企業生態創新驅動、整合能力與績效關系實證研究

蔡烏趕，周小亮

(福州大學管理學院，福建 福州 350108)

一、問題的提出和文獻綜述

生態創新是實現可持續發展的有效載體和基本路徑，是企業在資源約束下贏得競爭優勢的必然選擇。但由于大部分企業片面追求經濟效益，我國企業生態創新實踐尚為稚嫩，生態創新績效不容樂觀。

研究企業生態創新驅動，有助于深入了解企業生態技術研發的決策機制和創新行為。諸多學者對企業生態創新的驅動因素進行了很好的探討。創新經濟學認為生態創新是需求拉動和技術推動共同作用的結果。環境經濟學將環境規制看成是迫使企業將外在成本內部化的一種手段，認為技術供應方的推力、需求方的拉力以及制度推動力共同構成了生態創新的驅動力(Kemp等，1997;Rennings，2000;Bernauer，2006;Horbach，2008)。戰略管理視角主要關注企業內部因素對實施生態創新戰略的影響，Kesido等(2012)實證揭示了企業的社會責任促進生態創新［1］。利益相關者理論則認為公眾壓力才是企業生態創新的重要動機(Kong等，2002;Clark，2005)。可見，既有研究較少聚焦于微觀層次的企業生態創新的動因研究以及驅動因素影響生態創新績效的實證研究。環境框架下什么驅動因素更可能促進企業生態績效的提高、外部網絡強度是如何影響企業生態創新決策，這些問題我們仍然知之甚少。

在此背景下，本文嘗試通過對我國236家企業生態創新驅動、整合能力和創新績效的調查，將六種創新驅動因素綜合概括為內部驅動和外部驅動兩類，探討內外部驅動對生態創新整合能力的作用機理以及兩種驅動對創新績效的影響，研究外部網絡強度的調節作用，以促進研究本土企業的生態創新問題。

二、理論分析與研究假設

(一)創新驅動與生態創新整合能力

本文將企業生態創新整合能力定義為有效地適應、集成、重構企業內外部資源，發展與不斷變化的需求和環境相匹配的競爭力，以達成經濟與環境的雙贏。這里的整合主要指經濟和環境的協調。

1．創新內部驅動與生態創新整合能力

企業生態創新整合能力的高低更多地依賴于企業內部因素，主要包括企業環境組織能力、企業生態技術優勢以及企業家社會責任意識。學者們認為執行環境管理系統(如ISO14001或EMAS)，通過促使企業設立環境目標和管理結構、誘導組織學習并提供重要的環境信息，有利于增強企業環境組織能力，進而提高企業經濟環境整合能力［2］［3］［4］。企業擁有與生態有關的技術優勢，越能促進生態創新的研發進程，尤其是與產業鏈上下游整合互補資源，驅動生態創新行為［5］。企業家對環境問題的承諾會帶來積極主動的環境戰略，意味著企業家社會責任意識越強，越容易產生內化外部成本的自覺動力。為此，本文提出假設H1a:創新內部驅動因素正向影響生態創新整合能力。

2．創新外部驅動與生態創新整合能力

企業生態創新活動不僅依賴于內部因素，還受到許多外部驅動因素的影響。本文認為企業生態創新的外部驅動因素主要是綠色產品的市場需求、競爭壓力以及政府政策支持。企業增加市場份額的預期是提高生態創新整合能力的關鍵驅動因素［6］。Kim(1998)指出，競爭對手在新材料、新技術、新裝備等方面的突破將促使企業集成、重構內外部資源，以提高生態創新整合能力和競爭力［7］。政府政策支持是企業研發或采用生態技術最重要的動力源。因此，本文提出假設H1b:創新外部驅動因素正向影響生態創新整合能力。

3．創新內部驅動的中介作用

企業生態創新的外部驅動因素必須被企業領導認識、捕捉，并將其與內部驅動因素相結合。綠色產品市場需求信息、競爭壓力和政府政策變化首先由對外部反應敏感的企業家獲取，然后在已有企業生態技術優勢和環境組織能力的作用下才能產生生態創新行為，這說明了內部因素直接驅動生態創新，外部因素必須通過內部因素才能增強企業生態創新意愿，進而提高生態創新整合能力。因此，本文提出假設H2:創新內部驅動在創新外部驅動和生態創新整合能力之間起中介作用。

(二)創新驅動與創新績效

企業內部的環境組織能力和生態技術優勢是企業環境管理能力和技術知識的積累，決定著對生態創新活動的能力預期。企業家的社會責任意識決定著企業是否能形成環境戰略，發展與不斷變化的需求和環境相匹配的競爭力，我們稱之為對生態創新活動的意愿預期。因此，我們認為創新內部驅動越強，實施生態創新活動的預期就越好，企業生態創新績效就越好。據此，本文提出假設H3a:創新內部驅動因素正向影響創新績效。

消費者綠色需求和市場競爭壓力需要被識別并整合到新產品創意過程中，對識別正確的創新方向起到重要作用，進而影響創新商業化和創新績效。此外，政府政策支持可以促使企業生態創新能力的形成與演進:一方面，政府補貼政策增加企業生態創新的信心和績效;另一方面，政府的環境規制政策通過設置較高的進入壁壘，阻止新企業進入，提高整個產業的利潤率，提升企業生態創新績效。因此，本文提出假設H3b:創新外部驅動因素正向影響創新績效。

(三)生態創新整合能力的中介作用

綠色市場需求和政府政策支持等外部因素增強了企業生態創新的信心，感知到的競爭壓力、企業的創新資源和戰略影響企業生態創新方式的選擇和創新績效［8］。也就是說，驅動因素首先誘發生態創新行為，通過創新執行程度影響創新整合能力，進而影響創新績效。為此，本文提出假設H4:生態創新整合能力在創新驅動和創新績效之間起中介作用。

(四)外部網絡強度的調節作用

外部網絡強度指的是企業與其他利益相關者聯系頻率的高低，主要體現在與商業網絡、社會網絡的合作上。在產品市場和行業技術變化較快的環境下，外部網絡的強連結往往會削弱企業感知到的威脅，并使決策者對技術變化不敏感，從而較少地主動研發和獲取新的技術知識［9］，因而越容易依賴原有技術優勢，使生態創新范式陷入“路徑依賴”，不利于生態創新整合能力的提高。為此，本文提出假設H5a:外部網絡強度負向調節生態創新內部驅動與生態創新整合能力的關系。

當企業創新驅動主要來自于政府政策支持和迅速發展的市場需求時，外部網絡越強，意味著與政府、消費者等建立良好關系就能獲得更多的支持。鄭準等(2008)指出外部網絡的強連結能促進企業與高校等合作伙伴的信任、互惠和承諾，產生社會資本，這使企業擁有更多的創新要素。因此，本文提出假設H5b:外部網絡強度正向調節生態創新外部驅動與生態創新整合能力的關系。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據收集

本文的數據來自于2012年1－5月間對中國國內企業的問卷調查。在展開全面調研之前，選取福州市的3家環保企業進行預調研，根據這3份調研問卷反饋的結果對問卷進行完善。為確保數據的可靠性和有效性，在全國范圍內隨機抽樣，被調查的樣本主要集中在化工、能源、建筑材料、紡織等制造型企業。被調查企業的所有制類型占比為:國有和國有控股企業占35.1%;私營企業占41.2%;外資和合資企業占23.7%。

問卷的收集采用三種形式，主要形式為在福州大學MBA班上找相關企業家訪談，指導被調查者進行問卷的填寫并及時收回。同時，走訪了部分企業，將問卷交付被調查者，經其填寫后寄回。此外，部分問卷的調查采用了E-mail的模式。整個調研過程共發放問卷400份，截至2012年5月共收回問卷308份，剔除問卷回答不完整或具有明顯的規律性(如選擇一致性)等不合格問卷，最終得到有效問卷236份。被調研者主要是企業的CEO或其指定的其他企業高層管理人員。

(二)變量測度

在參考他人研究的基礎上［10］［11］［12］，結合數據的可獲得性，我們采用22個題項作為企業生態創新驅動、創新整合能力和績效的可能預測變量(見表1所示)。為了避免被調查者過多地選擇中間項，本文的每個題項使用五級量表進行測量，分別是“完全不同意”、“比較不同意”、“有點同意”、“比較同意”和“完全同意”，越高的分數代表越高的同意。

表1 變量的效度

表1 續

四、實證檢驗

(一)信度和效度檢驗

本文運用SPSS17.0統計軟件包進行數據處理，采用Cronbach's α對問卷的22個題項進行信度檢驗，發現生態創新內部驅動、外部驅動、整合能力、創新績效和外部網絡強度的Cronbach'sα系數分別為0.88、0.817、0.898、0.835、0.843，表明各變量的題項之間具有良好的一致性，不需要進行修正。變量的結構效度通過因子載荷值和解釋的方差百分比進行檢驗。從表1可以看出，最后使用的各指標的因子載荷值和各變量解釋的方差百分比都符合要求。對“外部網絡強度”的8個題項進行因子分析后，由于“與中介協會”題項對主因子的貢獻非常小，我們將其剔除。

(二)描述性統計

各變量的均值、標準差和所有變量的相關系數如表2所示。由表2可以看出，內部驅動與外部驅動之間顯著相關(R=0.526，p≤0.01)，內部驅動與生態創新整合能力、創新績效之間顯著相關(R=0.458，p≤0.01;R=0.307，p≤0.01)，外部驅動與生態創新整合能力、創新績效之間也顯著相關(R=0.215，p≤0.01;R=0.123，p≤0.01)。

表2 均值、標準差的相關系數(N=236)

(三)主效應及中介效應檢驗

在構建測量模型的基礎上，按照溫忠麟等(2004)檢驗中介效應的程序和方法，本文采用多元線性回歸檢驗兩個中介假設［13］。首先檢驗內部驅動在外部驅動和生態創新整合能力的中介效應。第一步，對外部驅動和創新整合能力的關系進行了回歸(模型2b)，結果表明兩者之間顯著正相關(c=0.294，p≤0.01);第二步，對內部驅動和外部驅動的關系進行了回歸(模型1)，結果表明兩者之間顯著正相關(a=0.526，p≤0.01);第三步，把內部驅動和外部驅動一起放到模型2c中檢驗內部驅動的中介效應(c'=0.035，b=0.477，p≤0.001)，因為b=0.477，說明存在中介效應，中介效應占總效應比重為85.3%。按照原來的方法檢驗生態創新整合能力在內外驅動和創新績效之間的中介效應，也即分別對模型3a、3b、3c進行回歸，結果表明生態創新整合能力在內外部驅動和創新績效之間有中介效應(b=0.497，p≤0.001)，支持了原假設H2和H4。

表3 中介效應及主效應的檢驗(N=236)

(四)調節效應檢驗

表4是檢驗調節效應的各模型的回歸結果。運用層次回歸分析方法，檢驗2個回歸方程的復相關系數是否有顯著區別。在模型4a的基礎上，加入內部驅動與外部網絡強度的交互項之后發現，模型4c調整后的R2沒有明顯增加，調節效應不顯著，拒絕原假設H5a。同樣地，與模型4b相比，加入外部驅動與外部網絡強度的交互項之后，模型4d調整后的R2明顯增加，說明調節效應顯著，支持了前文假設H5b。

表4 外部網絡強度的調節效應檢驗(N=236)

五、結論與啟示

本文通過對236個企業樣本的實證分析，發現企業生態創新的途徑有4條，即“生態創新整合能力直接影響生態創新績效”、“生態創新內部驅動通過創新整合能力影響生態創新績效”、“生態創新外部驅動通過創新整合能力影響生態創新績效”、“外部驅動通過內部驅動影響生態創新績效”，這些路徑共同構成了企業生態創新的作用機制。因此，要提高企業生態創新績效，首先應從戰略、組織、技術、制度等各個層面緊密地整合經濟與環境目標，其次注重培育環境組織能力、企業生態技術優勢及企業家社會責任意識等內部驅動因素，再者應處理好與利益相關者的關系，充分挖掘外部創新資源。

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