廖中舉

（浙江理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江杭州 310018）

氣候變化與環(huán)境保護(hù)正成為國(guó)際社會(huì)的焦點(diǎn)問(wèn)題。近年來(lái)，我國(guó)在保持經(jīng)濟(jì)較快增長(zhǎng)的同時(shí)，也逐漸注重對(duì)環(huán)境的保護(hù)[1]。2015年10月，十八屆五中全會(huì)提出五大發(fā)展理念，指出“綠色，是實(shí)現(xiàn)中華民族永續(xù)發(fā)展的必要條件”。由于生態(tài)創(chuàng)新能夠通過(guò)提高能源與資源使用效率進(jìn)而達(dá)到清潔生產(chǎn)、節(jié)能減排的目標(biāo)，具備典型的“R&D溢出效應(yīng)”和“正外部環(huán)境效應(yīng)”[2-5]，因此，它成為我國(guó)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色增長(zhǎng)、應(yīng)對(duì)氣候變化的重要手段與核心工具[6]。

先前的文獻(xiàn)回顧表明，由于研究視角不同，學(xué)者們?cè)诙x生態(tài)創(chuàng)新時(shí)存在一定的差異性，也使得生態(tài)創(chuàng)新的具體構(gòu)成是什么缺乏清晰的結(jié)論，例如，Janicke和Lindemann[7]提出生態(tài)創(chuàng)新可以劃分為“強(qiáng)”和“弱”兩種模式；而Reichardt和Rogge[8]則指出環(huán)境技術(shù)采用或擴(kuò)散也應(yīng)作為生態(tài)創(chuàng)新的重要內(nèi)容。Camison[9]認(rèn)為生態(tài)創(chuàng)新存在不同的類別，由于缺乏對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的具體構(gòu)成研究，導(dǎo)致測(cè)量量表的內(nèi)容效度存在一定的不足[10]。此外，Chang和Sam[11]、Mazzanti和Zoboli[12]等大量學(xué)者使用環(huán)境R&D支出、環(huán)境專利等指標(biāo)衡量企業(yè)的生態(tài)創(chuàng)新水平，但采用單一指標(biāo)是否能夠完全衡量生態(tài)創(chuàng)新的不同方面也是值得深入思考與探討的問(wèn)題。

鑒于此，本研究在梳理和分析生態(tài)創(chuàng)新相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，運(yùn)用訪談研究，以CEO和其他高層管理者作為訪談對(duì)象，探索和評(píng)價(jià)中國(guó)文化背景下企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的維度，以及通過(guò)對(duì)生態(tài)創(chuàng)新典型案例進(jìn)行探討，歸納和總結(jié)企業(yè)可能會(huì)具有的各類生態(tài)創(chuàng)新。在此基礎(chǔ)上，形成生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量量表，對(duì)量表的信度和效度進(jìn)行檢驗(yàn)，以開(kāi)發(fā)出適應(yīng)中國(guó)情境的生態(tài)創(chuàng)新測(cè)量量表，為將來(lái)的相關(guān)研究提供良好的基礎(chǔ)。

1 企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新測(cè)量量表的初始構(gòu)建

1.1 文獻(xiàn)查閱

本研究首先采用文獻(xiàn)梳理的方式，系統(tǒng)查找以往對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量方式。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量主要分為二手?jǐn)?shù)據(jù)測(cè)量和問(wèn)卷測(cè)量?jī)煞N方法。在二手?jǐn)?shù)據(jù)方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要采用環(huán)境R&D支出、環(huán)境專利、環(huán)保產(chǎn)品產(chǎn)值等測(cè)量生態(tài)創(chuàng)新，例如，Mazzanti和Zoboli[12]使用環(huán)境R&D支出測(cè)量了意大利企業(yè)2002—2004的生態(tài)創(chuàng)新水平，而Chang和Sam[11]則利用環(huán)境專利分析了美國(guó)352家制造企業(yè)的生態(tài)創(chuàng)新水平。在問(wèn)卷方面，Chiou、Chan、Lettice 等[13]，Chang[14]，Hojnik 和Ruzzier[15]等也開(kāi)發(fā)了相應(yīng)的測(cè)量量表，但量表的信度和效度存在較大的差異性。

圍繞生態(tài)工藝創(chuàng)新，Hojnik和Ruzzier[15]開(kāi)發(fā)了4項(xiàng)測(cè)量；而在生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新方面，Chan、Yee、Dai等[16]也開(kāi)發(fā)了4項(xiàng)條款。Chang[14]將生態(tài)創(chuàng)新劃分為生態(tài)工藝創(chuàng)新和生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新，并采用了6項(xiàng)條款進(jìn)行測(cè)量；Cheng、Yang和 Sheu[17]，Cheng和 Shiu[18]開(kāi)發(fā)了 17項(xiàng)測(cè)量條款，用于測(cè)量生態(tài)組織創(chuàng)新、生態(tài)工藝創(chuàng)新和生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新，同時(shí)，Chiou、Chan、Lettice等[13]采用9項(xiàng)條款，對(duì)生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新、生態(tài)工藝創(chuàng)新和生態(tài)管理創(chuàng)新進(jìn)行了測(cè)量。此外，Li[19]開(kāi)發(fā)了6項(xiàng)測(cè)量生態(tài)創(chuàng)新實(shí)踐的條款。

綜合上述學(xué)者的研究，本研究整理出46條可以測(cè)量企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量條款，合并重復(fù)的條款之后，本研究初步獲得26項(xiàng)條款。

1.2 訪談研究

在文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，本研究整理出了先前研究中關(guān)于生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量條款。但是，由于先前研究對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量相對(duì)偏少，測(cè)量量表之間的信度和效度差異較大，因此需要進(jìn)一步地對(duì)測(cè)量條款進(jìn)行補(bǔ)充與完善。由于生態(tài)創(chuàng)新的實(shí)施主體是企業(yè)，通過(guò)訪談可以獲取企業(yè)對(duì)生態(tài)創(chuàng)新的真實(shí)理解，為了能夠更好地獲得研究所需要的資料，本研究選取企業(yè)的高層管理者作為訪談對(duì)象。

（1）樣本

本研究在浙江省的杭州市、寧波市、溫州市等選取了12家企業(yè)作為訪談的樣本。其中，紡織業(yè)1家，造紙和紙制品業(yè)3家，化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)2家，醫(yī)藥制造業(yè)2家，電氣機(jī)械和器材制造業(yè)2家，計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)2家；2家企業(yè)成立年限小于3年，3家企業(yè)成立年限為3～5年，7家企業(yè)成立年限為6年及以上。

本研究共計(jì)訪談了19位人員，每家企業(yè)訪談了1～2人，其中2位為企業(yè)的CEO，其他17位為高層管理者。在19位訪談人員中，男性為16位，女性為3位；在本單位工作年限為3年以下、3～5年、6～10年、10年以上的分別為1位、2位、8位、8位。

（2）訪談設(shè)計(jì)與程序

本研究的訪談目的是獲得企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的實(shí)施內(nèi)容，以及具體的能夠形成測(cè)量條款的內(nèi)容。在向受訪者說(shuō)明研究目的之后，向受訪者提出了三個(gè)問(wèn)題：①貴公司對(duì)生態(tài)創(chuàng)新是如何理解的？②貴公司是如何實(shí)施生態(tài)創(chuàng)新活動(dòng)的？③貴公司的生態(tài)創(chuàng)新活動(dòng)包括哪些具體的內(nèi)容？

針對(duì)19位人員，本研究均采用面對(duì)面訪談的形式，獲得研究所需的內(nèi)容。針對(duì)被訪者的回答，本研究進(jìn)行了準(zhǔn)確的記錄，在訪談結(jié)束之后，及時(shí)進(jìn)行整理；對(duì)存在模糊或不確定的地方，本研究采用電話或郵件的形式進(jìn)行了確認(rèn)，以保證研究?jī)?nèi)容的準(zhǔn)確性。

（3）訪談結(jié)果

待所有的訪談資料整理之后，本研究對(duì)訪談資料的內(nèi)容進(jìn)行編碼，一共獲得46項(xiàng)條款，刪除28項(xiàng)重復(fù)條款，本研究最終獲得企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量條款18條，其中平均每位被訪者接近1條。

1.3 開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查

為了更加全面地獲得生態(tài)創(chuàng)新的測(cè)量條款，在文獻(xiàn)查閱與訪談研究的基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)一步采用問(wèn)卷調(diào)查的方式收集測(cè)量條款。在山東、浙江、天津、上海、北京等地發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷150份，調(diào)查對(duì)象集中于對(duì)企業(yè)的基本情況熟悉的中高層管理者。回收問(wèn)卷102份，刪除無(wú)效問(wèn)卷7份，得到有效問(wèn)卷95份，有效回收率為93.14%。

經(jīng)開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查，一共獲得了192條關(guān)于企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的具體描述，刪除描述不清晰的6項(xiàng)描述后，獲得186條關(guān)于企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的描述。

1.4 內(nèi)容分析

由于文獻(xiàn)查閱、訪談研究與開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查獲得的關(guān)于生態(tài)創(chuàng)新的描述，存在數(shù)量較多、類別不清晰以及重復(fù)等問(wèn)題，本研究借助內(nèi)容分析法對(duì)204項(xiàng)描述進(jìn)行提煉與歸類。邀請(qǐng)3名該領(lǐng)域的研究生對(duì)204項(xiàng)描述進(jìn)行反復(fù)整理，結(jié)果這些條款被提煉成23項(xiàng)條目。為了檢驗(yàn)歸類的科學(xué)性，另外邀請(qǐng)2名該領(lǐng)域的研究生再次進(jìn)行歸類，刪除兩人不一致的7項(xiàng)條目，獲得企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新16項(xiàng)條目，歸為三個(gè)類別。

本研究經(jīng)上述四個(gè)步驟獲得的生態(tài)創(chuàng)新初始量表，見(jiàn)表1。其中，各題項(xiàng)均采用 Likert5 點(diǎn)量表進(jìn)行測(cè)量，1～5分別代表“完全不同意”到“完全同意”。

表1 生態(tài)創(chuàng)新的初始測(cè)量量表

2 中國(guó)企業(yè)生態(tài)創(chuàng)新的量表提純與結(jié)構(gòu)驗(yàn)證

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用方便抽樣的方法，在浙江省、上海市、江蘇省與山東省的300家企業(yè)進(jìn)行問(wèn)卷發(fā)放，這些主要為食品制造業(yè)、紡織業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)等制造行業(yè)的企業(yè)。通過(guò)實(shí)地發(fā)放和電子郵件兩種方式向300家企業(yè)發(fā)送問(wèn)卷，問(wèn)卷的調(diào)查對(duì)象主要是企業(yè)的中高層管理者，以確保他們對(duì)企業(yè)有充分的了解。

本研究回收問(wèn)卷272份，回收率為90.67%，刪除缺失嚴(yán)重、存在多選等無(wú)效問(wèn)卷13份后，得到有效問(wèn)卷259份，有效回收率為95.22%。有效問(wèn)卷與題項(xiàng)的比值為16.19，大于10，完全滿足研究的要求。為評(píng)估回收問(wèn)卷中的無(wú)反饋偏差，對(duì)實(shí)地發(fā)放和電子郵件兩種方式得到的問(wèn)卷進(jìn)行了比較分析，未發(fā)現(xiàn)顯著差異。

2.2 探索性因子分析

在進(jìn)行探索性因子分析之前，本研究首先采用項(xiàng)目分析，檢驗(yàn)16個(gè)條款的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、偏度和峰度值。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有條款的絕對(duì)偏度值小于3、絕對(duì)峰度值也小于8，并不存在“極端”條款[20]。但是，均值分析發(fā)現(xiàn)，“公司為生態(tài)創(chuàng)新投入高比例的資金”條款的均值為0.647，低于Bennett和Robinson[21]、洪雁[22]等的標(biāo)準(zhǔn)，區(qū)分度偏低，因此將該條款刪除。

接下來(lái)，采用探索性因子分析對(duì)剩余的15個(gè)條款再次進(jìn)行篩選。因子分析結(jié)果表明，KMO值為0.825，適合做因子分析，得到5個(gè)因子。借鑒Kaiser[23]、馬慶國(guó)[24]等的標(biāo)準(zhǔn)對(duì)題項(xiàng)加以篩選：“公司的管理部門經(jīng)常與員工分享生態(tài)創(chuàng)新的信息”與“在產(chǎn)品開(kāi)發(fā)或設(shè)計(jì)中，公司盡可能地減少產(chǎn)品的能源消耗量”為兩個(gè)單一因子；“公司經(jīng)常減少生產(chǎn)過(guò)程中的“三廢排放”在兩個(gè)因子上的載荷值分別為0.567和0.537；“公司的管理部門積極參與生態(tài)創(chuàng)新活動(dòng)”在5個(gè)因子上的載荷值均小于0.50，以上4個(gè)條款予以刪除。

再次進(jìn)行因子分析，得到3個(gè)因子，方差解釋率為69.794%，載荷值也滿足Kaiser[23]、馬慶國(guó)[24]等的標(biāo)準(zhǔn)，說(shuō)明量表具有良好的區(qū)分效度，見(jiàn)表2。此外，本研究對(duì)量表也進(jìn)行了信度分析，生態(tài)管理、生態(tài)工藝和生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新的Cronbach’s α值分別為0.880、0.835和0.809，均大于0.80，具有良好的信度[25]。

2.3 驗(yàn)證性因子分析

本研究采用Amos 21.0軟件，對(duì)生態(tài)創(chuàng)新量表的結(jié)構(gòu)效度、區(qū)分效度等進(jìn)行檢驗(yàn)。探索性因子分析將生態(tài)創(chuàng)新劃分為生態(tài)管理創(chuàng)新、生態(tài)工藝創(chuàng)新和生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新三個(gè)維度，為了檢驗(yàn)三維度是否是生態(tài)創(chuàng)新的最佳維度結(jié)構(gòu)，本研究對(duì)單因子、雙因子和三因子模型進(jìn)行比較，結(jié)果見(jiàn)表3。

表2 探索性因子分析和信度分析結(jié)果

從表3中可以看出，三因子模型的χ2/df、RMSEA、GFI、CFI、NFI與IFI值均優(yōu)于其他4個(gè)模型，三因子模型的χ2/df值介于1～3、RMSEA小于0.08，GFI、CFI、NFI與IFI值均高于0.90，說(shuō)明三因子模型具有良好的擬合度。此外，11個(gè)條款的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷量最低的為0.593，三個(gè)變量的組合信度均高于0.80，平均提煉方差也都大于0.50，說(shuō)明變量具有良好的收斂效度[26]，見(jiàn)表4。

表3 不同生態(tài)創(chuàng)新維度模型的驗(yàn)證性因子分析

表4 量表的組合信度和收斂效度

3 結(jié)論與討論

本研究以創(chuàng)新理論為基礎(chǔ)，在對(duì)生態(tài)創(chuàng)新相關(guān)文獻(xiàn)系統(tǒng)梳理的基礎(chǔ)上，通過(guò)文獻(xiàn)研究、訪談研究、開(kāi)放式問(wèn)卷調(diào)查、內(nèi)容分析等多個(gè)階段，構(gòu)建了由16項(xiàng)測(cè)量條款構(gòu)成的生態(tài)創(chuàng)新的初始測(cè)量量表。采用描述性分析、探索性因子分析、驗(yàn)證性因子分析等方法，刪除了區(qū)別力度低、存在交叉載荷、載荷值偏低等5項(xiàng)條款，結(jié)果表明，生態(tài)創(chuàng)新是由生態(tài)管理創(chuàng)新、生態(tài)工藝創(chuàng)新和生態(tài)產(chǎn)品創(chuàng)新3個(gè)維度構(gòu)成，包含11項(xiàng)測(cè)量條款。該量表三個(gè)維度的Cronbach’s α值均大于0.80，CR均高于0.80，AVE也都大于0.50，說(shuō)明變量具有良好的信度和效度。

本研究識(shí)別了生態(tài)創(chuàng)新的內(nèi)部維度，為深入研究生態(tài)創(chuàng)新的前置因素、生態(tài)創(chuàng)新與企業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、環(huán)境績(jī)效等變量之間的關(guān)系奠定了良好的基礎(chǔ)。同時(shí)，本研究開(kāi)發(fā)的生態(tài)創(chuàng)新測(cè)量量表，為評(píng)價(jià)與比較不同企業(yè)的生態(tài)創(chuàng)新水平提供了測(cè)量基礎(chǔ)，也為當(dāng)前“一帶一路”綠色發(fā)展的戰(zhàn)略實(shí)施[27]、企業(yè)環(huán)境管理戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型[28]等提供了理論依據(jù)。但是，本研究還存在一定的不足之處。其中，生態(tài)創(chuàng)新測(cè)量量表的開(kāi)發(fā)主要選取制造行業(yè)的企業(yè)作為研究樣本，而未將其他行業(yè)的企業(yè)納入研究范圍，使得量表的普適性需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。此外，未來(lái)研究也需要在不同的文化背景下，進(jìn)一步檢驗(yàn)量表的信度和效度。

[1] Zhao X, Sun B. The influence of Chinese environmental regulation on corporation innovation and competitiveness[J]. Journal of Cleaner Production, 2016, 112(2): 1528-1536.

[2] Rennings K. Redefining innovation—eco-innovation research and the contribution from ecological economics[J]. Ecological economics, 2000, 32(2): 319-332.

[3] Kemp R, Oltra V. Research insights and challenges on eco-innovation dynamics[J]. Industry and innovation, 2011, 18(3): 249-253.

[4] De Marchi V. Environmental innovation and R&D cooperation:empirical evidence from Spanish manufacturing firms[J]. Research policy, 2012, 41(3): 614-623.

[5] Cecere G, Corrocher N, Gossart C, et al. Lock-in and path dependence: an evolutionary approach to eco-innovations[J]. Journal of Evolutionary Economics, 2014, 24(5): 1037-1065.

[6] 聶愛(ài)云, 何小鋼. 企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)凡: 環(huán)境規(guī)制與政策組合[J]. 改革, 2012(4): 102-108.

[7] J?nicke M, Lindemann S. Governing environmental innovations[J].Environmental Politics, 2010, 19(1): 127-141.

[8] Reichardt K, Rogge K. How the policy mix impacts innovation:Findings from company case studies on offshore wind in Germany[J]. Environmental Innovation and Societal Transitions,2016(18): 62-81.

[9] Camisón C. Effects of coercive regulation versus voluntary and cooperative auto-regulation on environmental adaptation and performance: Empirical evidence in Spain[J]. European Management Journal, 2010, 28(5): 346-361.

[10] Mairesse J, Robin S. The importance of process and product innovation for productivity in French manufacturing and service industries[J]. Innovation and Growth: From R&D Strategies of Innovating Firms to Economy-wide Technological Change, 2012:128.

[11] Chang C H, Sam A G. Corporate environmentalism and environmental innovation[J]. Journal of environmental management, 2015(153): 84-92.

[12] Mazzanti M, Zoboli R. Environmental efficiency and labour productivity: Trade-off or joint dynamics? A theoretical investigation and empirical evidence from Italy using NAMEA[J].Ecological Economics, 2009, 68(4): 1182-1194.

[13] Chiou T Y, Chan H K, Lettice F, et al. The influence of greening the suppliers and green innovation on environmental performance and competitive advantage in Taiwan[J]. Transportation Research Part E: Logistics and Transportation review, 2011, 47(6): 822-836.

[14] Chang C H. The influence of corporate environmental ethics on competitive advantage: the mediation role of green innovation[J].Journal of Business Ethics, 2011, 104(3): 361-370.

[15] Hojnik J, Ruzzier M. The driving forces of process eco-innovation and its impact on performance: Insights from Slovenia[J]. Journal of Cleaner Production, 2016(133): 812-825.

[16] Chan H K, Yee R W Y, Dai J, et al. The moderating effect of environmental dynamism on green product innovation and performance[J]. International Journal of Production Economics,2016(181): 384-391.

[17] Cheng C C J, Yang C L, Sheu C. The link between eco-innovation and business performance: a Taiwanese industry context[J]. Journal of Cleaner Production, 2014, 64(2): 81-90.

[18] Cheng C C, Shiu E C. Validation of a proposed instrument for measuring eco-innovation: An implementation perspective[J].Technovation, 2012, 32(6): 329-344.

[19] Li Y N. Environmental innovation practices and performance:moderating effect of resource commitment[J]. Journal of cleaner production, 2014(66): 450-458.

[20] Kline R B. Principles and Practice of Structural Equation modeling[M]. New York: The Guilford Press, 1998.

[21] Bennett R J, Robinson S L. Development of a measure of workplace deviance[J]. Journal of Applied Psychology, 2000,85(3): 349-360.

[22] 洪雁. 中國(guó)組織情境下領(lǐng)導(dǎo)越軌行為的分類框架及效能機(jī)制研究[D].杭州: 浙江大學(xué), 2012.

[23] Kaiser H F. An index of factorial simplicity[J]. Psychometrika,1974, 39(1): 31-36.

[24] 馬慶國(guó). 管理統(tǒng)計(jì): 數(shù)據(jù)獲取、統(tǒng)計(jì)原理與SPSS工具與應(yīng)用研究[M]. 北京: 科學(xué)出版社, 2002.

[25] Nunnally J C. Psychometric theory (2nd ed.) [M]. New York:McGraw-Hill, 1978.

[26] Fornell C, Larcker D F. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error[J]. Journal of Marketing Research, 1981, 18(2): 39-50.

[27] 董戰(zhàn)峰, 葛察忠, 王金南, 等. “一帶一路”綠色發(fā)展的戰(zhàn)略實(shí)施框架[J]. 中國(guó)環(huán)境管理, 2016, 8(2): 31-35.

[28] 王加平, 張偉. 環(huán)境管理戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型研究綜述[J]. 中國(guó)環(huán)境管理,2016, 8(2): 85-88.