注。虽然不排除制造企业有超越压力响应而进行绿色创新的动因,但不可否认的是,制造企业绿色创新战略决策往往是企业决策者对宏观经济增长模式、社会公众意识以及政府政策导向的能动的认知反应结果。其中,政府法律法规等政策导向,即政府绿色压力,相比于社会压力和市场压力对企业绿色创新战略的影响更为深远。与政府绿色法律法规不同,市场竞争、消费需求以及社会诉求对绿色创新的要求并不对绿色创新行为构成强制约束力,但是,却对制造企业的绿色创新战略决策具有相似的驱动作用。这说明,在环境问题上非强制影响力同样有着较大的作用,其作用大到足以诱发企业改变其最深层的信念。
第二,环境承诺是制造企业对外部绿色压力进行认知反应的积极结果,是决定企业采取绿色创新战略的态度因素。一方面,环境承诺是决策者对外部环境在认知与情感上的响应,体现了其对环境问题的理性认知与感性态度。环境承诺既是制造企业扮演规定角色、实施规定行为而铸造的角色者态度,也是为维持企业的自我一致性而作出的显示性承诺。政府强制压力导致制造企业角色态度的转变,致使企业就环境意识与态度作出选择。而公开的环境承诺可以缓解企业受到的绿色压力,可以在最短的时间内重塑企业形象、应对声誉危机。另一方面,环境承诺是决策者对环境问题选择的资源配置倾向,反映了制造企业对环境问题投入资源的意愿与力度。研究支持了Chen等[10]的理论假说,即环境承诺在外部压力与绿色创新战略之间发挥着关键作用。研究进一步发现,环境承诺的作用具有跨企业周期的不变性,即绿色创新战略的认知决策过程不受企业成长阶段的影响。同时,相比非上市公司,上市公司决策者对市场压力采取积极认知反应的意愿更为强烈。
第三,“知、信、行”的绿色创新战略认知决策过程受资源情景的限制性影响。未被吸收组织冗余发挥着“正向催化剂”作用,其价值在于增强了决策者对实施绿色创新战略的自信。受未被吸收资源多用途特性的影响,组织能够整合和利用的未被吸收冗余资源的数量越多,决策者对绿色创新行为的控制感越强[5],环境承诺的态度越坚定,企业越倾向于在战略决策中更多考虑环境因素以加强言行一致性。相反,被吸收组织冗余则发挥着“抑制剂”作用。被吸收组织冗余造成的组织内资源利用的高成本与低效率,以及资源剥离或置换可能造成的组织动荡,降低了决策者对绿色创新行为的控制感,进而影响到环境承诺与绿色创新战略之间的言行一致。可见,环境承诺对企业决策行为的决定作用会受到控制感的影响,而控制感的强弱取决于资源情景的差异。研究进一步发现,组织冗余对环境承诺中介作用的调节具有跨企业周期和企业性质的不变性。
2. 管理启示
第一,提升企业对外部利益相关者绿色压力,尤其是对政府政策导向的环境警觉性,并将绿色创新上升到战略高度,在产品、服务、流程、供应链以及商业模式等方面全面贯彻绿色理念。压力源与压力认知不能等同,同样是来自政府环境规制、市场绿色需求和社会环保诉求的压力,不同企业对压力的认知不同,那些环境警觉性高的企业会对外部压力最先作出响应进而占得先机,不仅可以提高合法性,更能够塑造一定的差异化优势。所以,制造企业需提高对外部环境变化的敏感性与警觉性,这就要求企业将环境扫描、机会识别转化为企业的行为惯例。此外,绿色创新不局限于绿色技术创新,制造企业可充分利用创新手段来实现产品、服务、流程、商业模式等方面的绿色创新,将绿色理念全面贯彻于企业战略中,通过环境战略实现企业高质量发展和可持续成长。
第二,公开的环境承诺对缓解企业的外部压力可以起到事半功倍的效果。公开的环境承诺不仅是决策者向外释放的积极信号,表明了企业将作出符合规范的绿色行为,也是重塑组织环境认知、情感倾向与资源投入倾向的策略。企业作出环境承诺的过程就是组织内部就环境问题的重要性、资源投入的倾向性等达成一致的过程。因此,企业作出公开的环境承诺,不但可以获得或提高组织合法性的机会,而且可以更少地受到来自组织内部的反对与阻碍。此外,公开的环境承诺形成了对组织未来行为的强约束,组织为了保持言行一致的形象,会更加坚决地将利益相关者赞许的环保态度转化为绿色创新战略。因此,制造企业应巧妙利用公开承诺所带来的组织合法性提升、内部阻碍降低与言行一致强约束的三重效应,提高绿色创新战略的决策效率。
第三,采取创造性的资源使用策略构建柔性的资源基础以提高制造企业绿色创新战略的控制感,发挥资源情景在强化积极态度方面的作用。一方面,可灵活使用的资源数量决定制造企业对绿色创新行为的控制感,对未来结果的控制感将增强企业对绿色创新的积极态度,进而推进企业在战略制定上对环境问题的全面关注。另一方面,企业需要控制由被吸收组织冗余资源转化所引起的负面影响,尽可能降低资源转化所造成的组织动荡,降低资源约束对绿色创新战略制定的限制性影响。此外,制造企业还需转变对资源价值的认识,创造性地对无用资源或价值被低估的资源进行再利用,以更低成本、更高效率、更富创造性的资源使用策略增强组织资源对绿色创新战略的支持性,实现以更少的资源投入来提供更多、更具价值的产品与服务的绿色创新目标。
3. 不足与展望
首先,环境承诺在政府压力、市场压力与制造企业绿色创新战略间发挥着部分中介效应,说明在这两条路径中,中介效应并未得到完整的解释,环境承诺并不是唯一的认知反应结果,其他路径解释需要进一步补充探索。其次,制造企业的绿色创新战略可能会受到宏观经济周期与突发事件的影响,如新冠肺炎疫情的暴发。有研究表明,疫情期间有的国家为恢复经济采取降低农业污染标准、放宽项目许可及放宽环境监测等措施,这些宏观举措降低了企业所面对的绿色环境压力进而影响到企业在战略安排中对环境问题的关注。所以,未来可采用长期数据验证宏观经济周期对微观企业绿色创新战略决策的影响。再次,实践中外部绿色压力过大会抑制制造企业的绿色创新战略决策,即压力过大时有些制造企业会选择退出市场等规避绿色压力的行为。但是本文在实证检验中却没有发现倒U型关系的存在,可能的原因是受限于问卷调查的数据收集方式,那些因成本过高而放弃采取绿色创新战略退出市场的企业并未包含在调查中。因此,未来可以采用纵向案例研究方法对此问题展开深入探讨。
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