數字化轉型對企業綠色技術創新的影響及作用機制
——基于2011—2019年我國A股上市公司數據的分析

■/ 于冰花

一、引言

中國作為世界上最大的制造業大國，其發展主要依靠國民經濟中的制造業，但是制造業的能源消耗占全國的50%以上（成漫麗，2020）。推動高質量發展，深化創新，實現產業轉型向數字智能化、環境綠色化邁進迫在眉睫。為此，中國在《巴黎協定》框架下提出了碳減排的雙控目標。需要強調的是綠色低碳科技創新是“碳達峰”得以實現的重要途徑。2021年國務院提出企業是實現綠色創新主要參與者和行動者，各企業應加快實施綠色低碳科技創新，加快推進綠色技術革命。綠色技術憑借其高效、低碳、循環的特點成為經濟和環境可持續發展的重要推動力。

當今時代，互聯網與信息技術的日新月異發展，大數據，區塊鏈等高新互聯網科技技術的出現不僅改變了人們的生活方式，也掀起了傳統實體經濟向效率數字經濟轉變的浪潮。大數據、人工智能等技術逐漸成熟為數字經濟的發展提供了現實技術支持（陳德球等，2022）。根據中國信通院發布的《中國數字經濟發展與就業白皮書（2022）》，截止到2021年底，中國數字經濟規模達45.5萬億元，占GDP總量的39.8%，產業數字化程度達到37.2萬億元，占GDP總量的32.5%。發展數字經濟的重要性毋庸置疑，工業互聯網已成為企業數字化轉型的主要方式（高意，2023）。隨著全球經濟競爭的白熱化，經濟數字化和綠色化已成為世界經濟和社會轉型的重要趨勢。在經濟發展和環境保護的雙重要求下，黨和國家高度重視經濟數字化和綠色化融合發展（李政，2022）。

二、理論分析與研究假設

（一）數字化轉型與綠色技術創新

隨著互聯網技術的普及以及大數據、云計算等數字技術的興起，數字技術的應用迫使企業的數字化轉型已然成為企業生存和發展的重要保障。數字技術可以打破傳統資源交換時間和空間上的限制，利用互聯網技術實現快速的資源整合和資源交換，加快資源交換的速度（李國正等，2023）。同時，數字技術的應用可以拓寬信息的獲取渠道，實現獲取市場信息的效率化和精準化，可以快速捕捉用戶信息，制定符合消費者需求的產品，實現信息的對稱交流。與此同時，經濟發展帶來的環境污染問題已經持續出現，要想實現經濟發展和環境保護兩手抓的格局，發展綠色技術創新活動是不可跨越的階段。綠色技術創新在數字化的基礎上通過降低生產能耗，減少生產廢物的排放等方式既保證經濟穩定發展又保護生態環境，實現經濟發展和環境保護的齊頭并進（孫新波等，2023）。企業在實現數字化轉型之后，為了實現企業的進一步發展必然會進一步向低能耗、低碳排的方向邁進。基于以上分析，本文提出假設1。

假設1：企業的數字化轉型會推動企業的綠色技術創新活動。

（二）總代理成本

代理成本有監督成本、約束成本和剩余損失等，是資產不同權之間分配時產生的費用。資產所有權與使用權的分離會產生委托代理關系，這種委托代理關系會產生代理成本。總代理成本包含所有的代理成本。總代理成本作為企業財務的重要內容直接影響企業資金支出的結構和比重。理論上，企業的數字化轉型能夠提高企業的經濟效益，同時能夠從信息獲取和產品精準投放等方面降低企業運營成本，通過互聯網信息技術來實現產品的推廣與銷售。總代理成本的減少會引導企業將成本資金投入到其他的生產或者技術開發部門，綠色技術創新部門會得到更多資金方面的支持。因此，總代理成本的變化會影響數字化轉型對綠色技術創新的影響程度。企業在迫于生存和綠色發展方面的壓力會著重加快實現綠色技術創新活動（杜爽等，2023）。實際上，總代理成本的增加意味著企業具有良好的經濟效益，企業在資金充足的情況下會進一步擴展業務和加快產品研發以及技術研發，綠色技術創新關乎企業的未來發展，企業高層必然會增加綠色技術創新方面的投資，為綠色技術創新提供更加優越的資金條件和環境條件。事實上，企業的總代理成本的增加并非不利于企業的發展，相反，只有企業經濟效益穩定增長的情況下，才會增加總代理成本。因此，總代理成本的增加可以為數字化轉型促進綠色技術創新提供良好的資金和環境條件。基于以上分析，本文提出假設2。

假設2：盡管總代理成本的增加會抑制綠色技術創新，但總代理成本的增加可以為數字化轉型促進綠色技術創新提供良好的資金和環境條件，從而具有正向的調節作用。

（三）研發投入

研發投入與企業的一切研發活動密切相關，投資額度的多少直接關乎研發活動的進程以及研發成果的質量。企業的發展需要新技術的支持與助力，企業開拓新的產品供給滿足消費者日益增長的消費需求，同時，新的生產技術能夠降低企業成本支出，提高產品生產效率，在保證企業正常產品供給的同時壓縮生產成本。綠色技術創新旨在使企業能夠從事綠色生產或運營活動，通過相關的綠色技術應用從根本上解決能源低效率問題以及高排污問題（周杰琦等，2023）。理論上，研發投入的增加會相應地增加企業在綠色技術創新活動上的投資，為綠色技術創新提供資金支持和良好的研發環境，從而加快數字化轉型促進綠色技術創新（劉潔等，2022）。研發投入的變化影響數字化轉型對綠色技術創新的作用程度。企業實際運行中，研發投入的突然增加是為了推進產品創新技術的進程，企業急于創新產品制造營收，反而會忽略綠色技術創新的研發，在一定程度上，研發投入的增加會導致出現數字化轉型抑制綠色技術創新的發展的現象，研發投入的增加并不會為數字化轉型促進綠色技術創新提供理想的作用條件和環境。基于以上分析，提出假設3：

假設3：研發投入的增加會促進綠色技術創新，但研發投入的增加不會為數字化轉型促進綠色技術創新提供理想的作用條件和環境，從而具有負向的調節作用。

（四）金融技術

金融技術作為企業關鍵技術的一種，關乎企業的資金配給和業務開展。數字技術在金融方面的應用催生新的金融技術，有利于企業高效精準地進行資金配給，同時，新的金融技術能夠降低企業資金配給過程中的時間成本，企業和銀行等金融機構可以通過數字金融技術進行資金的往來活動，提高業務辦理效率的同時又能保證金融產品的精準投放（陳勝利等，2023）。另外，企業通過金融技術的提高更加準確地控制企業研發投資金額，特別是對綠色技術創新活動的投資，利用大數據、云計算等數字技術的仿真模擬推演出適合企業規模發展的綠色技術創新投入，使得投資金額滿足研發項目的需求，從而在考慮控制金融風險在內的其他資金風險下，保證研發活動能夠順利進行（關成華等，2022）。因此，將金融技術作為中介變量來研究數字化轉型對綠色技術創新的影響具有理論可行性。基于以上分析，本文提出假設4。

假設4：數字化轉型能夠使企業將數字技術應用到金融領域促進金融技術的發展，進而科學地控制綠色技術創新投入，優化綠色技術創新環境，保障綠色技術創新活動順利進行。金融技術對數字化轉型對綠色技術創新的促進效應發揮著中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選取及數據來源

本文選擇我國2011—2019年A 股上市企業作為初始樣本。首先對所選取的初始樣本進行初步篩選，剔除存在退市風險的ST和ST＊企業，同時為了保證整個數據的完整性和準確性，剔除數據缺失和存在問題的企業，最后得到實施數字化轉型的企業總樣本個數為1747個。本文的數字化轉型數據來自A股上市公司的財務報告，綠色技術創新數據來源于中國研究數據服務（CNRDS）數據庫和wind數據庫，其他變量數據均來源于CNRDS數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：綠色技術創新。本文將企業當年獨立申請的綠色發明數量和綠色實用新型數量、當年聯合申請的綠色發明數量和綠色實用新型數量、當年獨立獲得的綠色發明數量和綠色實用新型數量，以及當年聯合獲得的綠色發明數量和綠色實用新型數量統一進行加總得到綠色技術創新的衡量數值。

2.解釋變量：數字化轉型。數字化轉型作為一種戰略，肯定會在企業年報中有所體現，因此本文以上市公司年報作為基礎，對其中涉及數字化轉型相關的詞匯進行統計，從而衡量數字化轉型這一變量具有一定的可行性和合理性。我們的數據預篩選審查表明，目前數字化轉型缺乏統一的衡量指標。因此，本文我們參考宋迎春等（2023）的研究，使用Python爬取上市公司年報中數字化等類似關鍵詞出現的頻率，對其進行對數化處理來作為數字化轉型的量化衡量指標。

3.調節變量。

（1）總代理成本。總代理成本是企業發展總成本的重要部分，代理成本的支出直接或間接的地影響企業其他方面的運營狀況，將總代理成本作為調節變量來研究數字化轉型對綠色技術創新的影響情況具有一定的合理性和邏輯性。因此我們用企業行政費用與營收總額之比來作為總代理成本的衡量指標，用以研究其調節效應。

（2）研發投入。研發投入是企業直接用于科學技術研發的投資，可以直接影響企業的綠色技術創新情況。研發投入越高，更能提供好的研發環境，從而影響綠色技術創新。因此，我們用企業研發支出與營收總額之比來衡量研發投入，以此作為另一調節變量同樣合乎理論性。

4.中介變量：金融技術。企業的金融技術發展情況對資金的配置和管理具有關鍵的影響，通過金融技術將資金合理的配置到綠色技術創新的研發上，將有利于企業開展綠色技術創新活動。因此，本文根據北京大學數字金融研究所的數據，以數字金融發展指數來表示金融技術作為中介變量來研究數字化轉型對綠色技術創新的影響。

5.控制變量：本文借鑒宋迎春等（2023）研究數字化轉型對企業績效的影響，發現企業的規模和資產等因素對以企業數據為基礎的研究存在內在影響。與此同時，根據Du et al（2023）對于企業數字化的研究也考慮了企業發展狀況的因素。因此，為控制影響企業綠色技術創新的其他經濟特征指標，我們參考現有研究，將公司規模用企業總資產表示、資產負債率用年末負債總額與資產總額之比表示、凈資產收益率用年末凈利潤與凈資產總額之比表示、托賓的Q值用企業市場價值與資產重置價值之比表示、現金流比率用現金凈流量與流動負債之比表示、增長率用營業收入增長額與上一年營收總額之比表示作為控制變量加入到回歸分析中。為了得到更穩健的回歸結果，我們采用了雙聚類回歸法。

變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型構建

為了驗證假設1，本文構建以下基準回歸模型。首先，我們建立關于數字化轉型和綠色技術創新兩者之間關系的基準回歸模型。模型如下。

其中，模型中X代表所有是控制變量整體的矩陣表達形式，μi表示固定個體、μt表示固定時間。

考慮到綠色技術創新具有路徑依賴，文中將TGTI 的1年滯后期（TGTIi,t-1）納入模型（1）擴展為下面的動態面板模型（2）。這種動態模型可能有助于避免變量缺失。

模型中，TGTIi，t-1表示TGTI 滯后一期的變量。其余符號的含義保持不變。本文使用GMM模型來估計模型（2）中的因果關系，將TGTIi，t-1定義為GMM模型中的IV，用以解決內生性問題，從而提高估計效率。此外，它還擅長于使用兩步估計來控制異方差。GMM模型雖然可以解決干擾項的非自相關，但它不能處理TGTIi，t-1和μi的非自相關。因此，在本研究中，我們另外引入了外源性IV，建立模型（3），并使用兩階段最小二乘法來進一步檢驗第二階段的內生性。

其中，IV表示工具變量，用來代替核心解釋變量DT。在本研究中，通過使用工具變量來解決內生問題，我們假設IV與數字經濟有關。也就是說，模型（3）滿足IV和數字經濟的協方差不等于0。

為了檢驗總代理成本和研發投入的調節作用，本文對于作用機制的檢驗，選用總代理成本和研發投入作為調節變量構建如下調節效應檢驗模型。

為了進一步探討數字化轉型對綠色技術創新影響的路徑，我們選用金融技術作為中介變量構建如下中介效應模型。

四、實證分析

（一）描述性統計分析

表2展示了有關變量的描述性統計結果。在綠色技術創新方面，變量TGTI 的最大值為2377，最小值為0，均值為6.329，表明不同企業之間的綠色技術創新存在較大的差異。在數字化轉型方面，變量DT均值為0.984，說明總體來看上市企業實施數字化轉型的程度比較低，最小值為0，最大值為4.700，也說明不同企業之間實施程度的差異性較大。在企業績效方面，變量TobinQ的均值為1.914，最大值達到7.027，最小值為0.876，可以看出不同企業的市場發展潛力還是存在差距。

表2 變量描述性統計表

（二）基準回歸分析

本文主要研究數字化轉型對綠色技術創新的影響。表3是基于兩種模型的基準回歸結果。（1）列和（2）列分別為未加入和加入控制變量的普通最小二乘模型回歸結果，由（1）列和（2）列可知，無論是否加入控制變量，數字化轉型對綠色技術創新的影響系數都為正，但不顯著。（3）列和（4）列分別為未加入和加入年份和企業交互項的固定效應模型回歸，（3）列顯示，數字化轉型對綠色技術創新的回歸系數為1.408，且在1%水平上的顯著，表明數字化轉型和綠色技術創新之間具有顯著的正相關關系。因此，假設1得以驗證。（4）列顯示數字化轉型對綠色技術創新的回歸系數為1.461，同樣達到了1%的顯著性水平，再次驗證了假設1。這說明數字化水平的提高使得參與的企業經濟效益更具規模性、效率性和融合性，給企業帶來效益的同時更能促進企業開展技術創新活動。在符合國家發展要求的大前提下企業會主動投資綠色技術創新。

表3 基準回歸結果

（三）內生性檢驗

表4中，模型（1）中的AR（1）在10%的水平上是顯著的。但AR（2）并不顯著，說明添加TGTIi，t-1是合理的。在同方差假設下，Sargen檢驗的P值為0；在異方差假設下，Hansen J檢驗的P值為0.197。因此，我們不能拒絕所有變量都是外生性的原假設。根據GMM估計，當IV 在1%水平時合理且顯著時，數字化轉型的系數為0.015。一般來說，合適的工具變量不僅要與內生變量相關，還要滿足外生條件，在這種條件下，相對固定的地理變量或歷史變量更符合工具變量的選擇要求。企業所在城市1984年的郵政和電信數據可作為本研究的工具變量（Du et al，2023）。從相關性角度，郵政和電信數據的技術水平、使用習慣等因素都會影響互聯網技術在后續階段的應用，隨著傳統通信技術的不斷發展，互聯網技術在后續階段的應用也將受到影響。從外生性角度，該數據與數字化轉型的關聯性較弱，滿足排他性要求。因為1984年的郵電業務量是不變的，因此郵電業務量與時間虛擬變量的乘積變量的乘積作為一組IV進行兩階段最小二乘估計。

表4 內生性檢驗結果

（四）異質性檢驗

本研究在分析數字化轉型對不同所有權企業綠色技術創新影響的異質性時，將企業分為私有企業、地方國有企業、中央國有企業和外資企業。最終得到的私有企業樣本個數為7231、地方國有企業樣本個數為3999、中央國有企業樣本個數為1859、外資企業樣本個數為280。表5是異質性的檢驗結果，由表5可知，對私有企業，地方國有企業和中央國有企業來說，數字化轉型對綠色技術創新的影響情況與前文研究結果一致。對外資企業而言，數字化轉型對綠色技術創新的影響效果不顯著，主要原因可能是由于外資企業較其他企業能更早的從國外引進數字技術從而實現企業的數字化轉型，進而開展符合本國發展要求的綠色技術創新活動，相較于外資企業，國內的企業在數字化轉型的道路上要落后，因此，國內的數字化轉型對綠色技術創新的影響在外資企業上表現出微乎其微的效果。

表5 異質性檢驗結果

（五）穩健性檢驗

前文的分析是基于將企業綠色技術創新數量加總的情況下得出的。為了使研究的結果具有穩健性，我們將企業通過不同渠道獲得的不同類型的綠色技術創新分開來，依次研究數字化轉型對綠色技術創新的影響。分別研究了數字化轉型對企業當年獨立申請的綠色發明數量（Sag）和綠色實用新型數量（Sapg），當年聯合申請的綠色發明數量（Uag）和綠色實用新型數量（Uapg），當年獨立獲得的綠色發明數量（Sog）和綠色實用新型數量（Sopg），以及當年聯合獲得的綠色發明數量（Uog）和綠色實用新型數量（Uopg）的影響。研究結果如表6所示，數字化轉型能夠有效促進企業通過不同渠道獲得的不同類型的綠色技術創新，數字化轉型與不同類型綠色技術創新都存在正的相關關系，偏回歸系數都達到了5%的顯著性水平以上，與核心 結果保持一致。再次證明了核心結果的穩健性。

表6 穩健性檢驗結果

（六）機制分析

數字化轉型對綠色技術創新的影響會因環境的不同和渠道路徑的不同而表現出出人意料的結果。總代理成本作為企業投資的主要部分，對企業的發展具有重要的影響，特別是企業的效益方面。而研發投入直接關乎綠色技術創新活動能否直接有效進行，大力度的研發投入可以為綠色技術創新提供良好的資金支持，為綠色技術創新活動提供良好的發展環境。表7詳細展示了總代理成本和研發投入對數字化轉型和綠色技術創新之間關系的影響情況。總代理成本的回歸系數為-13.619，總代理成本和數字化轉型的交互項的回歸系數為7.365，且都達到了1%的顯著性水平。正如假設2的猜想一樣，理論上，總代理成本的增加會削減在綠色技術創新方面的投入，從而抑制綠色技術創新發展。實際上，總代理成本會增加意味著企業具有良好的經濟效益，并不會減少對綠色技術創新活動的投資，反而總代理成本的增加為數字化轉型促進綠色技術創新提供了環境條件。另外，研發投入的回歸系數為0.880，研發投入和數字化轉型的交互項的回歸系數為-0.214，且都達到了1%的顯著性水平，符合假設3的理論預期。理論上，研發投入的增加會促進綠色技術創新活動的開展；事實上，研發投入的突然增加是為了推進產品創新技術的發展，企業急于創新產品，制造營收，反而會忽略綠色技術創新的發展，在一定程度上，研發投入的增加會出現數字化轉型抑制綠色技術創新的發展的現象。因此，研發投入與數字化轉型存在互為替代的關系。研發投入的增加并不會為數字化轉型促進綠色技術創新提供理想的作用條件和環境。研發投入為數字化轉型對綠色技術創新的促進效應發揮了負向調節作用。

表7 調節效應檢驗結果

金融技術作為企業關鍵技術的一種，在數字化轉型過程中扮演著非常重要的角色。數字化轉型依托工業互聯促進企業金融技術的發展，在保證企業經濟效益的同時，進而推進綠色技術創新活動的開展。表8展示了金融技術作為中介變量的回歸結果，數字化轉型對金融技術的偏回歸系數為1.680，金融技術對綠色技術創新的偏回歸系數為0.041，且都達到了1%的顯著性水平。表明數字化轉型確實能夠通過金融技術的提升，進而促進綠色技術創新的發展，結果驗證了假設4。

表8 中介效應檢驗結果

五、研究結論

通過以上研究，本文得出以下結論：1.數字化轉型能促進綠色技術創新的發展。通過建立回歸模型對數字化轉型與綠色技術創新之間的關系進行了研究，得出的結論是數字化轉型能夠顯著促進綠色技術創新。數字化轉型不僅能夠幫助企業適應新的發展生態，保證企業的經濟效益，還能激發企業的產品技術的創新，金融技術創新和綠色技術創新等。2.通過建立調節效應模型，對總代理成本和研發投入如何作用于數字化轉型對綠色技術創新影響進程進行了分析研究，發現總代理成本的減少能提高進綠色技術的研發投入，進而加強數字化轉型促進綠色技術創新的影響。但是總代理成本的提高意味著企業具有良好穩定的經濟效益，可以為數字化轉型促進綠色技術創新提供良好的作用環境。此外，總的研發投入的增加會帶來綠色技術創新投資的增加，從而為綠色技術創新活動提供良好的研發環境，進而促進綠色技術創新。但是研發投入的突然增加并不能為數字化轉型促進綠色技術創新提供良好的作用環境，原因可能是研發投入的突然增加是為了推進產品創新技術的發展，企業急于創新產品，制造營收，反而會忽略綠色技術創新的發展。3.通過建立中介效應模型對數字化轉型影響綠色技術創新的作用渠道進行了分析，結果表明金融技術可以是合適的機制變量，數字化轉型促使企業應用數字技術，其在金融上的應用促進了金融技術的發展，金融技術依托云計算、大數據等技術對綠色技術創新的研發投入進行科學配給，從而促進綠色技術創新的發展。

數字化轉型是企業順應時代發展潮流應運而生的企業轉型模式，能在當今世界經濟處于大變局的情況下實現企業經濟創收，保證企業正常平穩運行的科學模式。與此同時，來自環境方面的壓力也迫使企業尋找新的生產技術，因此，綠色技術創新對企業的發展同樣至關重要。企業在實現數字化轉型的過程中應該著重投入綠色技術創新，從而使企業在技術上跟得上潮流，保證企業的正常財務營收，在排污上符合國家標準，實現能耗低碳化、生產效率化。企業應加快數字技術的產業布局，統籌產業數字化和數字產業化兩個大局，充分利用數字技術實現生產活動和研發活動的順利進行。利用信息技術對企業的財務情況和資金情況進行精準高效把控，從而實現資金在企業各個生產部門或研發部門的有效配置，以企業的成本最小化實現企業的營收最大化。