趙 悅
(蘭州交通大學, 甘肅 蘭州 730000)
改革開放以來,中國經濟實現了由“一窮二白”向“彎道超車”的轉變過程,但是,自主創新動力不足,核心技術“卡脖子”等問題依然十分突出。黨的十九大報告指出“構建市場導向的綠色技術創新體系,壯大節能環保產業”。這不僅為我國深化科技體制改革指明了方向,也對推進經濟結構戰略性調整和優化升級具有重要意義。黨的二十大報告提出“完善科技創新體系,堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位,提升國家創新體系整體效能”,同時提出“加快發展方式綠色轉型是貫徹落實新發展理念的戰略要求,推動經濟社會發展綠色化、低碳化是實現高質量發展的關鍵環節”。由此可見,大力發展綠色技術創新與生態文明建設已經成為當今時代發展的必然需求。黨的十八大以來,中國高度重視數字經濟的發展,并將其上升為國家戰略。在2017—2022 年的政府工作報告中,數字經濟成為了一個備受關注的焦點,強調了數字產業化和產業數字化的加速推進,以促進數字經濟的蓬勃發展。在這一背景下,我國大力實施創新驅動發展戰略,積極培育新動能、構建新生態、形成新動力,不斷增強自主創新能力,促進數字經濟快速健康發展。十年來,我國數字經濟取得了舉世矚目的發展成就,總體規模連續多年位居世界第二,對經濟社會發展的引領支撐作用日益凸顯。企業作為數字經濟發展的落腳點,也是我國創新驅動發展戰略的主體。在數字化浪潮的時代背景下,研究數字經濟與企業綠色創新的關系,有助于政府結合社會經濟發展新趨勢,為提升企業綠色創新能力提供政策建議,以及企業決策者如何順應數字經濟以及節能減排的時代浪潮,提升企業創新綠色以提高企業經營績效。在中國高質量發展的經濟新常態下,在政府大力提倡創新驅動的現實條件下,結合國家發展情況和技術條件現實,將發展前景廣闊的數字經濟納入到企業綠色創新的影響因素研究中,能為高質量發展政策制定提供依據。數字經濟發展是否會影響企業綠色創新?其會如何影響企業綠色創新?上述兩個問題成為本研究的重點。
在既有的實證研究中,數字經濟發展作用于企業綠色創新的效果卻存在爭議。現有研究結論可分為三類:一是數字經濟發展促進企業綠色創新。史丹等通過對2011—2020 年中國225 個地級市面板數據的實證研究,發現提高數字經濟和實體經濟融合水平有利于促進綠色創新[1]。二是數字經濟發展對綠色創新的影響是非線性的。王海等認為數字經濟對區域綠色創新的影響呈U 型,在數字經濟發展水平較低時,會給地區綠色創新造成一定負擔;當數字經濟發展到一定水平時,“賦能效應”才有所顯現,開始有利于地區綠色創新發展[2]。數字經濟對綠色創新的影響之所以存在爭議,主要是由三點因素造成的。第一是指標測度方式的差異。這里指標包括數字經濟發展指標和綠色創新指標。國內學者對于數字經濟發展水平測度指標研究相對豐富,多數研究用構建數字經濟評價指標體系的方法測度數字經濟發展水平。如:中國信息通信研究院從宏觀經濟、基礎能力、基礎產業、融合應用四個角度構建數字經濟評價指標;劉方和孟祺從數字經濟基礎產業和數字經濟融合效應兩方面構建測度模型。而對于企業綠色創新水平的測度常用綠色專利申請數量[3]。第二是模型設定差異。數字經濟與企業綠色創新的影響究竟是呈線性還是非線性關系,與模型設定形式有關,而正確的模型設定需要事實與理論支撐,現有研究對于二者為何會呈現非線性關系,卻沒有給出足夠的依據。三是數字經濟與創新之間存在互為因果的關系。這種反向因果問題的存在會導致模型回歸結果有偏。一方面,數字經濟的發展通過激活更加高效的創新生態擴寬了創新的廣度,另一方面,企業創新需求倒逼數字化進程加快[4]。李健等(2022)通過將解釋變量做滯后一期的處理緩解反向因果效應[5]。前定解釋變量雖然能夠緩解反向因果的影響,但是受經濟變量慣性的作用,該問題仍難以被有效解決。
與既有文獻相比,本文的可能邊際貢獻在于:一是在穩健性檢驗中,本文使用負二項回歸模型。二是加深了對綠色創新的認識,為政策制定提供經驗支撐。
余下部分的結構安排如下:第二部分是理論分析與研究假設;第三部分為研究設計;第四部分為實證結果,包括基準回歸、機制檢驗以及異質性檢驗等;最后為研究結論和政策啟示。
數字經濟的發展加速了數字化技術的廣泛傳播和應用,從而推動數字技術向產業鏈和價值鏈兩端延伸,進而提升企業的綠色創新能力。數字技術通過與企業內部組織結構、業務流程以及商業模式融合來推動企業數字化轉型升級,進而影響企業創新行為。一方面數字經濟通過平臺效應削弱傳統市場邊界并打破區域市場壁壘(趙濤等,2020)[6],有利于企業在海量的數據資源中識別和篩選有效信息,從而加快綠色創新資源流動,促進企業綠色創新。另一方面,數字化技術的應用可以減少企業的管理層級,提高其管理效率和靈活性,降低了企業在生產、管理和技術創新等方面的成本,為企業綠色創新活動順利開展創造了有利條件[7]。基于此,提出以下研究假設:
H1:數字經濟發展顯著推動企業綠色創新。
首先,數字經濟發展可以優化人力資本結構,為企業創新提供條件。一方面,數字經濟弱化了產業邊界,培養了大量高端人才。在數字經濟時代下,企業能夠與人才市場有效對接,從而優化人力資本結構,保證企業具有創新能力。另一方面,數字經濟發展提升了人才引育和激勵保障,能夠為企業創新提供有利支撐。基于以上分析,提出如下假設:
H2:數字經濟發展有利于優化人力資本結構,進而促進企業綠色創新。
其次,因企業的所有制屬性不同,數字經濟對企業綠色創新的影響可能產生異質性。在綠色技術創新領域,國有企業和非國有企業具有不同的優勢與特點從理論上看,國有企業與非國有企業在綠色技術研發投入強度以及創新產出效率上存在較大差異。一方面,國有企業因其更大的體量和更強的風險應對能力,在當地的經濟貢獻中扮演著至關重要的角色,同時也享受著包括財政補貼、稅收減免、融資便利等多方面的政策支持,從而在研發資金投入方面保持著相對穩定的狀態,為其開展創新活動提供了必要的保障。而非國有企業一般體量較小,在面臨更加激烈的市場競爭中,雖然表現出更高的靈活性和創新積極性,但化解風險的能力較弱,研發失敗的可能性更高。基于此,提出:
H3:與非國有企業相比,數字經濟更有助于促進國有企業綠色創新。
最后,制造業作為國民經濟的重要組成部分,承載著國家繁榮強盛的使命。我國制造業的生產規模穩居全球領先地位,黨的二十大報告明確提出,要堅持將經濟發展的重心放在實體經濟上,積極推進新型工業化。實體經濟是推動經濟增長的核心動力,而制造業則是構成實體經濟不可或缺的重要組成部分,高品質的制造業則代表著更高水平的實體經濟發展。盡管非制造業企業也有創新需求,但相對于制造業企業而言,它們的可持續發展更多地依賴于提升服務品質、實施種植養殖等措施促進企業可持續發展。基于此,提出:
H4:制造業企業綠色創新受數字經濟影響更大。
2.1.1 數字經濟對企業綠色創新的影響檢驗
為了回歸結果更加穩健,采用雙向固定效應模型檢驗數字經濟發展對企業綠色創新的影響。模型構建如下:
式中:t為年份;i為企業;applyit為第t期i企業的企業綠色創新指標;digeit為數字經濟發展水平;controlit為企業層面和城市層面的控制變量,模型中加入時間(year)和企業(firm)的固定效應。
2.2.1 被解釋變量(企業綠色創新apply)
為充分考察數字經濟對企業綠色創新的影響,參考黎文婧和鄭曼妮的做法,以綠色專利申請數量為衡量指標,對企業綠色創新進行評估。將綠色發明專利申請數量和綠色實用專利申請數量相加得到綠色創新總量[8]。
2.2.2 核心解釋變量(數字經濟發展水平dige)
借鑒趙濤等的方法,選取互聯網普及率、互聯網相關從業人員數、互聯網相關產出、移動互聯網用戶數和數字金融普惠發展五個維度衡量數字經濟發展綜合評價指標,并用熵權法對不同指標進行賦權來評價各城市數字經濟發展[6],構建指標如表1 所示。

表1 數字經濟發展評價指標體系
2.2.3 其他控制變量
回歸中還涉及其他可能影響企業綠色創新的控制變量,基于已有研究,控制變量選擇包括:機構投資持股(inst);資產負債率(debt);企業年齡(age),使用企業上市時長衡量,企業年齡代表了企業的成熟度,已有研究表明企業成熟度越高,其應對風險能力越強,具有更高的創新意識;資本密集度(cap_inten),使用總資產與營業收入的比值衡量;同時,控制城市層面的經濟發展水平(rgdp)、財政分權(fin)通過財政預算內收入與財政預算內支出的比值衡量、對外開放水平(FDI)。
以2011—2018 年A 股上市公司為研究對象,并剔除了金融保險業上市公司,剔除ST、ST*以及PT,剔除相關數據缺失的上市公司。城市數據來源于《中國城市統計年鑒》以及各省市和各地級市統計年鑒等資料,并且對缺失數據進行了差值填補,企業數據來源于國泰安數據庫。為了消除異常值的影響,對連續變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。變量的描述性統計見表2。由表2 可知,綠色專利數量apply 的均值為3.45,標準差為32.79,這表明我國企業綠色創新能力較弱。核心解釋變量數字經濟發展水平dige 的均值0.28,標準差為0.20。
基于基準回歸模型回歸分析的結果見表3。結果表明,核心解釋變量dige 的估計系數顯著為正,數字經濟發展顯著提升了企業綠色創新,驗證了研究假說H1。此外地區經濟發展也會驅動企業綠色創新能力提升。

表3 基準回歸結果
1)使用工具變量法緩解可能的存在的反向因果、遺漏重要變量等內生性問題。借鑒劉傳明和馬青山的做法,選取城市地形起伏度作為工具變量[9]。一方面,城市地形起伏度影響網絡基站建設運營成本,影響寬帶普及率和網絡信號質量,從而影響數字經濟發展。另一方面,地形起伏度作為外生地理變量,不會對企業綠色創新產生影響,滿足外生性條件。采用工具變量后的回歸結果如表4 所示。

表4 基于2sls 工具變量法和外生沖擊檢驗的估計結果

表5 人力資源的中介效應檢驗結果
結果表明,工具變量不存在弱工具變量和過度識別效應,且數字經濟對企業綠色創新的影響系數仍顯著為正,這表明本文的核心結論是穩健的。
2)更換回歸模型。由于專利這種計數型被解釋變量,屬于典型的離散非負整數計數模型,且樣本數據的方差高于其均值,負二項回歸模型能夠在更一般的條件下得到一致的估計結果。
采用負二項模型的回歸結果如表4 所示。
可以看出,在1%的顯著性水平下,負二項模型回歸結果與基準回歸結果一直,表明經過穩健性檢驗和內生性處理后,本文的核心結論H1 仍然成立。
前文僅對數字經濟對企業綠色創新的影響進行了分析,渠道機制尚未進行檢驗。借鑒溫忠麟和葉寶娟[10]的中介效應檢驗方法構建如下模型:
本文使用企業與員工中碩士及以上學歷人員占比作為企業人力資本的代理變量。式中:t為年份,i為企業,applyit為第t期i企業的企業綠色創新指標,核心解釋變量digeit代表數字經濟發展水平,controlit為企業層面和城市層面的控制變量,模型中加入時間(year)和企業(firm)的固定效應。結果表明,數字經濟發展能夠顯著優化人力資本結構,同時人力資本結構優化顯著提升企業綠色創新水平。假設H2得到驗證。
基準回歸結果表明,數字經濟顯著推動了企業綠色創新。那么,對于不同所有權性質、不同行業的企業是否存在差異?
3.4.1 企業性質視角的異質性分組檢驗
從企業所有權性質出發,按照企業所有制將企業分為國有企業和非國有企業,并進行異質性檢驗。已有研究表明,企業的創新獲得會受到“所有制歧視”[11]。結果見表6(1)、(2)列。結果顯示,數字經濟發展能顯著推動國有企業綠色創新水平提升。究其原因,通常來說,國有企業在人力資源、資金和科研實力等方面都有較為充分的儲備,因而更能發揮出數字經濟對企業綠色創新的驅動作用。

表6 異質性檢驗
3.4.2 行業視角的異質性分組檢驗
按照制造業和非制造業對企業分組檢驗。結果如表6(3)(4)所示。結果顯示,回歸系數均顯著為正,即制造業和非制造業企業綠色均受數字經濟發展的影響,但制造業企業綠色創新受數字經濟影響的提升水平更大。
基于數字經濟內涵,從五個方面測度地級以上城市數字經濟發展水平。同時,結合上市公司的微觀數據,實證檢驗了數字經濟對企業綠色創新的影響及其作用機制。研究發現:
1)數字經濟發展提升了企業綠色創新水平。
2)數字經濟通過人力資本結構促進企業綠色創新。
3)異質性檢驗結果顯示,一方面,基于企業性質視角,與非國有企業相比,數字經濟更有助于促進國有企業綠色創新;另一方面,基于行業視角,數字經濟發展帶來的綠色創新效應在制造業企業中更為明顯。
對數字經濟對企業綠色創新的影響進行實證檢驗,并結合研究結果,提出以下政策建議:
1)推動數字經濟發展。加大對數字經濟基礎設施的建設力度,以促進數字化經濟的繁榮和發展。完善數字基礎設施建設,不僅包括與之相關的軟硬件及其平臺建設等,還包括配套的法律、監管體系、治理結構和制度環境等。我國要進一步加快推進數字化、智能化為特征的基礎設施建設,推動數字經濟與實體經濟融合。
2)促進企業綠色創新的發展。需要創造一個良好的創新環境,并積極培養綠色創新的主體力量。在此基礎上,要以供給側結構性改革為主線,加快構建綠色全要素生產率提升機制,促進產業結構升級與產業轉型。持續加強地區宏觀經濟環境的優化,以鞏固綠色高質量發展為基礎,為市場參與者創造一個公正競爭的環境。此外,政府要進一步加強綠色金融體系建設,推動建立綠色金融市場體系和健全信用評價制度,充分發揮政府在推動綠色創新中的主導作用。一方面,支持金融業發展、強化其資金導向作用,以創造有利于綠色創新發展的優越環境;另一方面,通過加強對綠色產業發展政策的扶持力度、健全相關法律法規以及建立有效監管機制等舉措,進一步推動區域內各行業綠色轉型升級。
3)為企業綠色創新提供政策與資金支持;建立健全綠色科技創新成果激勵與知識產權保護體系;促進傳統企業要與科研機構、高校合作,推進綠色創新技術的研發,將綠色技術和數字技術融入生產到銷售的每一個環節,從中間環節來減少能耗,提升生產效率。