环境规制对江苏制造企业绿色创新的交互影响研究_高鹏.pdf

第29卷第1期江 苏 理 工 学 院 学 报JOURNAL OF JIANGSU UNIVERSITY OF TECHNOLOGYVol.29，No.1Feb.，20232023年2月创新驱动绿色发展是中国特色可持续发展之路的重要举措。企业作为提供社会发展基本的微观主体，能通过绿色创新实现社会生产要素的优化组合，提升环境和经济双重效应1。江苏是制造业大省，装备制造、化工、钢铁等重加工制造企业发展较快。截至2018年，江苏制造业规模连续8年保持全国第一，实现产业增加值41 248.5亿元2，但也产生了22 371万吨的碳排放量3，这在带动地区经济高速发展的同时引起了严重的环境问题，亟需通过绿色创新实现发展模式的转型。受制于技术外溢、成本制约等导致的负向外部性问题4，江苏相当一部分制造企业绿色创新动力缺失，创新路径困惑。该问题的解决既需要以政府法律法规为主要形式的正式环境规制，又需要社会公众、环境组织、行业协会、媒体为主导的非正式环境规制5，形成双重环境规制。囿于各种规制力量的复杂交互作用，在企业绿色创新路径上到底呈现出“创新补偿”还是“创新抑制”存在很大不确定性。这从近年来频发的环境类群体性事件促使一部分制造企业加大绿色创新投入，同时也“整垮”了许多企业的现实中可见一斑。另外，如何把环境规制的压力转化为绿色创新的效果，制造企业本身的知识共享能力也至关重要6。那么，正式与非正式环境规制到底如何影响江苏制造企业的绿色创新行为？两种规制之间是否存在交互效应？企业知识共享又起到怎样的调节作用？这些问题有着重大的现实意义。一、相关文献综述企业绿色创新一直以来受到学术界的广泛关环境规制对江苏制造企业绿色创新的交互影响研究收稿日期：2021-10-18基金项目：江苏省社会科学基金项目“多元协同环境规治下的江苏制造企业绿色创新研究”（20GLD007）；国家社会科学基金项目“大国优势条件下我国制造业数字化转型升级的动力机制与推进路径研究”（20BJL129）；江苏理工学院社科基金项目“双重环境规治视域下企业绿色创新路径及保障机制设计”（KYY20511）；江苏省商业会计学会研究课题“低碳经济下基于环境规划的绿色制造企业市场绩效研究”（2022JSSYKJ335）作者简介：高鹏，教授，博士，主要研究方向为创新管理；陆玉梅，教授，主要研究方向为经济管理。高 鹏，陆玉梅（江苏理工学院 管理学院，江苏 常州 213001）摘要：为增强江苏制造企业开展绿色创新的动机，实现“经济生态社会”绩效的全面提升，以217家制造企业为研究样本，采用逐步回归方法研究了正式环境规制和非正式环境规制对绿色创新的影响机制，检验了两种规制之间的交互效应，并分析了企业知识共享的调节作用。研究表明：命令控制型和市场激励型正式环境规制对江苏制造企业绿色创新均有正向促进作用；非正式环境规制能有效提升企业绿色产品创新行为，与命令控制型规制存在明显的交互作用，但不能提升企业绿色工艺创新行为，与市场激励型规制的交互作用也不显著；企业知识共享能正向调节两类环境规制与企业绿色创新之间的关系。根据研究结果，提出了促进江苏制造企业绿色创新的对策建议。关键词：双重环境规制；交互效应；知识共享；绿色创新中图分类号：F272文献标识码：A文章编号：2095-7394（2023）01-0039-12DOI:10.19831/ki.2095-7394.2023.01.018注。企业绿色创新的行为路径经历了由被动创新（管理）到主动创新（管理）的演变过程。在被动绿色创新阶段，企业虽然遵循政府的环境政策，但仍然是以自身利润最大化为目标，仅在局部进行必要的减排投入7；主动绿色创新阶段企业则积极寻求生态效率，利用 3R（减少，再利用和再循环）创新优化资源，并主动参与外部绿色管理行动8。在制造企业绿色创新影响因素方面，内部资源与能力障碍以及外部资源获取障碍已成为制约中小制造企业投入绿色创新的两类主要瓶颈9，其中技术和管理人员因素尤其不可忽视10。不仅如此，终端消费者端的绿色意识对制造企业的绿色转型将起到引领作用11，集群内部和外部的跨界搜索对集群企业的绿色创新具有倒U型影响12。针对负向外部性所导致的制造企业绿色创新动机不强的问题，环境监管13、补贴激励机制14以及环境披露机制15等以政府为主导的正式环境规制起到了决定性作用。而当政府对污染企业的绿色规制失效时，社会公众团体为维护自身利益，也会与排污企业进行谈判，不仅对企业排污行为产生约束作用，更会有效提升企业的绿色创新行为16-17。除此以外，消费者会通过其绿色产品的消费偏好或品牌意识来推动制造企业绿色思想的商品化过程18。随着企业在绿色管理中越来越意识到利益相关者的重要性，非正式环境规制方面的相关研究越来越丰富19-20，也因此提出了绿色供应链管理、闭环供应链管理和可持续供应链管理等治理策略21-22。实践证明，我国企业虽有开展绿色治理的压力和动机，但缺乏环境规制制度的引导，尚未真正转化为实践。综上，现有关于双重环境规制以及绿色创新动态发展规律的研究已经比较丰富，但仍存在诸多不足。首先，相关研究已分别描述了政府正式环境规制以及社会公众非正式环境规制对企业绿色创新行为的影响，但并未进一步检验两种环境力量之间的交互效应；其次，现有研究大多仅分析环境规制对绿色创新的直接作用，鲜有关注企业知识分享的调节作用；最后，现有研究很少从某一区域层面探讨环境规制的作用机理。鉴于此，本文以江苏制造企业为研究对象，全面探讨交互效应下正式和非正式双重环境规制对企业绿色创新的影响机制，并提出对策建议。二、相关概念及研究假设（一一）相关概念相关概念1 1.正式环境规制正式环境规制正式环境规制是政府相关部门为了改善环境品质而制定的一系列行为准则（环境保护法律条文、规定、计划、管理办法、措施等），通过公权力来达到降低环境污染，推进社会绿色发展的目的23。正式环境规制一般可分为命令控制型和市场激励型两种。前者偏向于政府的强制性法律法规，如颁布排污标准、市场禁令、发放许可证等。后者则伴随着规制活动的不断发展而衍生，是指通过排污税费、排污权交易、绿色补贴等市场手段引导企业的环境行为17，24。2 2.非正式环境规制非正式环境规制不同于由政府主导的正式环境规制，非正式环境规制的主体为社会公众、媒体、环境组织和行业协会等社会团体。它们通过监督曝光、协商谈判、联合抵制乃至爆发群体事件等方式与排污企业抗争，从而达到环境保护的目的25。非环境规制虽不具备法律强制性，但由于涉及企业利益相关者，因而是重要的外部监督手段，是正式环境规制的有效补充。由于某些国家地区在环保经费和人员方面的不足，导致正式环境规制实施不力，此时非正式环境规制对环保的贡献程度要超过正式环境规制26。3 3.企业绿色创新企业绿色创新绿色创新又称为生态创新，是指企业为了避免和降低而采用新的或改良的设备、流程、技术、方法、实践和产品，目的在于实现产品整个生命周期的绿色化。根据邢丽云和俞会新27的研究，本文把绿色创新分为绿色工艺创新和绿色产品创新两个维度。绿色工艺创新是在产品生产前就把降低生产过程中的污染物排放考虑在内，对可能出现的污染加以控制，在生产过程中改进或研发污染防治的生产技术及工艺设备，在出现污江 苏 理 工 学 院 学 报40第29卷染的情况下及时进行“三废”处理的创新行为。绿色产品创新是指在产品整个生命周期中，设计研发有利于减小污染、节能降耗、废弃物循环，形成绿色消费环保型产品的创新行为。一般而言，绿色工艺创新比绿色产品创新涉及更长的时间周期6。（二二）研究假设研究假设1 1.正式环境规制与制造企业绿色创新正式环境规制与制造企业绿色创新传统观点认为，正式环境规制对企业绿色创新的作用分为正负两个方面。前者基于“波特”假说，认为科学合理的环境规制政策呈现出“创新补偿”效应；后者则认为正式环境规制起到“挤出”绿色创新的作用。现代诸多研究综合了两种观点，认为正式环境规制与企业绿色创新之间存在 U 型关系25，28。本文认为，现阶段江苏正式环境规制对制造企业的绿色创新的作用以正向促进为主。作为全国生态治理示范地区，江苏各级政府秉承“绿水青山就是金山银山”的可持续发展理念，从近几年环保部门频频整治钢铁、化工等高污染行业的举措中可以看出，正式环境规制的力度已经达到“创新补偿”的拐点29。在此背景下，对环保问题施加更大的规范压力，出台更灵活的市场激励政策，有利于制造企业克服组织惯性，激发其绿色创新思维。因此，本文提出以下假设：H1 正式环境规制与江苏制造企业绿色创新正相关；H1a 命令控制型环境规制与江苏制造企业绿色工艺创新正相关；H1b 市场激励型环境规制与江苏制造企业绿色工艺创新正相关；H1c 命令控制型环境规制与江苏制造企业绿色产品创新正相关；H1d 市场激励型环境规制与江苏制造企业绿色产品创新正相关。2 2.非正式环境规制与制造企业绿色创新非正式环境规制与制造企业绿色创新正式环境规制表现为权威行政主体的直接命令，具有较强的规制效应。但正式环境规制标准并不一定与社会民众的环境诉求完全一致，因为社会民众才是环境污染最直接的受害者。因而，当正式规制措施无法满足环境需求时，民众会产生针对环境污染行为的激烈抗争，同时引起社会团体、媒体等机构的竞相关注和报道，对企业经营方向等产生重要影响17。此外，非正式环境规制的主体是企业最直接的利益相关者，公众对环保问题的重视常伴随着消费者需求结构的变动，这必然会影响产品市场销售及企业利润30，继而产生绿色产品需求。江苏为全国经济发达地区，社会公众的环保意识普遍较高，非正式环境规制越来越成为环保监督中不可忽视的社会力量。基于此，本文提出以下假设：H2 非正式环境规制与江苏制造企业绿色创新正相关；H2a 非正式环境规制与江苏制造企业绿色工艺创新正相关；H2b 非正式环境规制与江苏制造企业绿色产品创新正相关。3 3.非正式环境规制的调节作用非正式环境规制的调节作用作为正式环境规制的有效补充，非正式环境规制主要通过以下两个途径实现。其一为直接方式。通过协商谈判、曝光、联合抵制等措施促使制造企业改进技术。其二为间接方式。通过向有关环境部门信访、举报，敦促政府出台更严厉的法律法规迫使企业进行绿色创新25。同样，补贴、税费等市场激励政策的根本目的是通过市场机制激发企业绿色创新的动机，这往往会随公众消费者的绿色偏好而发生调整。例如，2014年我国制定的“以旧换再”政策中，各地补贴价格因消费者对再制品认可程度不同而有所差异31。此外，一个地区正式环境规制的强度也会对非正式环境规制产生影响。公众消费者、社会团体完全可以从环保法令的完善与否、执行力度的强弱中觉察出政府对环境治理的态度，从而决定对日常环境监督的投入程度。可见，正式环境规制和非正式环境规制应对企业绿色创新具有交互式影响。由此提出以下假设：H3 非正式环境规制正向调节正式环境规制对江苏制造企业绿色创新的作用；H3a 非正式环境规制正向调节命令控制型规制对江苏制造企业绿色工艺创新的作用；高 鹏，等：环境规制对江苏制造企业绿色创新的交互影响研究第1期41H3b 非正式环境规制正向调节命令控制型规制对江苏制造企业绿色产品创新的作用；H3c 非正式环境规制正向调节市场激励型规制对江苏制造企业绿色工艺创新的作用；H3d 非正式环境规制正向调节市场激励型规制对江苏制造企业绿色产品创新的作用。4 4.企业知识共享的调节作用企业知识共享的调节作用企业绿色创新是一个复杂的系统工程，受到内外部因素的综合影响。双重环境规制激发了企业绿色创新的动机，但绿色创新的效果主要取决于对绿色知识的掌握和利用32。从微观层面上看，制造企业的绿色创新比一般性技术创新表现出更为复杂的行为特征，对多样化综合性的获取信息、技术及知识提出了更高要求33，这会大大影响制造企业对环境规制的响应程度。当内部知识库无法满足绿色创新的技术需求时，制造企业必然要与外界共享绿色知识、绿色创新思路和相关的工作技巧，及时破解绿色创新过程中出现的各种难题。由此可见，知识共享能够有效整合、转换与创造企业各类显性和隐性知识，是企业把外部环境规制压力转化为内部绿色创新动力的重要中介。由此提出以下假设：H4 企业知识共享正向调节正式环境规制对江苏制造企业绿色创新的作用；H4a 企业知识共享正向调节命令控制型规制对江苏制造企业绿色工艺创新的作用；H4b 企业知识共享正向调节命令控制型规制对江苏制造企业绿色产品创新的作用；H4c 企业知识共享正向调节市场激励型规制对江苏制造企业绿色工艺创新的作用；H4d 企业知识共享正向调节市场激励型规制对江苏制造企业绿色产品创新的作用；H5 企业知识共享正向调节非正式环境规制对江苏制造企业绿色创新的作用；H5a 企业知识共享正向调节非正式环境规制对江苏制造企业绿色工艺创新的作用;H5b 企业知识共享正向调节非正式环境规制对江苏制造企业绿色产品创新的作用。图1在总结本文研究假设的基础上提出了双重环境规制下企业绿色创新的概念模型。图1双重环境规制下的制造企业绿色创新概念模型三、实证研究（一一）问卷设计问卷设计本文综合运用文献阅读、企业实地访谈以及专家指导等方式设计测量量表。每个解释变量和被解释变量34个题项，共21个题项。采用Likert5级量表，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。整体量表设计如表1所示。（二二）样本数据采集样本数据采集本研究采用调查问卷的方式采集样本数据。首先，在江苏常州、镇江、南京三个城市选取20家生产制造企业进行问卷预调研，根据反馈的意见进行问卷题项的优化。而后，对江苏省内200余家生产制江 苏 理 工 学 院 学 报42第29卷造企业展开正式问卷调查。正式问卷发放的途径有以下三种：（1）与已成为课题组所在学校合作基地的企业取得联系，当面发放纸质问卷；（2）从企业网站获取其联系方式，通过邮件发放电子问卷；（3）从猪八戒网等众包平台以奖励式任务的方式发放电子问卷。本次问卷调研时间自2021年2月至2021年6月持续4个月，共获得样本数据249份。剔除不属于制造业的无效问卷32份，实际有效问卷217份。表1问卷各部分测量量表构成潜变量及字母标志命令控制型环境规制MLGZ市场激励型环境规制JLGZ非正式环境规制FZGZ企业知识共享ZSGX绿色工艺创新LSGY绿色产品创新LSCP问卷题项V10 贵公司生产过程面临着严格的排污降耗标准和生产技术标准V11 贵公司的产品进入市场的绿色门槛较高V12 贵公司所面对的环境规制部门权威性较高，制定的法律法规较完善V13 贵公司若违反环境规制标准将面临严厉的惩罚V14 政府对贵公司的环境治理行为给予一定的财政补贴V15 贵公司的环境治理行为能获得一定的税收优惠V16 贵公司排污要承担一定税费或购买排污交易权限V17 贵公司进行废旧品回收循环利用可得到一定押金退还V18 贵公司邻近的社区居民对生产过程中的环境污染问题极为关切V19 贵公司所处地区的环保组织、社会团体会对生产过程的排污情况进行监督V20 贵公司所处地区的环境问题经常会引起媒体的曝光V21 贵公司经常与外界共享绿色技术研发方案、进度报告等信息资料V22 贵公司经常与外界共享产品绿色功能细节及主要优势V23 贵公司经常与外界共享绿色技术利用或实施方面的经验诀窍V24 贵公司经常研发与废气、废水相关的处理技术V25 贵公司经常研发与引进与“三废”处理以及节能减排相关的绿色工艺制造技术V26 贵公司在购置绿色工艺相关设备方面投入了大量资金V27 贵公司经常制定与改进绿色工艺相关的战略规划V28贵公司经常采用无毒无污染的环保原材料V29贵公司经常致力于开发低碳低能耗新产品V30贵公司积极研发易降解易循环利用的新产品量表来源马富萍等（2011）；杨洪涛等（2018）Lanjouw&Mody（1996）；王曼曼（2019）Blackman&Bannister（1998）；周海华和王双龙（2016）Lee（2001）；王曼曼（2019）Brawn&Wield（1994）；毕克新等（2011）；陈功玉（2005）Chen&Shui（2012）；石军伟和付海燕（2007）（三三）描述性统计描述性统计本研究分别从被调研企业基本特征及变量均值、标准差两方面进行描述性统计分析。企业基本特征主要包括所属行业、员工人数、企业性质三个方面。由表2可见，本次调研的217家企业中属于化工、纺织服装、医药制造、钢铁制造等重污染行业的占比70%以上，与本文“绿色创新”的主体特征相符；另外，100人以下的中小企业占比达到65%以上，民营企业的比例约为75%，基本符合长三角地区“中小民营企业”为主体的产业结构特征。进一步，对本研究各解释、被解释、调节变量进行描述性统计，如表3所示。从以上各变量均值方差分析可知，命令控制型环境规制强度的均值在3.8以上，市场激励型规制约为3.65左右，而非正式环境规制不低于3.35。高 鹏，等：环境规制对江苏制造企业绿色创新的交互影响研究第1期43说明正式环境规制仍然是制约江苏地区企业环境行为的最重要武器，而公众、社区、社会团体、媒体等非正式环境规制的作用亦开始显现，但非正式环境规制的强度总体弱于正式环境规制。两类绿色创新的均值几乎均在3.30左右，明显低于环境规制的均值，且标准差达到0.7以上。说明江苏地区制造企业绿色创新的动机总体而言并不突出且差异化程度较高。表2样本企业的基本特征统计属性所属细分行业企业所有制性质企业员工人数分类项通用设备制造纺织服装化学原料和化工制品电气机械汽车制造医药制造钢铁制造其他民营企业国有控股外资、港澳台投资其他50以下501001013003001 0001 000以上样本数78223261831141616232167677538325占比/%3.237.810.612.08.314.36.57.474.714.77.43.230.934.617.514.72.3表3参与动机各变量均值、方差分析潜变量命令控制型环境规制MLGZ市场激励型环境规制JLGZ非正式环境规制FZGZ支撑变量V10V11V12V13V14V15V16V17V18V19V20均值3.813.843.853.883.603.663.733.593.373.433.35标准差0.5890.5120.5740.5750.5830.5690.5790.6430.6240.6690.758潜变量企业知识共享ZSGX绿色工艺创新LSGY绿色产品创新LSCP支撑变量V21V22V23V24V25V26V27V28V29V30均值3.723.763.833.313.223.293.393.363.393.43标准差0.7150.6700.5890.8400.8130.7240.7190.7640.7980.701江 苏 理 工 学 院 学 报44第29卷（四四）信度效度分析信度效度分析本部分对6个潜变量进行信度效度分析。信度检验使用 Cronbach s 值和组合信度 CR相配合，收敛效度判别的方式采用萃取量 AVE值和潜变量协方差矩阵，结果列于表4和表5。可见，所有变量的Chronbach s 指标均高于0.7，表明问卷量表满足了内部一致性要求。组合信度指标值CR亦达到0.7以上，且所有潜变量的平均方差萃取量均达到0.5以上。表4中各潜变量与自身协方差均大于所有与其他潜变量协方差的绝对值。也就是说，潜变量所代表的因子方差解释率达到0.7以上。这些都表明问卷具有较高的收敛效度。表4各变量的Cronbach s、AVE和CR指标潜变量标志MLGZJLGZFZGZZSGXLSGYLSCPChronbach s 0.7590.7270.7040.8050.7610.723AVE0.6820.5940.5020.7040.6320.502CR0.8110.7720.7010.8770.8130.728表5各变量之间的协方差矩阵潜变量MLGZJLGZFZGZZSGXLSGYLSCPMLGZ0.4870.3040.3230.2290.0490.058JLGZ0.4190.3300.2240.0610.018FZGZ0.4050.2760.1330.021ZSGX0.4500.1010.125LSGY0.4080.169LSCP0.560（五五）假设检验假设检验本部分通过逐步回归方法检验命令控制型、市场激励型环境规制以及非正式环境规制对江苏制造企业绿色创新的影响，并探讨：（1）非正式环境规制与正式环境规制之间的交互作用；（2）企业知识共享对正式、非正式环境规制的调节作用。本研究分别将绿色工艺创新和绿色产品创新作为被解释变量，把正式环境规制、非正式环境规制、企业知识共享以及它们的交互项作为解释变量，把其他变量均作为控制变量。检验绿色工艺创新相关假设的具体步骤如下：（1）将三个控制变量以及命令控制型环境规制、市场激励型环境规制纳入回归模型1；（2）将自变量非正式环境规制、企业知识共享加入回归模型 2；（3）将交叉项非正式环境规制命令控制型环境规制，非正式环境规制市场激励型环境规制加入回归模型 3；（4）将交叉项企业知识共享命令控制型环境规制，企业知识共享市场激励型环境规制，企业知识共享非正式环境规制加入回归模型4。检验绿色产品创新相关假设的步骤与上类似，得到模型 5模型 8。用 Mplus7.0 软件进行回归检验，结果列示于表6和表7。高 鹏，等：环境规制对江苏制造企业绿色创新的交互影响研究第1期45表6各变量对企业绿色工艺创新影响的回归检验项目控制变量解释变量调节效应R2调整后的R2F值因变量企业所属细分行业企业所有制性质企业员工规模命令控制型环境规制市场激励型环境规制非正式环境规制企业知识共享命令控制型环境规制非正式环境规制市场激励型环境规制非正式环境规制命令控制型环境规制企业知识共享市场激励型环境规制企业知识共享非正式环境规制企业知识共享企业绿色工艺创新模型1-0.0620.0300.225*0.223*0.252*0.3030.20521.386*模型2-0.0350.0410.148*0.109*0.268*0.0780.407*0.3440.24328.965*模型30.1030.0180.273*0.411*0.309*0.0840.251*0.0420.2420.16919.376*模型40.0030.0210.199*0357*0.128*0.0550.326*0.143*0.182*0.248*0.4570.36835.322*注：*表示在5%水平上显著，*表示在1%水平上显著。项目控制变量解释变量调节效应R2调整后的R2F值因变量企业所属细分行业企业所有制性质企业员工规模命令控制型环境规制市场激励型环境规制非正式环境规制企业知识共享命令控制型环境规制非正式环境规制市场激励型环境规制非正式环境规制命令控制型环境规制企业知识共享市场激励型环境规制企业知识共享非正式环境规制企业知识共享企业绿色产品创新模型5-0.077*0.0520.205*0.402*0.205*0.4780.44526.455*模型6-0.092*0.0760.131*0.361*0.172*0.177*0.276*0.6420.59632.283*模型7-0.0420.0580.301*0.427*0.306*0.198*0.317*0.0680.5850.52324.146*模型8-0.0120.0320.183*0.459*0.321*0.093*0.279*0.184*0.219*0.356*0.6920.65733.564*表7各变量对企业绿色产品创新影响的回归检验注：*表示在5%水平上显著，*表示在1%水平上显著。江 苏 理 工 学 院 学 报46第29卷由模型1和模型5可见，命令控制型和市场激励型环境规制对绿色工艺创新的回归系数分别为0.223和0.252，对绿色产品创新的回归系数分别为 0.402 和 0.205，且四个回归系数均在 0.01 水平上显著，假设H1得到验证。由模型2和模型6可见，非正式环境规制对绿色产品创新有显著影响（=0.177，P0.05），假设 H2b 得到验证，H2a 未得到验证。由模型3和模型7可见，非正式环境规制与命令控制型环境规制的交叉项对绿色工艺创新和绿色产品创新均表现出显著正相关关系，而非正式环境规制与市场激励型环境规制的交叉项对绿色产 品 创 新 和 对 绿 色 工 艺 创 新 作 用 均 不 明 显（=0.068；P0.05；=0.042；P0.05），假设H3a、H3b得到验证，H3c、H3d未通过验证。最后，由模型4和模型8可见，企业知识共享与命令控制型环境规制、市场激励型环境规制、非正式环境规制的交叉项对企业两类绿色创新的回归系数均显著为正，说明企业知识共享在正式、非正式环境规制与企业绿色创新之间的关系中起正向调节作用，假设 H4a、H4b、H4c、H4d、H5a、H5b 均通过实证检验。四、研究结果讨论（一一）正式环境规制对企业绿色创新的正式环境规制对企业绿色创新的影响影响无论是命令控制型还是市场激励型，由政府法律政策形成的正式环境规制均能有效促进企业的绿色创新行为，“创新补偿说”在江苏制造企业中得到有效验证。尽管日益严格的环境规制法令对制造企业生产形成了较大约束，但这已不能成为江苏企业绿色创新的绊脚石。其一，随着钢铁、化工、电子等产业集群化趋势不断增强，江苏制造企业协作创新能力大大提升，应对环境规制要求的方式更为有效；其二，创新驱动、绿色发展已成为时代主旋律，越来越多的企业把环境规制法令视为一种未来政策“信号”，认为政策法令下的绿色技术创新能为企业带来更大的市场认可和资源优势，巩固未来的市场地位。因而，环境规制越严格，企业就越能增加绿色创新投入，引入或改进绿色生产工艺并开发绿色节能环保的新材料和新产品。（二二）非正式环境规制对企业绿色创新非正式环境规制对企业绿色创新的影响的影响非正式环境规制对绿色产品创新存在较显著的正向促进作用，对绿色工艺创新的影响并不明显。江苏地区较高的生活水平提升了民众的环境意识，其表现之一就是对企业生产过程中的污染物排放等“毁绿”行为给予了充分关注，并通过监督、信访乃至爆发群体性环境事件（如著名的启东污水排海事件）的方式倒逼企业实施绿色创新。然而，基于非环境规制的个人行为特征，其总体规制力量要弱于正式环境规制。由于绿色工艺创新需要对企业生产运作体系及管理过程的持续性改进，在已达到政府正式环境规制要求且非正式环境规制约束不强的情况下，资金实力偏弱的中小民营企业往往不愿承担高额的绿色工艺创新成本。相比较而言，产品绿色创新更容易使得产品迎合众多“绿色”消费者的消费习惯，增大品牌粘度，并且往往只涉及局部研发创新或加工生产，更容易在短期内实现显性技术优势及经济效益。因而，非正式环境规制更能促进企业的绿色产品创新。（三三）非正式环境规制与正式环境规制非正式环境规制与正式环境规制的交互作用的交互作用非正式环境规制能正向调节命令控制型环境规制对企业绿色创新的作用，而对市场激励型环境规制的调节作用则存在局限。该结论表明，社区民众、地方性环境组织、社会团体、媒体等非正式环境规制会与政府的正式环境规制产生交互作用。当遭遇企业污染事件时他们不仅会采取抵制、曝光等方式直接抗争，更会立即向政府环保部门举报，催生更严厉的法律政策以迫使企业绿色创新，实现环境保护（如江苏盐都市水污染事件）。可见，非正式环境规制较强的地区，命令控制型环境规制往往体现出政府和民众两种力量的环境诉求，对企业绿色创新的驱动作用更为强烈。相对高 鹏，等：环境规制对江苏制造企业绿色创新的交互影响研究第1期47而言，污染排放税、绿色补贴、排放许可证等市场激励型规制具有更大的灵活性，不同区域不同行业有着不同的费用标准，对绿色创新的影响主要通过市场机制而并非强制。可见，短时间改变市场激励政策不仅在操作上较为困难，更会影响企业的经济效益和技术创新动机。因而，政府响应民众环境诉求的主要方式是加强命令控制型规制，非正式环境规制和市场激励型环境规制的交互作用并不明显。（四四）企业知识共享与正式企业知识共享与正式、非正式环境非正式环境规制的交互作用规制的交互作用命令控制型环境规制、市场激励型环境规制、非正式环境规制对制造企业绿色创新的影响均受到企业知识共享的正向调节作用。换而言之，与外界知识共享越频繁的企业，环境规制就越能提升其绿色创新的行为。制造企业本身的绿色动态能力是把外部环境规制压力转化为内部绿色创新动力的必要条件27。企业绿色创新过程涉及多个复杂环节，在研发设计、生产管理以及成果转化的任何阶段都会面临诸多难题。显然，对于自身创新能力较弱的中小企业而言，完善的知识共享机制是外部绿色知识内部化，提升绿色动态能力的重要途径。因此，知识共享越强的企业，对环境规制的响应就越及时，绿色创新绩效就越高。另外，知识共享包含知识摄取和信息输出两个过程，绿色技术研发方案以及绿色产品功能细节的公开向外界展示了企业履行社会责任的决心和能力。与对政府政策法律的促进作用相比，这些举动更有利于增强对公众消费者、社会团体的品牌吸引力，提升非正式环境规制的活跃程度。因而，知识共享对非正式环境规制的调节作用更强于正式环境规制。五、对策建议第一，江苏各级政府部门要明确正式环境规制对企业绿色创新的促进作用，制定相对严厉的环境规制法律法规。（1）要根据各行业各区域的实际情况，完善制造企业生产过程的排污降耗、技术标准、绿色产品的市场准入标准，提高环境规制政策的明确性和稳定性；（2）要设计较为严格的环保监管机制，提高对排污企业“毁绿”行为的监管频率及惩罚力度，迫使其不断改善绿色生产工艺，加强对环境友好型产品的开发；（3）要建立起完善的制造企业绿色绩效考评机制，将绿色环保的多项指标纳入企业综合考评体系，并把评价结果与对企业等级评定相挂钩；（4）政府要采取有效的市场激励型规制手段，注重依托税收优惠、财政补贴、政府优先采购等措施降低企业技术创新风险，提高绿色创新成果转化率。第二，提高社会公众对环境规制的重视程度，理性引导多方社会力量参与环境保护。（1）积极构建政府和社会公众之间的相互信任机制，疏通群众环保监督和信访渠道，迅速响应群众合理的环境诉求，并作为环保政策调整的依据；（2）适时制定相应的政策来约束公众不合理的“越轨”行为，避免群体性环境事件的发生，保护企业合法权益；（3）倡导社会公众绿色消费观，通过提高消费者对环境友好型产品（如再制品）的购买偏好来增大其市场需求，切实提高制造企业绿色产品创新的经济动机；（4）环境组织、行业组织等社会团体应配合政府做好绿色技术标准的研发工作并推进其实施，消除创新过程中的技术模糊性；（5）媒体应在大力宣传保护环境的同时引导公众理性保护环境，此外，对绿色绩效卓著的正面典型事迹予以大力报导，在全社会形成“绿色至上”的优良风气。第三，企业要努力提升自身绿色创新能力，构建有效的绿色知识共享机制。（1）主动与科研院校、行业领先企业等建立密切合作关系，跟踪行业发展动态，积极摄取前沿绿色知识技术，推进理论知识的实践化；（2）加强信息化建设力度，借助“互联网+”技术构建企业内外部网络系统，通过互联网平台与外界分享绿色工艺优化方案、绿色产品功能细节、绿色技术实施经验等知识，增强与政府部门、社会公众的沟通交流，提高企业及品牌的社会认可度；（3）企业应通过信息化平台及时收集政府环保政策的变更情况，了解社会公众对各种环境行为的实际态度，据此动态调整企业绿色创新江 苏 理 工 学 院 学 报48第29卷战略；（4）企业可依托大数据技术对本区域内绿色产品的消费者需求进行精确预测，并积极与上下游企业结成战略联盟，共同制定绿色技术创新及产品销售策略，在降低创新风险的基础上推动绿色产品创新的经济效益最大化。参考文献：1 洪向华，杨发庭.绿色发展理念的哲学意蕴N.光明日报，2016-12-03（7）.2 江苏经济网.江苏制造业规模连续 8年保持全国第一EB/OL.（2019-07-29）2022-08-12.http:/ 刘宁宁.江苏省制造业碳效率优化的实证分析J.改革与开放，2019（19）：13-16.4 汤长安，张丽家，吕殿青.后发大国战略性新兴产业协同创新的政策驱动机制研究M.北京：经济科学出版社，2020.5 赵晓梦，陈璐瑶，刘传江.非正式环境规制能够诱发绿色创新吗？基于ENGOs视角的验证J.中国人口 资源与环境，2021，32（3）：87-95.6 王曼曼.环境规制对制造企业绿色技术创新的影响研究D.黑龙江：哈尔滨工程大学，2019.7 李小燕，王道平.碳交易机制下考虑竞争和信息非对称的供应链协调研究 J.运筹与管理，2021，30（11）：47-52.8 姚君，陈东彦.基于市场努力与再制造过程创新的闭环供应链定价及协调策略J.计算机集成制造系统，2021，27（11）：3329-3340.9 谢雄标，孙静柯.中小制造企业绿色创新障碍因素的实证研究J.科技管理研究，2021（18）：215-219.10 李晓翔，马竹君.知识管理行为、情境化应用与中小企业创新策略关系研究J.中国科技论坛，2018（5）：71-80.11 雷玉桃，孙菁婧.节能消费激励政策能否引领制造企业绿色转型 J.产业经济研究，2021（3）：17-30.12 奉晓斌，刘皓.集群企业跨界搜索对绿色创新的影响研究：管理解释的调节作用J.研究与发展管理，2021，33（4）28-40.13 袁一仁，吴巧生.加快推进生态环境监管体制改革J.中国环境监察，2019，45（10）：50-51.14 NARAYAN P K.Is carbon emission trading profitable？J.Economic Modeling，2015，47（5）：84-92.15 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