制造業企業綠色組織認同對綠色創新績效的影響
——基于環境承諾與可持續探索/利用實踐的鏈式中介作用

邢新朋，劉天森，王建華

(1.江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122；2.哈爾濱工程大學 經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001；3.南京大學 社會學院，江蘇 南京 210023)

0 引言

黨的十九大報告進一步強調，推動經濟高質量發展是我國經濟戰略的根本目標，“中國制造2025”也強調制造業要堅持創新驅動和綠色發展。制造業作為實體經濟的主體，需要優先關注其高質量發展。我國制造業正處于高速發展期，但仍面臨能源利用率較低、環境污染嚴重、自主創新能力不足、核心技術滯后等瓶頸[1]。綠色創新被視為優化資源環境、降低生產要素成本的有效途徑，但綠色創新會增加企業創新環境成本，不利于形成持續的創新積極性[2,3]。因此，如何提升制造業企業綠色創新能力和水平成為實現制造業高質量發展的一大難題。

學者研究發現，環境規制[4]、外部網絡[5]、輿論壓力[3]、信息資源[6]等外部要素對提升制造業企業綠色創新績效具有重要作用。然而，在相同的外部環境下，有些企業積極實施綠色創新并取得了良好績效，但也有部分企業對綠色創新持消極態度[7]。為解釋外部環境一致性條件下企業綠色創新績效間的差異，前期研究試圖識別內部要素的驅動作用，包括綠色組織認同[8-10]、知識耦合[11]、環境戰略導向[12]、組織學習能力[13]、創新行為[14]等。其中，綠色組織認同被視為一種改善環境質量的解決方案，由組織內部成員共同構建，并形成了關于環境保護的認知態度[10,15]。近10年來，學者針對企業綠色組織認同與綠色創新績效關系進行探討，證實綠色組織認同能夠正向影響綠色創新績效[8,9,16]。隨著研究的深入，Chang & Chen[8]發現，綠色組織認同通過環境承諾影響綠色創新；Soewarno等[15]發現，綠色組織認同通過環境組織合法性影響綠色創新績效；Song等[17]的研究表明，綠色組織認同通過綠色吸收能力影響綠色創新績效。因此，就中介機制而言，現有研究尚未對兩者間作用路徑形成統一認知，尤其是綠色組織認同至綠色創新績效的中介路徑仍未被完全識別[10,18]。

計劃行為理論認為，所有影響行為的因素都會通過個體意愿作用于行為本身[19]。作為參與環境管理的一種傾向或意愿[20,21]，環境承諾在提升綠色創新和推動企業環保行為過程中發揮重要作用[10]?？沙掷m探索實踐和可持續利用實踐作為兩種有效的環保行為，理論與實證研究均證實可持續探索實踐和可持續利用實踐對于改善綠色創新績效具有積極作用[14]。按照計劃行為理論的“認知→態度→行為”研究框架，綠色組織認同通過環境承諾影響可持續探索/利用實踐，進而影響綠色創新績效。然而，鮮有研究將環境承諾與可持續探索/利用實踐納入同一理論框架中。由此，本文引出一個值得關注的問題，即在我國制造業企業中，環境承諾、可持續探索/利用實踐能否在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮中介作用，亦即綠色組織認同與綠色創新績效間是否存在更復雜的鏈式中介路徑？

據此，本文將環境承諾與可持續探索/利用實踐納入綠色組織認同對綠色創新績效的影響框架中，探究綠色組織承諾對綠色創新績效的內部作用路徑，重點探索環境承諾和可持續探索/利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間的鏈式中介作用。通過分析綠色組織認同對綠色創新績效的作用機制，擴展可持續探索/利用實踐在企業綠色創新績效內部驅動力研究領域的應用，進而開啟綠色組織認同對綠色創新績效鏈式作用機制的“黑箱”，研究結論可為制造業企業強化綠色組織承諾、優化可持續實踐、提升綠色創新績效提供理論與實踐依據。

1 理論基礎與研究假設

1.1 企業綠色組織認同與綠色創新績效

針對企業綠色創新內涵，學者展開了廣泛探索，并基于不同研究對象與研究視角提出具有一定差異的定義表述[4,22]。歐盟委員會將“綠色技術創新”定義為旨在節約資源，避免、消除或減輕環境污染的技術、工藝及產品的總稱[23]。早期研究認為，綠色創新應包含6個方面，即產品設計、綠色材料、綠色技術、綠色設備、綠色回收和綠色包裝[24]。近期研究越來越關注綠色創新與相關系統的聯系，提出綠色創新是一種涵蓋工藝、過程、管理、營銷等方面的革命性環境創新，其主張在降低生產成本的同時，提升產品一致性和生產標準[25]。從管理理念視角出發，張鋒等[22]認為，綠色創新強調在技術創新過程中突出綠色理念，將綠色產品與綠色工藝貫穿至整個產品生命周期，以實現經濟與環境雙贏。據此，本文參考學者研究[22,25]，將“綠色創新”定義為以商業經濟與自然環境和諧發展為核心目標，通過技術手段提升產品生命周期全過程(產品設計、綠色材料選擇、工藝設計等)的綠色化程度。

綠色組織認同是在組織認同基礎上發展而來的[24]，其是為賦予企業環境管理行為現實意義而建立的一種解釋模式。綠色組織認同有助于內部成員建立與企業相關聯的共同觀念，促使成員理解企業環境管理目標與經營活動間的聯系，將環保意識融入日常工作[9]。作為驅動企業綠色創新的因素之一，綠色組織認同能夠讓員工對環境管理形成積極認知，激勵員工整合和利用與綠色創新相關的新知識、新想法，進而積極參與致力于滿足消費者環境需求的綠色創新行為[8,17]。潘楚林和田虹[9]發現，綠色組織認同對企業環保行為具有積極作用，綠色組織內部所形成的情感聯系有助于激勵員工積極參與綠色創新行為。綜上所述，綠色組織認同有利于員工與企業形成一致的環保目標，并且這種共同目標有助于提升綠色創新績效。據此，本文提出以下假設：

H1：綠色組織認同對綠色創新績效具有積極影響。

1.2 環境承諾在綠色組織認同與綠色創新績效間的中介作用

環境承諾描述了企業實施環保行為的傾向或意愿，旨在減少運營活動對自然環境的負面影響[26]?，F有研究表明，環境承諾水平越高，企業越愿意承擔環境責任，表現之一為重新設計運營策略或商業模式，進而降低企業活動給自然環境帶來的負面影響[27]。具有較高環境承諾的企業通常更傾向于從利益相關者層面獲取知識技能，以提升自身綠色創新能力。同時，具有高度環境承諾的企業愿意積極維護客戶關系，通過了解客戶環保偏好，進而創造出能夠滿足市場需求的產品/服務[16]。因此，環境承諾有利于強化企業在綠色產品設計、綠色工藝、綠色營銷等方面的創新行為，進而改善綠色創新績效。

計劃行為理論認為，個體對某項行為持有的正面態度越強烈，采取該行為的意愿也就越強[27]。綠色組織認同意味著環保已成為企業發展過程中需要重點考慮的問題，表現為企業成員建立了環保認知，甚至緊迫感。在這種感知的驅使下，企業會更堅定地實施環保行為[17]。根據計劃行為理論，本文認為綠色組織認同能夠增強其環保行為實施意愿，即有利于企業作出環保承諾。因此，本文認為綠色組織認同通過激勵企業作出更多環境承諾，進而提升企業綠色創新績效。據此，本文提出以下假設：

H2：環境承諾在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮中介作用。

1.3 可持續探索/利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間的中介作用

為實現經濟發展與環境保護和諧發展，Maletic等[28]結合探索-利用范式及可持續發展理論，提出“可持續探索實踐”與“可持續利用實踐”兩種具有可持續性特征的行為模式。具體來說，可持續探索實踐具有激進式行為特征，通過產品創新、過程創新、可持續導向學習等方式創造具有環境友好特征的新產品/服務/技術/知識[28]?？沙掷m利用實踐具有漸進式行為特征，通過持續改進現有產品設計、工藝過程，并提高原材料、水及能源利用率實現環境質量改善[29]。后續研究將可持續探索實踐分解為可持續導向學習(如與增強可持續創新相關的能力提升)與可持續產品創新(如全新的環境友好型產品/服務)兩個維度[29]。由此可見，可持續探索實踐與可持續利用實踐均具有綠色發展和創新的雙元屬性?，F有研究表明，兩種實踐能夠分別通過探索式創新和利用式創新提升綠色創新績效，并建議企業將這兩種實踐整合到長期戰略規劃中，以增強創新行為的綠色化特征[15]。因此，本文認為，可持續探索/利用實踐能夠作用于綠色創新績效改善。

組織認同理論指出，組織認同不僅可以引導成員行為，還可以為企業戰略動態管理提供參考[8]。綠色組織認同作為一種組織環境管理行為的指導框架，促使成員從個體情感和行為層面支持企業環保行動，促使成員間分享他們對環保的認知[30]。因此，在具有高度綠色組織認同的企業中，成員會廣泛認同高層管理者的環境決策，而管理者也會持續激勵成員塑造以可持續發展為導向的行為[8]。因此，本文認為具有高度綠色組織認同的企業更愿意實施可持續探索/利用實踐。綜合以上分析，綠色組織認同能夠增強企業實施可持續探索實踐和可持續利用實踐的意愿，進而提升綠色創新效率。據此，本文提出以下假設：

H3a：可持續探索實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮中介作用；

H3b：可持續利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮中介作用。

1.4 環境承諾在綠色組織認同與可持續探索/利用實踐間的中介作用

計劃行為理論的“認知-態度-行為”理論框架認為，個體對事物的基本認知影響其某一段時期的態度，進而作用于實際行為方式[31]。具體至環境管理領域，高度綠色組織認同意味著企業成員對環境問題和綠色發展持有積極態度，并基于此形成穩定的認知，進而作出明確的環境承諾。這種承諾以語言或文字形式予以體現，進而引導成員整合內部知識，從新產品/服務開發與設計階段即考慮環境成本，通過降低成本和提升效率降低環境污染程度[26]。Cordano & Frieze[31]研究表明，企業管理者對環境污染防治態度越強，采取環保行為的可能性越高；Hirunyawipada & Xiong[26]進一步指出，環境承諾要求企業識別消費者環境需求，根據目標市場有效開發或改進綠色產品/服務，通過合理的營銷策略滿足現有及未來市場對綠色產品/服務的需求。因此，環境承諾有利于企業實施可持續探索/利用實踐。綜上所述，高度綠色組織認同能夠增強環境承諾，而環境承諾則會激勵成員實施可持續探索/利用實踐。據此，本文提出以下假設：

H4a：環境承諾在綠色組織認同與可持續探索實踐間發揮中介作用。

H4b：環境承諾在綠色組織認同與可持續利用實踐間發揮中介作用。

1.5 環境承諾和可持續探索/利用創新在綠色組織認同與綠色創新間的鏈式中介作用

基于上述分析，本文認為環境承諾與可持續探索實踐以及環境承諾與可持續利用實踐分別在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮鏈式中介作用。具體分析如下：①環境規制和消費者環保意識會給企業環境管理帶來外部壓力，促使管理者認識到環境治理對提升競爭力的重要性[8]。因此，具有高度組織認同的企業會將環境治理納入長期戰略規劃，促使企業成員表現出積極應對環境管理的信念，進而直接影響其情感和行為并作出環保承諾[21]；②現有研究表明，具有高度環境承諾的組織成員更愿意參與環保行動，傾向于尋求新知識、開發新產品、改進現有技術或工藝，從生產前端減少對資源和原材料的消耗。同時，組織成員也會注重末端治理，減少污染物排放[32]。這些均有利于企業可持續探索/利用實踐活動開展；③Maletic等[29]證實可持續探索/利用實踐分別通過探索式創新和利用式創新提升企業創新能力，同時在實施創新活動時又能兼顧環境控制成本，從創新和綠色發展兩個方面促進企業綠色創新。據此，本文提出以下假設：

H5a：環境承諾和可持續探索實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮鏈式中介作用；

H5b：環境承諾和可持續利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮鏈式中介作用。

根據以上分析，本文構建綠色組織認同與綠色創新間關系的鏈式中介模型(見圖1)。

圖1 理論模型

2 研究方法

2.1 數據收集

本文選擇華東、華北、東北、華中及西北地區制造業企業內主管運營事務的高層管理者作為受訪對象，采用專門走訪和郵寄調研相結合的方式。在開展大規模調研之前，邀請無錫、南京及蘇州地區的6位運營管理專家及10家制造業企業管理者開展預調研，根據預調研結果完善問卷設計。正式調研共發放700份問卷并回收552份，問卷回收率為78.86%。對所回收問卷進行篩選，最終得到315份有效問卷，有效問卷回收率為45.00%。在這些有效問卷中，企業成立時間1～5年占6.98%，6～10年占22.22%，11～15年占14.29%，16～20年占21.27%，大于20年占35.24%。企業員工數在100人以下占18.10%，100～500人占36.83%，501～1 000人占15.24%，1 000人以上占29.84%。關于企業股權性質，民營合資占27.94%，民營控股占24.13%，國有控股占27.62%，國有獨資占5.71%，外資企業占14.60%。

在調研過程中，每份問卷均由同一位受訪者填寫，即屬于同源數據。為檢驗是否存在共同方法偏差，本文運用Harman單因素進行探索性因子分析，在未旋轉情況下提取特征值大于1的因子。結果表明，未旋轉的第一因子只能解釋38.61%(<40%)的變異量，表明所獲數據不存在同源性偏差問題。

2.2 變量設計

綠色組織認同、環境承諾、可持續探索實踐、可持續利用實踐及綠色創新績效測量量表均借鑒已有成熟量表，并根據我國情境對原始題項進行合理調整，測量題項見表1。調研問卷采用Likert 7分量表進行測量(1為“完全不同意”，7為“完全同意”)，具體測量方法如下：

(1)綠色創新績效?；贑hang & Chen[8]、Chen[20]的研究，示例題項包括“企業在進行產品開發或設計時會選擇環保型原材料”、“企業在進行產品開發或設計時選擇消耗資源最少的原材料”等8個題項，量表信度為0.895。

(2)綠色組織認同?；贑hen[20]開發的6題項量表，示例題項包括“內部成員對環境管理具有強烈的使命感”、“內部成員強烈認同企業在環境管理領域所采取的行動”，量表信度為0.887。

(3)環境承諾?；贜ath & Ramanathan[33]開發的量表，示例題項包括“企業制定了完善的環境管理規劃”、“企業提出了明確的環境管理愿景或使命”等6個題項，量表信度為0.882。

(4)可持續探索實踐?；贛aletic等[29]開發的8題項量表，本文從可持續產品創新和可持續導向學習兩個方面測量可持續探索實踐?？沙掷m產品創新和可持續導向學習分別包含4個測量題項，示例題項為“企業已針對產品/服務周期進行了改進，以減少對自然環境的負面影響”、“ 企業不斷強化員工知識和技能培養，以提升企業可持續實踐效率”，量表信度分別為0.779和0.809。

(5)可持續利用實踐?；贛aletic等[29]開發的6題項量表，示例題項包括“企業定期回應利益相關者(如消費者、供應商、當地社區等)關于環境管理的疑問”、“企業持續對外部環境進行評估，以發現重要利益相關者關注的關鍵問題”，量表信度為0.844。

(6)控制變量。前期研究表明，企業基本特征影響其綠色創新績效。因此，本文將企業規模、企業年限及企業性質作為控制變量。參考Xing等[10]、Hirunyawipada & Xiong[26]的研究，以“企業經營年限的自然對數”反映企業年限，以“企業過去3年平均人數的自然對數”反映企業規模。借鑒唐朝永等[34]的研究，以企業產權性質反映企業性質。

3 實證結果分析

3.1 信效度檢驗

本文運用SmartPLS 3.0進行信效度檢驗，結果見表1。從中可見，所有構念組合信度(CR)的取值范圍介于0.858～0.916之間(大于0.7)，并且所有構念的Cronbach'α s值均介于0.779～0.895之間(大于0.7)，說明所收集的數據具有良好信度。此外，所有構念的因子載荷取值范圍均介于0.717～0.851之間(大于0.7)。同時，變量AVE值均介于0.561～0.638之間(大于0.5)，因此量表具有較好的聚合效度。

根據Fornell & Larcker[35]的建議，運用平均方差抽取量(AVE)對數據進行收斂效度檢驗。表2對角線上AVE平方根的取值范圍介于0.749～0.799之間，均高于該變量與其它變量的相關系數，因此調研數據具有較高的判別效度(見表2)。

表1 量表信效度檢驗結果

3.2 描述性統計與相關性分析

表2展示了變量描述性統計及相關性分析結果，發現各變量間存在較強的相關性，初步驗證了本文提出的研究假設。本文進一步運用方差膨脹因子(VIF)檢驗變量間是否存在多重共線問題。結果顯示，不同模型檢驗過程下的VIF介于1.348～2.616之間，說明變量間不存在多重共線性問題。

3.3 假設檢驗

參考Henseler等[36]的研究，本文選擇已被認可的兩項指標(SRMR、RMS_Theta)檢驗基于方差偏最小二乘法結構方程(PLS-SEM)的模型適配度。結果顯示，SRMR=0.053(<0.08)，RMS_Theta=0.105(<0.12)，表明本文構建的PLS-SEM模型具有可接受的適配度。

Bootstrapping方法是一種檢驗中介效應的方法，在利用Bootstrapping法檢驗中介效應是否成立時，統計效率最高的是使用偏差校正后的置信區間，即偏差校正的非參數百分位Bootstrapping法[37,38]。Bootstrapping方法采用第2.5百分位數和第97.5百分位數估計95%的中介效應置信區間，即表示中介效應在5%水平下顯著[38.39]。樣本量設置通常沒有統一標準，一般可設定為1 000或者5 000，并且陳瑞等認為5 000為慣常設置。參考前期研究[37,39]，本文利用偏差校正非參數百分位Bootstrapping法時設置樣本量為5 000，置信區間為95%。按照溫忠麟和葉寶娟[38]提出的中介效應檢驗流程，利用SmartPLS 3.0對提出的假設進行實證檢驗，結果如表3和圖2所示。

表2 主要變量描述性統計及相關性分析結果(N=315)

表3 中介作用檢驗結果

(1)直接作用檢驗。表3結果顯示，綠色組織認同未能顯著正向影響綠色創新績效(β=0.108，p>0.10)，假設H1未被支持。

(2)中介作用檢驗。表3中Bootstrapping檢驗結果表明，環境承諾在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮的中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.131和0.357，表明環境承諾發揮顯著中介作用(β=0.244，p<0.010)，假設H2得到驗證。

可持續產品創新在綠色組織認同與綠色創新績效間的中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.005和0.097，表明可持續產品創新具有顯著中介作用(β=0.041，p<0.050)。同時，可持續導向學習在兩者間的中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.014和0.121，表明可持續導向學習的中介作用同樣顯著(β=0.057，p<0.050)，假設H3a得到驗證?？沙掷m利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間的中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.001和0.083，表明可持續利用實踐的中介作用顯著(β=0.031，p<0.050)，假設H3b得到驗證。

環境承諾在綠色組織認同與可持續產品創新間的中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.014和0.277，證明環境承諾的顯著中介作用(β=0.151，p< 0.050)?？沙掷m導向學習在環境承諾與綠色創新績效間的中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.102和0.325，表明可持續導向學習的中介作用顯著(β=0.217，p< 0.010)，H4a得到支持?？沙掷m利用實踐在環境承諾與綠色創新績效間的中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.102和0.325，表明可持續探索實踐的中介作用顯著(β=0.217，p<0.010)，假設H4b得到驗證。

(3)鏈式中介作用檢驗。環境承諾和可持續產品創新在綠色組織認同與綠色創新績效間的鏈式中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.000和0.065，包含0值，說明環境承諾和可持續產品創新鏈式中介作用不顯著(β=0.023，p>0.050)。因此，從可持續產品創新維度不支持H5a。但環境承諾和可持續導向學習在綠色組織認同與綠色創新績效間的鏈式中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.018和0.088，說明環境承諾和可持續導向學習的鏈式中介作用顯著(β=0.045，p<0.050)。因此，從可持續導向學習維度驗證了H5a。綜上所述，綠色組織認同無法通過環境承諾和可持續產品創新提升企業綠色創新績效，但能通過綠色組織認同與可持續導向學習提升綠色創新績效，假設H5a得到部分支持。

關于假設H5b，環境承諾和可持續利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間的鏈式中介作用在95%置信區間內的下限、上限分別為0.003和0.088，且不包含0值，表明環境承諾和可持續利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間的鏈式中介作用顯著(β=0.039，p<0.050)，假設H5b得到驗證。

圖2 PLS-SEM模型擬合結果

4 結語

4.1 研究討論

綜合計劃行為理論和組織認同理論觀點，將環境承諾、可持續探索/利用實踐作為中介變量，構建從綠色組織認同到綠色創新績效的鏈式作用機制模型，并基于315家制造業企業數據開展實證檢驗，得到以下結論：

(1)綠色組織認同對綠色創新績效的正向作用未得到驗證，該結論不同于Chang & Chen[8]、潘楚林和田虹[9]以及Soewarno等[15]的研究結論?？赡茉蛟谟冢孩貱hang & Chen[8]是針對某一地區的制造業企業，潘楚林和田虹[9]是針對農產品企業，Soewarno等[15]則是針對某一工業園區的企業。據此推斷，綠色組織認同對綠色創新績效的影響機制可能受行業和地區異質性影響，綠色組織認同理論在不同行業及地區間的普適性仍需進一步討論；②綠色組織認同對綠色創新績效的影響存在其它傳導路徑。

(2)環境承諾和可持續利用實踐分別在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮中介作用，且環境承諾、可持續利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間發揮鏈式中介作用，該結論支持Chang & Chen[8]的研究。同時，本文進一步延續了Chang、Chen[8]和Soewarno等[15]的研究，識別了企業可持續利用實踐在綠色組織認同和綠色創新績效理論框架中的作用。綠色組織認同演化至綠色創新績效過程存在更復雜的鏈式傳導機制，這也為計劃行為理論“認知→態度→行為”理論框架提供了新的實證證據。

4.2 理論貢獻

(1)本文擴展了外部環境一致性下企業綠色創新績效內部作用機制的討論。不同于前期研究認為綠色組織認同能夠直接影響綠色創新績效[8,16]，本文識別了環境承諾和可持續利用實踐在綠色組織認同與綠色創新績效間的中介作用，發現環境承諾與可持續利用實踐產生了鏈式中介作用。本文回應了Jiang等[40]關于進一步探索綠色創新內部形成機制的建議，在一定程度上緩解了關于綠色組織認同對綠色創新績效作用路徑的爭論。

(2)國外研究證實可持續探索實踐和可持續利用實踐對綠色創新績效具有積極影響[29]，但國內仍然缺乏關于這兩種實踐模式的前因與后果研究。本文擴展了可持續探索/利用實踐理論在我國制造業綠色創新管理中的應用，通過探究兩種實踐模式在綠色組織認同與綠色創新績效間以及環境承諾與綠色創新績效間的中介作用，回答了制造業企業如何權衡可持續探索實踐和可持續利用實踐的爭議。本文響應了Maletic等[17]關于探究可持續探索/利用實踐前因及后果的建議，補充了Xing等[10]關于兩種創新前因研究的不足，為可持續探索/利用實踐前因后果研究提供了新視角。

4.3 實踐啟示

本文研究結果對我國制造業企業綠色運營具有以下啟示：

(1)研究結果表明，綠色組織認同、環境承諾及可持續利用實踐構成企業綠色創新績效的重要內部動力。據此，制造業企業需要在建立綠色組織認同過程中，積極加強環境承諾及可持續利用實踐強度，將內部要素有效整合，進而構建提升綠色創新績效的內部機制，以綠色創新驅動高質量發展。

(2)可持續探索實踐及可持續利用實踐在綠色組織認同、環境承諾與綠色創新績效間發揮的中介作用存在明顯差異。為促進創新驅動高質量發展，制造業企業應動態改善可持續實踐模式，特別注重可持續利用實踐中的產品創新，即設計環境友好型產品，并降低能源和材料消耗、污染物排放規模及產品生命周期環境成本。

4.4 研究局限

本文仍存在以下局限：①未對制造業企業進行行業細分，而綠色組織認同通過環境承諾和可持續探索/利用實踐對綠色創新績效的鏈式作用機制可能受到行業異質性的影響；②假定企業面臨相同的外部環境規制，忽視了環境規制異質性對內部鏈式作用機制可能產生的影響；③在變量指標選取上缺少對客觀指標的考察，尤其是能夠反映企業綠色創新成效的污染排放量或CO2排放量；④忽視了綠色組織認同對綠色創新績效鏈式作用機制作用邊界的探討。因此，未來研究需要在考慮外部環境和行業異質性的前提下，進一步探索綠色組織認同對綠色創新績效的鏈式作用機制及其邊界條件。