原文标题：客户环境关注、压力传导与供应商企业绿色创新
原文作者：王红建，张高昂，吴涛，李青原
发表期刊：《经济研究》
关键词：客户环境关注；经济动力；绿色创新；压力传导
一、问题的提出
在“双碳”目标引领与经济社会全面绿色转型的政策背景下，我国绿色发展的着力点已从初期的目标引导与外部规制约束，逐步转向激发市场内生动力、构建可持续的绿色创新机制。绿色创新是实现经济与环境效益双赢的核心抓手，但其高投入、长周期的特征与环境效益的正外部性，导致企业普遍缺乏持续绿色创新的内生动力。现有研究多围绕环境规制的制度性动力展开，重点探讨环保补贴、环境保护税、绿色信贷等政策工具的创新激励效应，对市场端尤其是供应链下游客户需求的经济动机关注不足；少量供应链相关文献多聚焦上市公司客户的ESG溢出效应，未深入探究客户环境关注对供应商绿色创新的微观传导机制，且普遍忽略了占供应链主体的非上市公司客户，导致研究结论的普适性受限；同时，现有文献对客户驱动型绿色创新的经济效应探讨不足，多集中于环境绩效维度，缺乏对产品市场与财务绩效的系统量化分析。
鉴于此，本文从供应链传导视角出发，从理论与实证两个层面探究客户环境关注对供应商企业绿色创新的影响、核心作用机制与经济效应，揭示市场需求端驱动企业绿色创新的内生动力，为融合市场激励与政府环境规制的政策设计提供理论与经验支撑。
二、理论分析与研究命题
本文将产品质量划分为物理质量与绿色质量两大维度，其中物理质量指代产品的基础使用价值属性，绿色质量指代产品全生命周期的环保属性，而绿色创新水平是产品绿色质量的核心体现。基于此，本文构建包含客户环境关注的多供应商企业古诺决策模型，揭示客户环境关注激励供应商绿色创新的理论路径。
（一）核心模型设定
1.反需求函数
假设市场中存在N个供应商企业，构建对称的反需求函数如下：
2.企业目标函数
兼顾企业经济效益与环境责任的权衡，构建目标函数如下：
3.最优化一阶条件
将反需求函数代入目标函数，通过一阶求导得到绿色质量决策的均衡条件：
（二）研究命题
基于模型推导，客户环境关注水平的提升会直接提高客户对产品绿色质量的支付意愿，改变供应商企业绿色创新的成本收益结构；为维持客户合作关系、规避市场准入限制，供应商企业将加大绿色创新投入以提升产品绿色质量。据此提出核心研究命题：客户环境关注的提升会显著促进供应商企业的绿色创新行为，且供应链压力传导是该效应的核心实现机制。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文以2012-2022年中国A股上市公司为原始观测对象，因被解释变量需取滞后一期，基准回归样本区间为2012-2021年。样本筛选流程如下：剔除金融行业企业；剔除ST类企业；剔除未详细披露前五大客户名称等关键信息的样本；剔除无法识别客户所在城市的样本；剔除供应商与客户所在城市相同的样本；剔除回归变量数据缺失的样本。最终得到8430个供应商企业-客户配对-年度观测值。为消除极端值影响，对所有连续变量进行上下1%缩尾处理。研究数据主要来源于国泰安（CSMAR）数据库、中国研究数据服务平台（CNRDS）以及各地区统计年鉴，其中客户环境关注的核心代理变量基于百度搜索指数构建，供应商企业环境关注指标基于上市公司年报文本分析测算。
（二）变量定义与模型构建
1.变量定义
被解释变量：绿色创新。核心指标为企业绿色专利申请总量，同时细分绿色发明专利申请数量、绿色实用新型专利申请数量，分别衡量企业实质性绿色创新与策略性绿色创新水平。针对专利数据的零值堆积与长尾分布特征，采用高维固定效应面板泊松伪极大似然方法进行估计。
核心解释变量：客户环境关注（CEC）。针对非上市公司客户数据可得性限制，以客户所在城市的年度公众环境关注作为代理变量，基于环境保护、污染、低碳、PM2.5等环保类关键词的百度日搜索指数均值构建；同时采用Word2vec方法测度供应商企业自身环境关注，作为核心控制变量以排除内生干扰。
控制变量：涵盖三大维度，一是供应商企业特征变量，包括企业规模、资产负债率、总资产收益率、成立年限、股权结构等；二是供应商所在地区特征变量，包括人均GDP、第二产业比重、地区环境规制强度等；三是客户所在地区特征变量，包括环境规制强度、互联网发展水平、人均受教育程度、环境热点事件数量等。
2.模型构建
为检验核心研究命题，构建基准回归模型如下：
四、实证结果分析
（一）基准回归结果
基准回归结果显示，在控制供应商企业-客户配对固定效应、年份固定效应及全部控制变量后，客户环境关注的系数均在5%统计水平上显著为正。经济意义上，客户环境关注每增加1个单位，供应商企业绿色专利申请总量增加19.6%，绿色发明专利申请数量增加24.2%，绿色实用新型专利申请数量增加21.7%。该结果表明，客户环境关注不仅能显著提升供应商企业绿色创新的整体规模，还能同时推动实质性创新与策略性创新，核心研究命题得到初步验证。
注：*、、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为聚类稳健标准误。绿色专利指代绿色专利申请总量，绿色发明专利指代绿色发明专利申请数量，绿色实用新型专利指代绿色实用新型专利申请数量，配对固定效应指代供应商企业-客户配对固定效应。
（二）内生性问题处理
为强化因果推断的可靠性，本文通过多类方法缓解内生性问题：一是反向因果检验，未发现供应商绿色创新水平对客户环境关注的显著影响，排除反向因果干扰；二是准自然实验，以2015年甘肃省尾矿库泄漏跨省污染事件为外生冲击，构建双重差分模型，结果与基准回归一致；三是工具变量法，以“城市孔庙遗存数量×ln(1+光缆线路长度)”作为工具变量，满足相关性与外生性要求，回归结果稳健；四是双重机器学习法，通过算法筛选高维控制变量以缓解遗漏变量偏误，核心结论保持不变；五是控制城市×年份、行业×年份高维固定效应，进一步排除时变遗漏变量的影响，结果依然显著。
（三）稳健性检验
为确保研究结论的可靠性，本文开展多项稳健性检验：一是评估类对数形式转换对回归结果的影响，验证了泊松伪极大似然估计方法的合理性；二是基于上市公司客户子样本，通过文本分析直接测度客户环境关注，核心促进效应依然成立；三是采用Heckman两阶段法，排除样本选择偏差的干扰；四是额外控制客户集中度变量，排除客户结构的潜在影响；五是调整标准误聚类层级，分别在行业-城市、年份-城市层面进行双向聚类，回归结果与基准结论保持高度一致。
（四）作用机制分析
本文通过调节效应模型，验证了压力传导是客户环境关注促进供应商绿色创新的核心作用机制，具体从四个维度展开检验：
1.客户议价能力
以客户集中度、是否为第一大客户衡量客户议价能力，结果显示客户议价能力越强，客户环境关注对供应商绿色创新的促进效应越显著，且该效应在实质性绿色创新维度表现更突出。当客户为第一大客户时，其环境关注会显著促进供应商企业的绿色发明专利申请，证实了客户经济重要性越高，对供应商的环境压力传导效果越强。
表2 机制检验:客户议价能力
注：*、、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为聚类稳健标准误。
2.供应商企业议价能力
以行业赫芬达尔指数衡量供应商议价能力，当供应商企业当年所处行业的赫芬达尔指数小于其中位数时，代表行业竞争程度激烈、供应商议价能力较弱。回归结果显示，客户环境关注与赫芬达尔指数交互项的系数显著为正，说明行业竞争越激烈、供应商议价能力越弱，面对客户环境诉求时进行绿色创新的动机越强，进一步验证了压力传导机制。
3.供应商企业-客户关系
使用供应商企业-客户关系年限衡量合作关系稳定性，结果显示供应商与客户的合作关系越长期稳定，客户环境关注对绿色创新的促进作用越显著，且主要体现为绿色发明专利申请数量的增加。原因在于长期合作关系下，供应商的客户专属转换成本更高，对客户诉求的重视程度更强，环境压力的传导效果更突出。
表3 机制检验:供应商企业-客户关系
注：*、、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为聚类稳健标准误。
4.供应商企业价值链位置
基于行业上游度指数构建价值链下游虚拟变量，结果显示，当被解释变量为企业绿色专利申请总量和绿色发明专利申请数量时，客户环境关注与价值链下游交互项的系数均在1%水平上显著为正。说明处于价值链下游的供应商企业，面临的客户环境关注压力更大，绿色创新的激励效应更强，压力传导机制再次得到验证。
表4 机制检验:供应商企业价值链位置
注：*、、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为聚类稳健标准误。
五、拓展性分析
（一）排除其他替代性解释
为进一步验证压力传导机制的独立性，本文逐一排除三大替代性解释：一是排除环境规制的替代性影响，通过引入同省份虚拟变量与交互项，发现客户与供应商是否处于同一省份对核心效应无显著影响，排除地区环境规制的干扰；二是排除知识溢出效应的影响，验证了客户自身绿色创新的知识溢出并非核心效应的驱动因素；三是排除供应商自身环境关注的替代性解释，证实核心效应并非由供应商自身环境偏好驱动，进一步夯实了压力传导机制的核心地位。
（二）经济效应分析
本文从产品市场、财务与资本市场两个维度，系统检验了客户环境关注驱动的绿色创新的经济效应：
1.产品市场绩效
以成本加成率衡量企业产品市场势力，回归结果显示，客户环境关注与绿色专利申请总量、绿色发明专利申请数量的交互项均显著为正，表明客户驱动的绿色创新能显著提升供应商企业的产品市场表现，且实质性创新的提升效应更强；而绿色实用新型专利的交互项系数不显著，说明策略性创新对产品市场绩效的提升作用有限。
表5 经济效应分析:产品市场绩效
注：*、、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为聚类稳健标准误。
2.财务与资本市场绩效
以净资产收益率衡量财务绩效，以托宾Q值衡量资本市场绩效。结果显示，客户环境关注与各类绿色专利指标的交互项对净资产收益率的系数均显著为正，对托宾Q值的系数不显著。该结果表明，客户环境关注驱动的绿色创新能显著改善供应商企业的财务绩效，但其价值尚未在资本市场中得到充分反映。
表6 经济效应分析:财务绩效与资本市场绩效
注：*、、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号中为聚类稳健标准误。
六、结论与建议
（一）研究结论
本文以2012-2022年A股上市公司供应商-客户配对数据为研究样本，结合理论模型与实证检验，探究客户环境关注对供应商企业绿色创新的影响，得出以下核心结论：第一，客户环境关注能显著促进供应商企业的绿色创新行为，客户环境关注每增加1个单位，供应商绿色专利申请总量提升19.6%，且对实质性绿色创新的激励效应更强；第二，供应链压力传导是核心作用机制，客户议价能力、供应商议价能力、供需双方合作关系稳定性、供应商价值链位置，均会对该创新激励效应产生显著调节作用；第三，核心结论在经过内生性处理、多维度稳健性检验，并排除环境规制、知识溢出等替代性解释后依然成立；第四，客户环境关注驱动的绿色创新，能显著提升供应商企业的产品市场势力与财务绩效，实现经济效益与环境效益的协同。
（二）政策建议
1.重视市场驱动的绿色创新力量，充分激发企业内生动力。政策制定者应着力培育全社会绿色消费理念，通过鼓励绿色消费、强化供应链环境责任约束、提升企业环境信息披露透明度等方式，强化市场对绿色产品与服务的需求信号，推动企业绿色创新从“政策驱动”向“市场内生驱动”转变，保障绿色创新行为的可持续性。
2.协同运用市场机制与环境规制工具，构建多元驱动政策框架。在持续优化环境规制体系、明确环保底线标准的基础上，积极培育和放大市场机制的作用，通过政策引导强化客户环境关注的供应链传导效应，推动政府规制与市场激励形成合力，加速经济社会全面绿色转型进程。
3.深化绿色创新的经济价值认知，推动双效益协同发展。加大对绿色创新经济价值的宣传与引导，推动企业与社会资本将绿色投入视为提升长期竞争力的战略投资，而非单纯的合规成本；同时鼓励探索绿色创新实现经济与环境效益双赢的具体路径，为精准施策提供更坚实的支撑。
（三）研究局限与未来展望
本文的研究局限主要体现为：受数据可得性限制，以客户所在城市公众环境关注作为代理变量，无法精细区分同一地区内不同客户企业环境关注的异质性；仅验证了压力传导的核心机制，尚未完全打开供应链压力传导的微观路径黑箱。未来研究可通过企业调研、供应链合约数据等方式，直接度量客户层面的环境关注程度，提升结论的精准性；同时可进一步探究供应链压力传导的具体形式，以及不同特征供应商企业的异质性反应，丰富供应链视角下绿色创新驱动因素的相关研究。
七、原文摘要
建立并完善市场导向的绿色创新体系是推动经济社会发展全面绿色转型的关键，客户环境关注作为市场需求信号，是驱动企业绿色创新的重要经济动力。本文从理论与实证两个方面研究客户环境关注对供应商企业绿色创新的影响，首先将产品质量区分为物理质量与绿色质量，构建包含客户环境关注的企业决策模型，揭示其激励供应商企业绿色创新的理论路径；其次使用包含非上市公司客户的供应商企业-客户配对数据进行实证检验，发现客户环境关注每增加1个单位，供应商企业绿色专利申请总量增加19.6%，其中压力传导是主要作用机制；最后经济效应分析表明，客户环境关注驱动的绿色创新能够有效提升供应商企业的产品市场表现与财务绩效。本研究从供应链传导视角拓展了企业绿色创新的市场内生动力，为融合市场激励与政府环境规制的政策设计提供了理论依据与经验支撑。
作者：
刘泽晨 中央财经大学金融学院博士研究生
指导老师：
王 遥 中央财经大学绿色金融国际研究院院长
