制度压力、绿色组织文化与双元绿色创新的权变关系研究

王 非， 曹雁丽， 贾 涛， 陈秋俊

（1.长安大学经济与管理学院，西安 710064； 2.西安交通大学管理学院，西安 710049；3.西安交通大学过程控制与效率工程教育部重点实验室，西安 710049）

随着我国经济发展进入高质量发展阶段，企业的决策者和利益相关方，都逐渐接受了“绿色创新作为企业绿色转型的重要实现途径，可以创造有形和无形的企业价值、并产生持续的竞争优势”这一理念. 尤其是随着我国“双碳”目标的提出，在新的发展阶段以可持续为导向，对于企业的绿色转型指明了方向［1］. 由于产品供应链的各个节点地理位置分散，各环节的碳排放和环境影响各不相同；而且随着资源储量的逐渐变化，环保规制也会随着时间的变化愈加严格. 这就要求企业必须从产品运作全周期的视角，主动跟踪环保规制和绿色技术的变化趋势，通过绿色创新的方式突破既有的路径依赖，由此创造出更多优质的绿色产品，并有效平衡绿色升级带来的成本和效益，进而实现绿色发展［2］.

与此同时，数字技术驱动的新一代信息技术的广泛应用，彻底颠覆了企业的运营环境［3］. 满足各种客户定制化的需求（也包括绿色要求），成为企业取得市场竞争优势的最主要的运营支撑. 差异化的客户定制需求意味着企业既要应用相对成熟的绿色技术，研发满足现有市场的绿色产品（开发式绿色创新）；又要有能力突破目前的绿色技术约束，创造出满足潜在市场的绿色产品（探索式绿色创新），探索式和开发式绿色创新的分类方式，几乎包含了绿色创新的所有方面和内容，二者（双元绿色创新）都是在定制化环境下企业实现绿色转型与长期发展所必须应用的策略［4-5］.

然而，同时实施双元绿色创新在资源需求和管理模式上都对企业提出了更大的挑战. 在需求侧，企业必须动态更新其知识库，以匹配差异化的绿色定制订单；在供给侧，企业需要考虑绿色技术变化的趋势，有效协同地理位置上分散的供应商资源，并对于个性化的订单做出即时的响应. 同时环境规制的动态调整，可能使得企业的绿色创新产品很快变得过时. 所有的这些变化，对于决策者在绿色创新带来的竞争优势与产生的额外成本之间进行有效的权衡形成很大的冲击［6-7］，因此结合企业新的发展情境，从激发企业主动进行双元绿色创新的角度，进一步分析其驱动因素具有较强的现实意义. 以此为动因，本文从三个方面解决理论研究与现实应用的间隙.

首先，文献中关于外部制度压力对双元绿色创新的作用效果存在分散的研究结论，其影响机理尚不明确.外部制度压力一直以来都被看作是企业实施绿色创新行为的关键外部驱动因素［8-9］. 相关学者以制度理论为支撑，论证了外部政府规制压力、市场规范压力、竞争者模仿压力等与企业绿色创新实践之间的关系［10-12］，然而已有文献对制度压力与绿色创新的关系研究仍然存在争议. 周杨［13］研究发现，规制压力、规范压力、模仿压力中，只有规范性压力对于企业的绿色创新实践存在驱动作用，而其他两种压力的作用并不显著. 姚康等［14］也认为当企业经营目标与制度压力带来的期望一致的时候，企业的创新效率不会因此而降低. 而当二者不一致的时候，产生的冲突会迫使企业调整绿色目标去迎合制度压力带来的期望，获得合法性地位，并且在过程中尽可能减少因全新的绿色尝试带来的自主性损失. 这些研究结果表明学界关于制度压力对绿色创新的影响机制尚未明晰，需要深入讨论. 此外，现有文献缺乏对定制化发展情境的考虑，仅讨论了制度压力与绿色创新的关系，而缺乏对于差异化的客户定制需求会要求企业同时进行探索式绿色创新和开发式绿色创新的关注［15-16］. 因此本文以此为切入点，探索制度压力的不同维度对双元绿色创新行为的作用效果.

其次，现有关于绿色组织文化等内部因素对双元绿色创新影响的文献较少，其对双元绿色创新的作用机理尚不明确. 内部绿色组织文化是企业内部绿色程度的重要体现，表达企业自身的绿色态度［17］. 拥有深厚绿色组织文化的企业更有主动参与绿色实践的意愿，并愿意承担绿色创新的风险，因而企业内部也更满足主动参与双元绿色创新的条件. 以资源基础观为视角，现有研究探索了内部驱动因素，包括企业资源和能力［18］、企业战略［19］对绿色创新的资源支撑；团队支持、组织基本特征等对绿色创新的内部保障［20］. 但企业在组织经营过程中形成的绿色内部环境和架构等对双元绿色创新的影响是不可忽视的，它们决定了企业的绿色行为动向，因此本文在此基础上做出进一步的分析.

最后，现有研究对内外部驱动因素的交互作用研究较少，多数聚焦高管环保意识内部因素等对外部驱动因素的调节作用. 在相同水平的外部制度压力条件下，不同企业的绿色创新行为结果是不一致的. 这表明企业最终表现出来的绿色创新行为，是企业所面临的外部压力和企业内部能力共同作用的结果. 这应该归因于企业在面临压力时内部的资源整合和应用情况的差异，也就是企业内部绿色环境和绿色架构的不同. 因此本文进一步研究了内外部驱动因素的交互作用对双元绿色创新行为的影响，以指导企业进一步开展创新实践［21］.

综上所述，本文以我国制造业企业为主要调研对象，从资源基础理论和制度理论出发探究企业的内外部驱动因素对双元绿色创新的影响机理，并进一步分析内外部因素的交互作用对双元绿色创新的影响. 在此基础上结合国家对制造业新的发展要求，为促进企业进行双元绿色创新提供管理建议.

1 理论与假设

1.1 概念界定

Jabbour研究认为绿色创新是指能显著降低环境影响并使得个人或企业价值增值的新产品或新工艺的创新，其中明确提出了绿色创新对环境绩效的正向影响［22］. 而Li等［23］则指出绿色创新以降低或避免环境损害为目的，探索形成改良的或先进的系统、技术、工艺以及产品，表明绿色创新的达成需要优化的或超前的系统，指明了创新发展的方向. 综合之前学者的研究并结合我国现有的环境政策和市场状况分析，曹翠珍［24］提出绿色创新是以企业的可持续发展为目标，以绿色发展理念为原则，以给企业带来环境绩效并增强企业的持续竞争优势为目的的创新行为，比如技术、产品、服务、工艺、组织市场等方面的创新，强调经济与环境协同发展. 而对绿色创新维度的划分，从不同的角度出发会有不同的结果. 按创新的内容或对象划分，可以将其分为绿色产品创新和绿色流程创新，这种是较为传统的划分方式［25-26］. 此外，Chang［27］从创新的强度出发，将创新分为突破式和增量式. 近年来，学者们多从双元性的角度出发对创新进行分类，提出了利用式创新和探索式创新［28］. 王娟茹和刘娟［29］结合双元性理论和绿色创新提出了探索式绿色创新和开发式绿色创新，作者认为探索式绿色创新重点在突破式的或颠覆式的变革，用以满足新的市场和新的顾客的绿色需求，这种创新一般所需的周期较长，难以在短期内获得成果；开发式绿色创新则侧重于对现有的知识和技术的整合改进，表现为小幅度地或持续不断地延伸现有的绿色产品和技术，改善产品质量，提高现有资源的利用效率，从而满足现有市场和现有顾客的绿色需求，具有成本低、风险小的特点，较大可能在短期内获得回报［30-31］.

1.2 制度压力与双元绿色创新

制度主义理论以组织所面临的制度环境为背景，强调环境中的组织应该具有合法性、环境嵌入性和行为惯例，同时不同组织的行为应该具有趋同现象［32］. Porter和Linde［33］指出合法性指的是在既定的社会规范、价值、信仰的体制中，组织行为被认定是可取的、恰当的、合适的等感知或感觉. 战略管理学派将这种组织合法性看作是能为组织带来实际利益的重要战略资源［34］. 从影响企业行为的利益相关者类别出发，主要可以将制度压力划分为规制压力和规范压力. 规制压力是指企业面临的以政府为主导的规则、控制、奖罚等强制性要求，企业必须满足政府规则的最低标准才能获得合法性，因此规制压力主要指政府监管、法规等强制性压力［35］. 规范压力通常是指包括顾客、供应商、市场环境等的价值观水平、道德约束和他们对企业的期望，只有符合社会期望和规范的企业行为和表现才能维持企业的合法性. 总之，制度压力出于其强制性的要求以及促进企业建立绿色产品竞争优势的作用，推动了企业的双元绿色创新活动.

对于探索式绿色创新，首先，规制设定的最低要求升高也会促使社会期望的提升，由此企业必须满足门槛条件的提高. 为了一劳永逸地解决政府规制对企业的强制性约束作用从而获得合法性，企业对绿色创新的风险感知程度降低（风险阈值提高），更倾向于采取颠覆式的绿色技术变革，从根本上改变企业的生产现状，并结合绿色产品创新满足潜在的绿色顾客需求，由此促进了探索式创新行为［36］. 其次，企业根据消费者和市场等利益相关者对绿色新产品实体和附加价值（如产品新颖性、互动性等）更高的要求来布局其绿色创新策略，可以获取超出规制要求的各种奖励，并争取到更加复杂的应用场景的顾客订单以补偿企业创新的成本，因此进一步强化企业的绿色意愿［37］. 最后，超过规制和规范要求的绿色创新可以在潜在市场中形成差异化的优势，从而在行业竞争中占据主导地位，快速占领潜在市场、吸引新顾客，甚至引领市场发展的潮流，推动绿色市场迈入新阶段［38］.

对于开发式绿色创新，首先，外部制度压力通过缩短新产品研发流程和加速技术优化、快速提升其合法性，进而驱动企业实施开发式绿色创新；外部制度压力强化了企业对政府的环保要求和社会绿色需求变化趋势的预判，企业可以通过多频次小步渐进的方式，情境式地改进绿色产品和提升绿色技术，通过稳定的市场需求获得充足的资金流，持续投入到企业的绿色转型中. 其次，规范压力对维持产品良好的竞争优势提出更高要求，企业通过持续不断的开发式绿色创新行为，给消费者和市场带来持续不断的绿色体验，以稳定、积极的绿色口碑进一步巩固企业在既有市场的影响力［39］. 最后，渐进式的绿色创新行为成本较低，降低了绿色创新的不确定性风险和产品推广成本，对于较多企业来说，是在满足合法性的基础上效益最大化的重要策略，企业能更轻松地开展绿色创新活动，并推动市场中的品牌创新定位、累积绿色竞争优势，有利于进一步满足消费者和市场的更高合法性要求［40］. 据此提出假设1a和假设1b.

H1a：制度压力（规制压力、规范压力）正向影响企业的探索式绿色创新行为；

H1b：制度压力（规制压力、规范压力）正向影响企业的开发式绿色创新行为.

1.3 绿色组织文化和双元绿色创新

企业在创新方面的不同表现，追根溯源是企业间的文化差异引起的［41］. 有研究认为，只有与企业绿色发展相匹配的绿色文化才能深入地将可持续的理念融入企业日常的经营中，推动企业主动进行绿色转型. 也有学者指出，在相同的制度环境下文化差异是社会和经济差异的决定因素，企业竞争力差异的主要因素就是由文化构建的社会信任和合作制度的差异［42］. Fan等［43］认为绿色组织文化是指企业内形成的一种共同的绿色理念，并以此为基础制定计划、指导企业行为，并长期在组织中和供应链合作伙伴中促进和分享关于绿色文化的价值观和信念. 由此，绿色组织文化营造了企业内部的绿色氛围，通过树立绿色价值观和强化资源投入意愿促进企业的双元绿色创新.

对于探索式绿色创新，首先，绿色组织文化提高了企业对创新试错的容忍度，通过形成独特的绿色价值观和绿色标准系统，传播绿色理念、改变观念、简化程序，保证绿色决策的一致性和持续性，从而形成自上而下的绿色期望. 由此，在改善企业绿色氛围的同时使得企业更愿意承担创新失败的风险，而进行大胆的、颠覆式的绿色技术变革，以满足企业根本性的绿色期望和创新目标. 其次，绿色组织文化在企业内部形成强有力的针对绿色发展和创新的资源投入的意愿，凝聚力量、减少摩擦，强化内部支持力度［44］；其在外部衍生符合市场环境的文化内涵并整合形成扩散效应，从而提高企业的外部适应性［45］. 同时以更具开放性的意识吸收和整合外部资源，内外整合加快了资源和信息的流动，以满足探索式绿色创新需要的条件，帮助企业快速做出反应，充分调用资源开拓新市场，研发绿色新产品和工艺等，以推进探索式绿色创新行为的发生［46］.

对于开发式绿色创新，首先，文化资源对企业行为的影响是自发的、潜移默化的，通过绿色文化构建、传播和共享，在企业内部形成对绿色价值观的认可和一致性，逐渐形成绿色资源扩散效应以及信任、沟通、协调互助的创新氛围，由此引导企业日常创新行为向符合组织期望的方向靠拢，不断发现日常生产流程中的需求或不足，持续优化创新进程，主动探索绿色创新优化路径，促进企业现有生产技术的整合和改进. 其次，绿色组织文化表达出企业的绿色态度，促进企业的战略目标、组织结构与绿色创新行为相互支撑，发挥绿色文化资源的主观能动性，并将绿色理念融入企业的日常运作中. 由此，企业受到绿色文化的长期影响后，自动融合绿色文化形成的绿色理念和行为规范，从而在改进现有产品、流程和工艺过程中都强调企业的绿色主张，全面约束和规范企业的绿色创新行为，并将绿色活动的资源保障作为企业优先事项，进而有利于促进开发式绿色创新行为［47］. 据此提出假设2a和假设2b.

H2a：绿色组织文化正向影响企业的探索式绿色创新行为.

H2b：绿色组织文化正向影响企业的开发式绿色创新行为.

1.4 绿色组织文化和制度压力的交互作用

绿色组织文化和制度压力的交互作用可能会削弱企业的探索式绿色创新行为. 首先，如果企业本身的绿色组织文化氛围比较浓厚、绿色实力较强且对环境的关注比较多，可能会比较主动地采取探索式绿色创新行为以满足深层次的环保需求；或者企业可能有自己的探索式创新战略或规划，确信自己的行为可以满足政府、市场等的环境要求. 此时外部强制性压力的强化，反而会扰乱企业现有的创新计划或者与企业制定的长远的创新战略方向相反，使企业陷入主动和被动的行为冲突，在这种情况下高浓度的绿色组织文化和外部强制性压力共存反而会降低企业探索式绿色创新成功率［48］. 其次，制度压力成为企业所面临的关键合法性压力时，企业会重点关注企业的环境相关创新行为是否能满足政府或市场的最低限度要求，从而将资源投入于可以快速建立绿色产品竞争优势的绿色创新行为，目的是得到可以应对外部压力的绿色结果. 在这种情况下企业投入于形成绿色组织文化氛围的资源较少，关注适合绿色创新自然形成的文化环境和内部机制相应的减少，由此对绿色组织文化氛围的构建不充分、对探索式绿色创新的风险存在较大顾虑，都会影响企业创新尝试到创新结果的转化效率. 据此提出假设3.

H3：绿色组织文化和制度压力（规制压力、规范压力）的交互作用负向影响探索式绿色创新.

与以上交互机制对探索式绿色创新的影响作用类似，绿色组织文化和制度压力的共同影响也会削弱企业的开发式绿色创新行为. 一方面，如果企业内部有较完善的绿色文化氛围，表明了企业的绿色目标明确、绿色意愿强烈，本身就很容易在创新行为中融入绿色思考，改进绿色新产品或满足绿色市场，形成良好的绿色创新结果. 在此情况下，外部的政府规制压力和市场规范压力的存在使得企业需要调整现有的绿色创新行为和研发模式，可能对企业原有的生产计划产生负向影响，因而绿色组织文化的渗透遇到外部制度压力的强制作用会对开发式绿色创新行为产生反向作用. 另一方面，高强度的制度压力作用下，企业在应对压力以获得制度合法性时倾向于采取结果导向的绿色创新行为，会在较短时间内整合企业内部的资源和能力、强制企业产生足以满足客户要求的绿色结果，建立有限的绿色产品竞争优势. 由此企业较少将资源投入于完善内部文化理念、推进内部绿色导向，因此会制约绿色组织文化本身的影响力度和内部引导作用，很难使绿色氛围对企业行为的上下一致性产生影响，同样也会影响企业绿色行为到开发式绿色创新的转化［49］. 据此提出假设4.

H4：绿色组织文化和制度压力（规制压力、规范压力）的交互作用负向影响开发式绿色创新.

综上所述，研究模型如图1所示.

图1 概念模型图Fig.1 Conceptual model diagram

2 研究设计

2.1 样本选择和数据收集

本文采取问卷调查的方式，选择我国制造企业作为研究样本，制造业是我国现阶段的主要支柱产业和国民经济的主体，同样也是我国环境问题产生、发展的源头，受到政府和市场的重点关注. 相比于其他行业，制造企业面临的绿色创新需求更加强烈，企业对外部与环境相关的制度压力更加关注，同时，也更有可能主动进行内部绿色组织文化构建和绿色组织氛围营造，从而保证绿色创新行为的成功.

为了更加全面准确地收集我国制造企业的绿色发展和创新驱动的相关信息，本文按照我国制造企业的分布现状选择样本，主要的样本来源是北京、上海、广东、四川、陕西、安徽、江苏、山东等省市. 此外，企业的绿色创新是企业层面的决策和行为而非个人，因此对制造业企业绿色创新的研究需要企业层面的数据. 鉴于此，本文中设定的主要问卷填写对象限定于制造业企业的中高层管理者，因为他们对企业所面对的环境现状和内部决策过程更加了解，同时他们在企业的绿色创新行为决策和实行过程中发挥重要作用，也承担着更重要的责任.

此次数据收集首先选用国内外成熟的量表，以“回译”的形式翻译并结合研究内容进行修改、得到翻译结果；此后根据专家的意见进行情景修改，融入了我国制造业企业的发展现状，确保问卷的信度和效度. 此后正式调研主要以参与过制造业数字化转型的企业和熟悉相关内容的人员为主. 选择常用的问卷调研平台——问卷星和微信等网络渠道进行问卷发放和收集，累计发放问卷466份，收取问卷354份，回收率为79.37%；在收集到的数据中剔除信息不全、填写明显不当等无效问卷181 份，最终获得有效问卷173 份，有效回收率为48.87%. 所得样本的基本情况如下表1所示.

表1 样本基本情况Tab.1 Basic information of samples

2.2 变量测量

本文的变量测量借鉴了国内外已成熟的量表，并根据具体研究内容进行修正. 采用李克特五点量表，其中“1”表示“非常不同意”，“5”表示“非常同意”.

2.2.1 双元绿色创新

借鉴Jansen等［50］和Wang等［51］对探索式创新和开发式创新的研究，分别设计了3个题项测量探索式绿色创新和开发式绿色创新.

2.2.2 制度压力

借鉴Liu等［52］对制度压力的研究，将制度压力分为规制压力、规范压力和模仿压力三个维度，本文主要考虑规制压力规范压力两个维度，并分别用3个题项来测量规制压力和规范压力.

2.2.3 绿色组织文化

借鉴Fan等［43］对组织文化的测量量表，设计了3个题项来测量企业绿色组织文化.

2.2.4 控制变量

据以往相关研究，选取企业性质、企业年龄、环境管理水平、资产总额作为控制变量［53］. 其中，企业性质分为国有及国有控股、集体所有制、私营企业、外资企业和其他；企业年龄指的是企业成立的年限；资产总额指的是调研最近一年的水平；环境管理水平是指企业是否通过了国际标准化组织14001（ISO14001）认证指标.

2.3 共同方法偏差

为了排除同一个评价者对问卷数据评价可能存在的共同性偏差，在数据分析之前对数据的共同方法偏差进行检验. 用Harman 单因素检验方法检验发现，将被研究的所有关键变量的题项一同加入进行因子分析，累计解释总方差为58.096%，得到其中第一个因子解释方差为39.324%，小于阈值50%，说明共同方法偏差不严重. 另外，用验证性因子分析测量单因子拟合模型（χ2/df=4.644，CFI=0.691，IFI=0.696，TLI=0.640，RMSEA=0.146），结果与其他因子模型相比，单因子模型的拟合度很差，说明了本研究不存在严重的共同方法偏差. 最后，用验证性因子分析的方法构建新的模型结构，增加共同方法因子，其适配结果与原模型相比变化较小（χ2/df=1.285，CFI=0.978，IFI=0.979，TLI=0.968，RMSEA=0.041），可以看出新得出的模型拟合效果较差，综合以上证明了本研究的共同方法偏差问题不严重.

3 实证分析

3.1 信效度分析

用软件SPSS25.0和AMOS21.0检验变量的信度和效度，检验结果如表2所示. ①检验结果表明，各变量的Cronbach’sα系数值均大于0.70，组合信度值（CR）也大于0.70，说明量表的内部一致性高、信度良好，所得数据的可靠性满足相关标准. ②由验证性因子分析可得：χ2/df=1.617，CFI=0.954，IFI=0.955，TLI=0.939，RMSEA=0.060，各指标均满足模型适配要求，表明所得数据具有良好的结构效度. ③各因子载荷均大于0.5，各变量的平均方差提取（AVE）值均大于0.5，说明量表具有良好的聚敛效度. ④AVE的平方根大于相应各因子间的相关系数（见表3），说明量表具有良好的区分效度. 综上所述，本研究所用量表的信效度良好.

表2 信度、效度分析表Tab.2 Reliability and validity analysis table

3.2 描述性统计和相关性分析

表3为研究变量的均值、标准差以及相关系数矩阵表. 从表中可以看出，探索式绿色创新与开发式绿色创新（r=0.678，p＜0.01）、规制压力（r=0.144）、规范压力（r=0.445，p＜0.01）、绿色组织文化（r=0.613，p＜0.01）之间显著正相关，开发式绿色创新与规制压力（r=0.182，p＜0.05）、规范压力（r=0.444，p＜0.01）、绿色组织文化（r=0.624，p＜0.01）之间显著正相关且相关性系数小于阈值0.7，初步验证了研究假设.

表3 描述性统计和相关性分析结果Tab.3 Descriptive statistics and correlation analysis results

3.3 假设检验

3.3.1 直接效应检验

假设中直接效应的检验采用SPSS中的线性回归分析的方法，在验证过程中，首先将探索式绿色创新和开发式绿色创新作为因变量，再将控制变量（企业性质、企业年龄、环保组织能力、资产总额）、自变量分别加入回归模型，具体的回归结果如表4所示. 从表中可以看出，规制压力对探索式绿色创新的正向促进作用在一定程度上显著（β=0.167，p＜0.05），规范压力对探索式绿色创新具有显著的正向影响（β=0.436，p＜0.01），假设1a得到支持. 同理规制压力对开发式绿色创新（β=0.213，p＜0.01）、规范压力对开发式绿色创新（β=0.428，p＜0.01）具有直接促进作用，假设1b 得到支持. 绿色组织文化正向促进企业的探索式绿色创新（β=0.617，p＜0.01）和开发式绿色创新（β=0.628，p＜0.01），假设2a、假设2b得到支持.

表4 直接效应检验结果Tab.4 Direct effect test results

3.3.2 交互效应检验

为了验证内外部变量的交互作用对双元绿色创新的影响，本文将内部绿色组织文化、外部规制压力、规范压力以及交互项等分别加入回归方程. 此外为了消除多重共线性的影响，在构建交互项之前先对自变量进行了中心化处理，并且用比较直观的简单斜率分析图来呈现具有显著的交互作用结果的变量及其关系.检验结果如表5，研究表明只有规制压力和绿色组织文化的交互项（模型6，β=-0.135，p＜0.05）、规范压力和绿色组织文化的交互项（模型8，β=-0.133，p＜0.1）对开发式绿色创新具有显著的负向影响，因此仅有假设4得到支持，假设3不能得到支持.

表5 交互作用检验表Tab.5 Interaction test table

此外可以用更直观的交互作用分析图来展示内外部变量的交互作用影响情况. 如图2所示，图2（a）表示绿色组织文化与规制压力的交互作用对开发式绿色的负向作用，当绿色组织文化水平较低时，规制压力与开发式绿色创新为显著正相关关系（b=0.117，p=0.043）；当绿色组织文化水平较高时，规制压力对开发式绿色创新的作用变为负向但不显著（b=0.009，p＞0.1），证明二者的交互作用减少了企业的开发式绿色创新行为. 同理，图2（b）表示绿色组织文化与规范压力的交互作用对开发式绿色的负向作用，表明当绿色组织文化水平较低时，规范压力对开发式绿色创新是显著的正向促进关系（b=0.190，p=0.004）；当绿色组织文化水平较高时，规制压力对开发式绿色创新的正向促进作用被削弱（b=0.101，p＞0.1），同样证明二者的交互作用会减少开发式绿色创新行为. 据此，进一步证明了假设4.

图2 绿色组织文化与制度压力对开发式绿色创新的交互作用Fig.2 Interaction between green organizational culture and institutional pressure on development-oriented green innovation

4 结论与讨论

4.1 研究结论

本文从制度理论和资源基础理论出发，探讨了内外部驱动因素及其交互作用对双元绿色创新的影响.基于173家制造企业的数据进行了验证，得出研究结论如下.

1）规制压力对探索式和开发式绿色创新有促进作用，规范压力对探索式和开发式绿色创新有促进作用. 以往的相关研究缺乏对规制压力、规范压力到双元绿色创新的作用路径的探索，本研究以此为研究的切入点，从制度压力的特点，区分并检验了规制和规范压力对于不同类型双元绿色创新的影响机制，丰富了制度理论的相关研究，并推动了双元绿色创新的外部驱动机制的研究.

2）绿色组织文化正向促进企业的探索式绿色创新和开发式绿色创新行为. 企业内部的资源和能力不可否认是企业绿色创新行为产生的重要基础，但在双元绿色创新的驱动机制的研究中，内部驱动因素的关键作用往往被忽视. 基于此，本研究分析了绿色组织文化通过营造绿色氛围、培育绿色价值观、调整资源投入比例等来推动企业探索式绿色创新和开发式绿色创新的产生. 研究结论为分析双元绿色创新的内部驱动因素提供了全新的实证证据，并进一步加深了资源基础观在双元绿色创新相关领域的研究和应用.

3）规制压力和绿色组织文化的交互作用、规范压力和绿色组织文化的交互作用负向影响企业的开发式绿色创新行为. 研究结果表明，对于开发式绿色创新，企业的外部制度压力和内部绿色组织文化的驱动作用之间可能存在一定的替代效应，在外部制度压力较大或者内部绿色文化浓厚、绿色资源丰富的单边作用促进下，企业的绿色创新行为得到加强. 但当二者同步产生影响时，会使企业陷入内外资源矛盾的桎梏，反而对企业的绿色创新行为产生不利影响.

然而，制度压力与绿色组织文化的交互作用对探索式绿色创新的负向驱动作用并未得到支持，可能的原因是：探索式绿色创新对企业来说属于战略性决策，受企业的发展方向影响较大，一旦决定实施，则受内部资源约束和外界环境变化的影响较小，不会因为外部压力和内部文化的变化而变化. 以往研究更多的是从外部或者内部的单一视角分析双元绿色创新的驱动因素，本研究考虑了内外部因素的交互影响，推进了企业双元绿色创新驱动因素的整合研究，为分析绿色创新的影响作用机制提出了新的思路，也有助于企业更有效地结合自身和外部情况选择合适的双元绿色创新策略，获得绿色创新成果.

4.2 讨论

4.2.1 管理启示

第一，绿色创新的实施和应用已经成为企业未来发展的方向，企业应该高度重视绿色创新发展趋势和要求，并将绿色创新作为企业的长期目标. 同时企业的决策者也应该意识到，为了满足客户定制化需求，企业需要具备满足差异化应用场景订单的能力. 因而企业需要采取更加积极主动的姿态，投入足够的资源以积累双元绿色创新的能力，从而维持既有市场的绿色竞争力，并尽力在潜在市场取得成功.

第二，企业需要关注政府的相关环境法规的变化趋势，并将环保法规作为自身绿色改进的比较基准，从而在有效进行绿色升级的基础上，更加容易地取得合法性的地位. 此外企业还要充分关注市场发展状况，洞悉消费者和市场的绿色发展趋势，了解绿色技术的发展路径，把握和挖掘消费者的绿色需求和意愿. 通过设计和生产超出规范要求的绿色产品，在市场中取得差异化的竞争优势.

第三，企业应该重视内部绿色文化和绿色价值观的形成与传播，高度关注企业内部绿色组织能力的培养与提高. 由此加快形成以绿色为主导的内部创新结构，重视内部高质量绿色资源的整合和利用，有效推进绿色创新实践的顺利实施. 此外，应该构建外部制度压力和内部资源能力的平衡关系，将压力转化为动力，将资源作为创新的基础，加强组织内部绿色结构建设，通过绿色创新实践和成果增强企业差异化优势、提高市场竞争力，进一步开拓绿色新市场.

4.2.2 研究局限性和未来发展方向

首先，本文所获得的数据比较片面，并不能完全反映我国制造业的整体状况，所以未来的研究可以进一步扩大样本范围，加强研究结果的普适性，此外也需要对制造业之外的行业企业进行调研；其次，本文所获取的数据都是横截面数据，而绿色创新的驱动作用机理是一个动态衍化的过程，后续的研究可以通过跟踪调研获取企业创新实践发展的纵向数据，从而整体分析绿色创新的驱动作用机理；最后，双元创新中探索式绿色创新和开发式绿色创新的关系并不是割裂的，而应该是互补协同、相互促进的关系，未来的研究应该进一步考虑绿色创新的双元性特征和双元创新之间可能存在的链式促进关系.