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党的十九大报告进一步强调，推动经济高质量发展是我国经济战略的根本目标，“中国制造2025”也强调制造业要坚持创新驱动和绿色发展。制造业作为实体经济的主体，需要优先关注其高质量发展。我国制造业正处于高速发展期，但仍面临能源利用率较低、环境污染严重、自主创新能力不足、核心技术滞后等瓶颈[1]。绿色创新被视为优化资源环境、降低生产要素成本的有效途径，但绿色创新会增加企业创新环境成本，不利于形成持续的创新积极性[2,3]。因此，如何提升制造业企业绿色创新能力和水平成为实现制造业高质量发展的一大难题。
学者研究发现，环境规制[4]、外部网络[5]、舆论压力[3]、信息资源[6]等外部要素对提升制造业企业绿色创新绩效具有重要作用。然而，在相同的外部环境下，有些企业积极实施绿色创新并取得了良好绩效，但也有部分企业对绿色创新持消极态度[7]。为解释外部环境一致性条件下企业绿色创新绩效间的差异，前期研究试图识别内部要素的驱动作用，包括绿色组织认同[8-10]、知识耦合[11]、环境战略导向[12]、组织学习能力[13]、创新行为[14]等。其中，绿色组织认同被视为一种改善环境质量的解决方案，由组织内部成员共同构建，并形成了关于环境保护的认知态度[10,15]。近10年来，学者针对企业绿色组织认同与绿色创新绩效关系进行探讨，证实绿色组织认同能够正向影响绿色创新绩效[8,9,16]。随着研究的深入，Chang & Chen[8]发现，绿色组织认同通过环境承诺影响绿色创新；Soewarno等[15]发现，绿色组织认同通过环境组织合法性影响绿色创新绩效；Song等[17]的研究表明，绿色组织认同通过绿色吸收能力影响绿色创新绩效。因此，就中介机制而言，现有研究尚未对两者间作用路径形成统一认知，尤其是绿色组织认同至绿色创新绩效的中介路径仍未被完全识别[10,18]。
计划行为理论认为，所有影响行为的因素都会通过个体意愿作用于行为本身[19]。作为参与环境管理的一种倾向或意愿[20,21]，环境承诺在提升绿色创新和推动企业环保行为过程中发挥重要作用[10]。可持续探索实践和可持续利用实践作为两种有效的环保行为，理论与实证研究均证实可持续探索实践和可持续利用实践对于改善绿色创新绩效具有积极作用[14]。按照计划行为理论的“认知→态度→行为”研究框架，绿色组织认同通过环境承诺影响可持续探索/利用实践，进而影响绿色创新绩效。然而，鲜有研究将环境承诺与可持续探索/利用实践纳入同一理论框架中。由此，本文引出一个值得关注的问题，即在我国制造业企业中，环境承诺、可持续探索/利用实践能否在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥中介作用，亦即绿色组织认同与绿色创新绩效间是否存在更复杂的链式中介路径？
据此，本文将环境承诺与可持续探索/利用实践纳入绿色组织认同对绿色创新绩效的影响框架中，探究绿色组织承诺对绿色创新绩效的内部作用路径，重点探索环境承诺和可持续探索/利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间的链式中介作用。通过分析绿色组织认同对绿色创新绩效的作用机制，扩展可持续探索/利用实践在企业绿色创新绩效内部驱动力研究领域的应用，进而开启绿色组织认同对绿色创新绩效链式作用机制的“黑箱”，研究结论可为制造业企业强化绿色组织承诺、优化可持续实践、提升绿色创新绩效提供理论与实践依据。
针对企业绿色创新内涵，学者展开了广泛探索，并基于不同研究对象与研究视角提出具有一定差异的定义表述[4,22]。欧盟委员会将“绿色技术创新”定义为旨在节约资源，避免、消除或减轻环境污染的技术、工艺及产品的总称[23]。早期研究认为，绿色创新应包含6个方面，即产品设计、绿色材料、绿色技术、绿色设备、绿色回收和绿色包装[24]。近期研究越来越关注绿色创新与相关系统的联系，提出绿色创新是一种涵盖工艺、过程、管理、营销等方面的革命性环境创新，其主张在降低生产成本的同时，提升产品一致性和生产标准[25]。从管理理念视角出发，张锋等[22]认为，绿色创新强调在技术创新过程中突出绿色理念，将绿色产品与绿色工艺贯穿至整个产品生命周期，以实现经济与环境双赢。据此，本文参考学者研究[22,25]，将“绿色创新”定义为以商业经济与自然环境和谐发展为核心目标，通过技术手段提升产品生命周期全过程(产品设计、绿色材料选择、工艺设计等)的绿色化程度。
绿色组织认同是在组织认同基础上发展而来的[24]，其是为赋予企业环境管理行为现实意义而建立的一种解释模式。绿色组织认同有助于内部成员建立与企业相关联的共同观念，促使成员理解企业环境管理目标与经营活动间的联系，将环保意识融入日常工作[9]。作为驱动企业绿色创新的因素之一，绿色组织认同能够让员工对环境管理形成积极认知，激励员工整合和利用与绿色创新相关的新知识、新想法，进而积极参与致力于满足消费者环境需求的绿色创新行为[8,17]。潘楚林和田虹[9]发现，绿色组织认同对企业环保行为具有积极作用，绿色组织内部所形成的情感联系有助于激励员工积极参与绿色创新行为。综上所述，绿色组织认同有利于员工与企业形成一致的环保目标，并且这种共同目标有助于提升绿色创新绩效。据此，本文提出以下假设：
H1：绿色组织认同对绿色创新绩效具有积极影响。
环境承诺描述了企业实施环保行为的倾向或意愿，旨在减少运营活动对自然环境的负面影响[26]。现有研究表明，环境承诺水平越高，企业越愿意承担环境责任，表现之一为重新设计运营策略或商业模式，进而降低企业活动给自然环境带来的负面影响[27]。具有较高环境承诺的企业通常更倾向于从利益相关者层面获取知识技能，以提升自身绿色创新能力。同时，具有高度环境承诺的企业愿意积极维护客户关系，通过了解客户环保偏好，进而创造出能够满足市场需求的产品/服务[16]。因此，环境承诺有利于强化企业在绿色产品设计、绿色工艺、绿色营销等方面的创新行为，进而改善绿色创新绩效。
计划行为理论认为，个体对某项行为持有的正面态度越强烈，采取该行为的意愿也就越强[27]。绿色组织认同意味着环保已成为企业发展过程中需要重点考虑的问题，表现为企业成员建立了环保认知，甚至紧迫感。在这种感知的驱使下，企业会更坚定地实施环保行为[17]。根据计划行为理论，本文认为绿色组织认同能够增强其环保行为实施意愿，即有利于企业作出环保承诺。因此，本文认为绿色组织认同通过激励企业作出更多环境承诺，进而提升企业绿色创新绩效。据此，本文提出以下假设：
H2：环境承诺在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥中介作用。
为实现经济发展与环境保护和谐发展，Maletic等[28]结合探索-利用范式及可持续发展理论，提出“可持续探索实践”与“可持续利用实践”两种具有可持续性特征的行为模式。具体来说，可持续探索实践具有激进式行为特征，通过产品创新、过程创新、可持续导向学习等方式创造具有环境友好特征的新产品/服务/技术/知识[28]。可持续利用实践具有渐进式行为特征，通过持续改进现有产品设计、工艺过程，并提高原材料、水及能源利用率实现环境质量改善[29]。后续研究将可持续探索实践分解为可持续导向学习(如与增强可持续创新相关的能力提升)与可持续产品创新(如全新的环境友好型产品/服务)两个维度[29]。由此可见，可持续探索实践与可持续利用实践均具有绿色发展和创新的双元属性。现有研究表明，两种实践能够分别通过探索式创新和利用式创新提升绿色创新绩效，并建议企业将这两种实践整合到长期战略规划中，以增强创新行为的绿色化特征[15]。因此，本文认为，可持续探索/利用实践能够作用于绿色创新绩效改善。
组织认同理论指出，组织认同不仅可以引导成员行为，还可以为企业战略动态管理提供参考[8]。绿色组织认同作为一种组织环境管理行为的指导框架，促使成员从个体情感和行为层面支持企业环保行动，促使成员间分享他们对环保的认知[30]。因此，在具有高度绿色组织认同的企业中，成员会广泛认同高层管理者的环境决策，而管理者也会持续激励成员塑造以可持续发展为导向的行为[8]。因此，本文认为具有高度绿色组织认同的企业更愿意实施可持续探索/利用实践。综合以上分析，绿色组织认同能够增强企业实施可持续探索实践和可持续利用实践的意愿，进而提升绿色创新效率。据此，本文提出以下假设：
H3a：可持续探索实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥中介作用；
H3b：可持续利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥中介作用。
计划行为理论的“认知-态度-行为”理论框架认为，个体对事物的基本认知影响其某一段时期的态度，进而作用于实际行为方式[31]。具体至环境管理领域，高度绿色组织认同意味着企业成员对环境问题和绿色发展持有积极态度，并基于此形成稳定的认知，进而作出明确的环境承诺。这种承诺以语言或文字形式予以体现，进而引导成员整合内部知识，从新产品/服务开发与设计阶段即考虑环境成本，通过降低成本和提升效率降低环境污染程度[26]。Cordano & Frieze[31]研究表明，企业管理者对环境污染防治态度越强，采取环保行为的可能性越高；Hirunyawipada & Xiong[26]进一步指出，环境承诺要求企业识别消费者环境需求，根据目标市场有效开发或改进绿色产品/服务，通过合理的营销策略满足现有及未来市场对绿色产品/服务的需求。因此，环境承诺有利于企业实施可持续探索/利用实践。综上所述，高度绿色组织认同能够增强环境承诺，而环境承诺则会激励成员实施可持续探索/利用实践。据此，本文提出以下假设：
H4a：环境承诺在绿色组织认同与可持续探索实践间发挥中介作用。
H4b：环境承诺在绿色组织认同与可持续利用实践间发挥中介作用。
基于上述分析，本文认为环境承诺与可持续探索实践以及环境承诺与可持续利用实践分别在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥链式中介作用。具体分析如下：①环境规制和消费者环保意识会给企业环境管理带来外部压力，促使管理者认识到环境治理对提升竞争力的重要性[8]。因此，具有高度组织认同的企业会将环境治理纳入长期战略规划，促使企业成员表现出积极应对环境管理的信念，进而直接影响其情感和行为并作出环保承诺[21]；②现有研究表明，具有高度环境承诺的组织成员更愿意参与环保行动，倾向于寻求新知识、开发新产品、改进现有技术或工艺，从生产前端减少对资源和原材料的消耗。同时，组织成员也会注重末端治理，减少污染物排放[32]。这些均有利于企业可持续探索/利用实践活动开展；③Maletic等[29]证实可持续探索/利用实践分别通过探索式创新和利用式创新提升企业创新能力，同时在实施创新活动时又能兼顾环境控制成本，从创新和绿色发展两个方面促进企业绿色创新。据此，本文提出以下假设：
H5a：环境承诺和可持续探索实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥链式中介作用；
H5b：环境承诺和可持续利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥链式中介作用。
根据以上分析，本文构建绿色组织认同与绿色创新间关系的链式中介模型(见图1)。
图1 理论模型
本文选择华东、华北、东北、华中及西北地区制造业企业内主管运营事务的高层管理者作为受访对象，采用专门走访和邮寄调研相结合的方式。在开展大规模调研之前，邀请无锡、南京及苏州地区的6位运营管理专家及10家制造业企业管理者开展预调研，根据预调研结果完善问卷设计。正式调研共发放700份问卷并回收552份，问卷回收率为78.86%。对所回收问卷进行筛选，最终得到315份有效问卷，有效问卷回收率为45.00%。在这些有效问卷中，企业成立时间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%。企业员工数在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%。关于企业股权性质，民营合资占27.94%，民营控股占24.13%，国有控股占27.62%，国有独资占5.71%，外资企业占14.60%。
在调研过程中，每份问卷均由同一位受访者填写，即属于同源数据。为检验是否存在共同方法偏差，本文运用Harman单因素进行探索性因子分析，在未旋转情况下提取特征值大于1的因子。结果表明，未旋转的第一因子只能解释38.61%(<40%)的变异量，表明所获数据不存在同源性偏差问题。
绿色组织认同、环境承诺、可持续探索实践、可持续利用实践及绿色创新绩效测量量表均借鉴已有成熟量表，并根据我国情境对原始题项进行合理调整，测量题项见表1。调研问卷采用Likert 7分量表进行测量(1为“完全不同意”，7为“完全同意”)，具体测量方法如下：
(1)绿色创新绩效。基于Chang & Chen[8]、Chen[20]的研究，示例题项包括“企业在进行产品开发或设计时会选择环保型原材料”、“企业在进行产品开发或设计时选择消耗资源最少的原材料”等8个题项，量表信度为0.895。
(2)绿色组织认同。基于Chen[20]开发的6题项量表，示例题项包括“内部成员对环境管理具有强烈的使命感”、“内部成员强烈认同企业在环境管理领域所采取的行动”，量表信度为0.887。
(3)环境承诺。基于Nath & Ramanathan[33]开发的量表，示例题项包括“企业制定了完善的环境管理规划”、“企业提出了明确的环境管理愿景或使命”等6个题项，量表信度为0.882。
(4)可持续探索实践。基于Maletic等[29]开发的8题项量表，本文从可持续产品创新和可持续导向学习两个方面测量可持续探索实践。可持续产品创新和可持续导向学习分别包含4个测量题项，示例题项为“企业已针对产品/服务周期进行了改进，以减少对自然环境的负面影响”、“ 企业不断强化员工知识和技能培养，以提升企业可持续实践效率”，量表信度分别为0.779和0.809。
(5)可持续利用实践。基于Maletic等[29]开发的6题项量表，示例题项包括“企业定期回应利益相关者(如消费者、供应商、当地社区等)关于环境管理的疑问”、“企业持续对外部环境进行评估，以发现重要利益相关者关注的关键问题”，量表信度为0.844。
(6)控制变量。前期研究表明，企业基本特征影响其绿色创新绩效。因此，本文将企业规模、企业年限及企业性质作为控制变量。参考Xing等[10]、Hirunyawipada & Xiong[26]的研究，以“企业经营年限的自然对数”反映企业年限，以“企业过去3年平均人数的自然对数”反映企业规模。借鉴唐朝永等[34]的研究，以企业产权性质反映企业性质。
本文运用SmartPLS 3.0进行信效度检验，结果见表1。从中可见，所有构念组合信度(CR)的取值范围介于0.858～0.916之间(大于0.7)，并且所有构念的Cronbach'α s值均介于0.779～0.895之间(大于0.7)，说明所收集的数据具有良好信度。此外，所有构念的因子载荷取值范围均介于0.717～0.851之间(大于0.7)。同时，变量AVE值均介于0.561～0.638之间(大于0.5)，因此量表具有较好的聚合效度。
根据Fornell & Larcker[35]的建议，运用平均方差抽取量(AVE)对数据进行收敛效度检验。表2对角线上AVE平方根的取值范围介于0.749～0.799之间，均高于该变量与其它变量的相关系数，因此调研数据具有较高的判别效度(见表2)。
表1 量表信效度检验结果
变量题项因子载荷Cronbach'αCRAVEGOI1内部成员对环境管理具有强烈的使命感0.824GOI2内部成员强烈认同企业在环境管理领域采取的行动0.775GOI3内部成员普遍认为企业在环境管理过程中发挥了重要作用0.799绿色组织认同(GOI)GOI4内部成员普遍认为企业已经制定了明确的环境管理目标及使命0.8150.8870.9140.638GOI5内部成员非常了解企业环境管理文化0.777GOI6内部成员强烈认同企业在环境管理方面采取的行动0.803ECM1企业制定了完善的环境管理规划0.851ECM2企业提出明确的环境管理愿景或使命0.787环境承诺(ECM)ECM3内部成员充分了解企业环境管理规划0.817ECM4利益相关者充分了解企业环境管理愿景或使命0.7630.8820.9110.630ECM5企业成立了环境、健康、安全部门或环境管理委员会0.727ECM6企业财务预算包括环境投资或绿色产品采购0.813SPPD1企业已针对产品/服务周期进行改进,以减少对自然环境的负面影响0.805可持续产品创新(SPPD)SPPD2企业定期对现有产品/服务作出调整,以减少对自然环境的负面影响0.803SPPD3企业定期对业务流程进行重组,并重点关注绿色发展0.7550.7790.8580.602SPPD4企业已获得具有创新性的环保技术或生产工艺0.740SOL1企业不断强化员工知识和技能培养,以提升企业可持续实践效率0.804SOL2企业已展现出不断学习的文化氛围,通过激励创新实现可持续发展0.825可持续导向学习(SOL)SOL3企业已通过向员工宣传社会责任实践的最优秀案例提升其知识和技能0.7900.8090.8750.636SOL4企业积极寻求来自外部利益相关者的知识资源,旨在为可持续发展提供创新性想法0.769SEOI1企业定期回应利益相关者(如消费者、供应商、当地社区等)关于环境管理的疑问0.727SEOI2企业持续对外部环境进行评估,以发现重要利益相关者所关注的关键问题0.780可持续利用实践(SEOI)SEOI3灵活的业务流程使得企业可以高效回应利益相关者需求0.718SEOI4企业在产品/服务初期设计和开发阶段就考虑了重要市场利益相关者0.7550.8440.8850.561SEOI5企业充分运用合适的工具和技术手段以提升关键生产流程的稳定性0.777SEOI6企业已建立了重要的绩效评价指标,以确定当前是否满足可持续发展要求0.736GIP1企业在进行产品开发或设计时会选择环保型原材料0.798GIP2企业在进行产品开发或设计时会选择消耗资源最少的原材料0.760GIP3企业在进行产品开发或设计时会尽量减少原材料使用0.744GIP4企业在进行产品开发或设计时会谨慎评估该产品是否可以被回收、再利用或分解0.7540.8950.9160.576绿色创新绩效(GIP)GIP5企业生产过程有效减少了有害物质或废弃物排放0.769GIP6企业生产过程能够有效回收可循环废弃物0.769GIP7企业生产过程有效减少了水、电、煤、油的使用0.758GIP8企业生产过程有效减少了原材料使用0.717
表2展示了变量描述性统计及相关性分析结果，发现各变量间存在较强的相关性，初步验证了本文提出的研究假设。本文进一步运用方差膨胀因子(VIF)检验变量间是否存在多重共线问题。结果显示，不同模型检验过程下的VIF介于1.348～2.616之间，说明变量间不存在多重共线性问题。
参考Henseler等[36]的研究，本文选择已被认可的两项指标(SRMR、RMS_Theta)检验基于方差偏最小二乘法结构方程(PLS-SEM)的模型适配度。结果显示，SRMR=0.053(<0.08)，RMS_Theta=0.105(<0.12)，表明本文构建的PLS-SEM模型具有可接受的适配度。
Bootstrapping方法是一种检验中介效应的方法，在利用Bootstrapping法检验中介效应是否成立时，统计效率最高的是使用偏差校正后的置信区间，即偏差校正的非参数百分位Bootstrapping法[37,38]。Bootstrapping方法采用第2.5百分位数和第97.5百分位数估计95%的中介效应置信区间，即表示中介效应在5%水平下显著[38.39]。样本量设置通常没有统一标准，一般可设定为1 000或者5 000，并且陈瑞等认为5 000为惯常设置。参考前期研究[37,39]，本文利用偏差校正非参数百分位Bootstrapping法时设置样本量为5 000，置信区间为95%。按照温忠麟和叶宝娟[38]提出的中介效应检验流程，利用SmartPLS 3.0对提出的假设进行实证检验，结果如表3和图2所示。
表2 主要变量描述性统计及相关性分析结果(N=315)
变量均值标准差1234561.绿色组织认同(GOI)5.2840.9870.7992.环境承诺(ECM)4.9061.1910.755**0.7943.可持续产品创新(SPPD)5.3601.0340.484**0.490**0.7764.可持续导向学习(SOL)5.4340.9400.437**0.415**0.481**0.7975.可持续利用实践(SEOI)5.3150.8760.510**0.548**0.589**0.653**0.7496.绿色创新绩效(GIP)5.2390.9020.583**0.637**0.570**0.516**0.584**0.759
注：*、**分别表示p<0.05、p<0.01，对角线上的加粗数字为AVE的平方根
表3 中介作用检验结果
假设中介路径影响系数95%置信区间BootLLCIBootULCI是否支持假设H1GOI→GIP0.108-0.0440.266否H2GOI→ECM→GIP0.244***0.1310.357是H3aGOI→SPPD→GIP0.041**0.0050.097是GOI→SOL→GIP0.057**0.0140.121是H3bGOI→SEOI→GIP0.031**0.0010.083是H4aGOI→ECM→SPPD0.151**0.0140.277是GOI→ECM→SOL0.217***0.1020.325是H4bGOI→ECM→SEOI0.288***0.1730.403是H5aGOI→ECM→SPPD→GIP0.0230.0000.065否GOI→ECM→SOL→GIP0.045**0.0180.088是H5bGOI→ECM→SEOI→GIP0.039**0.0030.088是
注：GOI表示绿色组织认同；ECM表示环境承诺；SOL表示可持续探索实践中的可持续学习导向；SPPD表示可持续探索实践中的可持续产品创新；SEOI代表可持续利用实践；GIP代表绿色创新绩效。**表示p<0.05；***表示p<0.01
(1)直接作用检验。表3结果显示，绿色组织认同未能显著正向影响绿色创新绩效(β=0.108，p>0.10)，假设H1未被支持。
(2)中介作用检验。表3中Bootstrapping检验结果表明，环境承诺在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥的中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.131和0.357，表明环境承诺发挥显著中介作用(β=0.244，p<0.010)，假设H2得到验证。
可持续产品创新在绿色组织认同与绿色创新绩效间的中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.005和0.097，表明可持续产品创新具有显著中介作用(β=0.041，p<0.050)。同时，可持续导向学习在两者间的中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.014和0.121，表明可持续导向学习的中介作用同样显著(β=0.057，p<0.050)，假设H3a得到验证。可持续利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间的中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.001和0.083，表明可持续利用实践的中介作用显著(β=0.031，p<0.050)，假设H3b得到验证。
环境承诺在绿色组织认同与可持续产品创新间的中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.014和0.277，证明环境承诺的显著中介作用(β=0.151，p< 0.050)。可持续导向学习在环境承诺与绿色创新绩效间的中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.102和0.325，表明可持续导向学习的中介作用显著(β=0.217，p< 0.010)，H4a得到支持。可持续利用实践在环境承诺与绿色创新绩效间的中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.102和0.325，表明可持续探索实践的中介作用显著(β=0.217，p<0.010)，假设H4b得到验证。
(3)链式中介作用检验。环境承诺和可持续产品创新在绿色组织认同与绿色创新绩效间的链式中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.000和0.065，包含0值，说明环境承诺和可持续产品创新链式中介作用不显著(β=0.023，p>0.050)。因此，从可持续产品创新维度不支持H5a。但环境承诺和可持续导向学习在绿色组织认同与绿色创新绩效间的链式中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.018和0.088，说明环境承诺和可持续导向学习的链式中介作用显著(β=0.045，p<0.050)。因此，从可持续导向学习维度验证了H5a。综上所述，绿色组织认同无法通过环境承诺和可持续产品创新提升企业绿色创新绩效，但能通过绿色组织认同与可持续导向学习提升绿色创新绩效，假设H5a得到部分支持。
关于假设H5b，环境承诺和可持续利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间的链式中介作用在95%置信区间内的下限、上限分别为0.003和0.088，且不包含0值，表明环境承诺和可持续利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间的链式中介作用显著(β=0.039，p<0.050)，假设H5b得到验证。
图2 PLS-SEM模型拟合结果
注：可持续产品开发(SPPD)和可持续导向学习(SOL)是可持续探索实践的两个维度，虚线表示在0.05水平下不显著
综合计划行为理论和组织认同理论观点，将环境承诺、可持续探索/利用实践作为中介变量，构建从绿色组织认同到绿色创新绩效的链式作用机制模型，并基于315家制造业企业数据开展实证检验，得到以下结论：
(1)绿色组织认同对绿色创新绩效的正向作用未得到验证，该结论不同于Chang & Chen[8]、潘楚林和田虹[9]以及Soewarno等[15]的研究结论。可能原因在于：①Chang & Chen[8]是针对某一地区的制造业企业，潘楚林和田虹[9]是针对农产品企业，Soewarno等[15]则是针对某一工业园区的企业。据此推断，绿色组织认同对绿色创新绩效的影响机制可能受行业和地区异质性影响，绿色组织认同理论在不同行业及地区间的普适性仍需进一步讨论；②绿色组织认同对绿色创新绩效的影响存在其它传导路径。
(2)环境承诺和可持续利用实践分别在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥中介作用，且环境承诺、可持续利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间发挥链式中介作用，该结论支持Chang & Chen[8]的研究。同时，本文进一步延续了Chang、Chen[8]和Soewarno等[15]的研究，识别了企业可持续利用实践在绿色组织认同和绿色创新绩效理论框架中的作用。绿色组织认同演化至绿色创新绩效过程存在更复杂的链式传导机制，这也为计划行为理论“认知→态度→行为”理论框架提供了新的实证证据。
(1)本文扩展了外部环境一致性下企业绿色创新绩效内部作用机制的讨论。不同于前期研究认为绿色组织认同能够直接影响绿色创新绩效[8,16]，本文识别了环境承诺和可持续利用实践在绿色组织认同与绿色创新绩效间的中介作用，发现环境承诺与可持续利用实践产生了链式中介作用。本文回应了Jiang等[40]关于进一步探索绿色创新内部形成机制的建议，在一定程度上缓解了关于绿色组织认同对绿色创新绩效作用路径的争论。
(2)国外研究证实可持续探索实践和可持续利用实践对绿色创新绩效具有积极影响[29]，但国内仍然缺乏关于这两种实践模式的前因与后果研究。本文扩展了可持续探索/利用实践理论在我国制造业绿色创新管理中的应用，通过探究两种实践模式在绿色组织认同与绿色创新绩效间以及环境承诺与绿色创新绩效间的中介作用，回答了制造业企业如何权衡可持续探索实践和可持续利用实践的争议。本文响应了Maletic等[17]关于探究可持续探索/利用实践前因及后果的建议，补充了Xing等[10]关于两种创新前因研究的不足，为可持续探索/利用实践前因后果研究提供了新视角。
本文研究结果对我国制造业企业绿色运营具有以下启示：
(1)研究结果表明，绿色组织认同、环境承诺及可持续利用实践构成企业绿色创新绩效的重要内部动力。据此，制造业企业需要在建立绿色组织认同过程中，积极加强环境承诺及可持续利用实践强度，将内部要素有效整合，进而构建提升绿色创新绩效的内部机制，以绿色创新驱动高质量发展。
(2)可持续探索实践及可持续利用实践在绿色组织认同、环境承诺与绿色创新绩效间发挥的中介作用存在明显差异。为促进创新驱动高质量发展，制造业企业应动态改善可持续实践模式，特别注重可持续利用实践中的产品创新，即设计环境友好型产品，并降低能源和材料消耗、污染物排放规模及产品生命周期环境成本。
本文仍存在以下局限：①未对制造业企业进行行业细分，而绿色组织认同通过环境承诺和可持续探索/利用实践对绿色创新绩效的链式作用机制可能受到行业异质性的影响；②假定企业面临相同的外部环境规制，忽视了环境规制异质性对内部链式作用机制可能产生的影响；③在变量指标选取上缺少对客观指标的考察，尤其是能够反映企业绿色创新成效的污染排放量或CO2排放量；④忽视了绿色组织认同对绿色创新绩效链式作用机制作用边界的探讨。因此，未来研究需要在考虑外部环境和行业异质性的前提下，进一步探索绿色组织认同对绿色创新绩效的链式作用机制及其边界条件。
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