制造業轉型升級視角下數字經濟對綠色技術創新的影響

束云霞，吳玉鳴，鮑曙明

（華東理工大學商學院，上海 200237）

創新作為引領發展的第一動力，在我國現階段發展中起著舉足輕重的作用。黨的二十大報告指出，我國要健全新型舉國體制，強化國家戰略科技力量，優化配置創新資源，提升國家創新體系整體效能。近年來，我國的技術創新能力總體取得了較大進步，《2022 年全球創新指數報告》顯示，2021 年中國的創新能力在世界131 個經濟體中排第11 位，已連續5 年居世界前15 名［1］。目前我國的經濟發展已由高速增長轉向高質量發展，這必將對技術創新提出更嚴格的要求，“金山銀山”和“綠水青山”齊頭并進是科學技術創新發展的必然趨勢。2017年，我國《政府工作報告》首次提出“數字經濟”的概念，指出數字經濟是21 世紀繼農業、工業后最主要的經濟發展形態。近幾年我國的數字經濟發展迅速，《中國數字經濟發展白皮書（2022）》指出，截至2021 年年末，我國的數字經濟規模已達到45.5 萬億元，較2020 年新增6.3 萬億元，占全國生產總值（GDP）比重已接近40%［2］。數字經濟正逐步融入社會經濟各個領域，不僅在消費、投資、就業等方面發揮了重要作用，也催生出更多的創新要素，成為社會經濟發展的驅動力和當下我國經濟發展的重要方向。因此，本研究對我國的數字經濟對綠色技術創新的影響展開重點研究，以期為兼顧創新與綠色雙重發展理念、實現經濟發展提質增效提供理論和現實依據。

1 文獻綜述

近年來，伴隨社會經濟的迅猛發展、人民生活水平和需求的大幅提高，綠色創新和數字經濟已成為許多學者關注的焦點。綠色創新是由傳統創新和綠色生態結合而成，在新產品、設備、工藝、系統、實踐和方法等的開發與實施中引入生態理念的活動，強調經濟、資源和環境的協調發展［3］。“數字經濟”這一概念最早是由數字經濟之父Tapscott［4］在20 世紀90 年代正式提出，他認為數字經濟是指一個廣泛利用信息和通信技術的社會經濟系統，信息技術的數字革命也將使數字經濟成為基于人類智力聯網的新經濟。

目前，關于數字經濟對綠色技術創新影響的研究大多集中在微觀企業和宏觀地區兩個方面。從微觀來看，肖靜等［5］、申明浩等［6］均發現企業數字化可以顯著促進綠色技術創新數量和質量；宋德勇等［7］的研究得出企業數字化顯著促進了重污染行業綠色技術創新的結論；王鋒正等［8］通過研究數字化對資源型企業綠色技術創新的影響發現，地區數字化水平及數字投入、數字應用、數字經濟、數字基礎4 個分項指標與綠色技術創新呈倒“U”型關系。從宏觀來看，韋施威等［9］利用城市面板數據研究了數字經濟對城市綠色創新產出的影響發現，數字經濟可以有效提升綠色技術創新產出；倫曉波等［10］認為數字政府可以通過數字經濟促進綠色技術創新。結合上述文獻可知，目前學術界對數字經濟對綠色技術創新的影響的結論尚未形成統一。

數字經濟已成為發展綠色技術創新的一個新引擎，在此基礎上，學者們從環境信息約束、融資約束和人力資本結構等角度探究數字經濟對綠色技術創新的內在機制，如肖靜等［5］、韋琳等［11］、郭豐等［12］等的研究，然而他們的研究均未從制造業轉型升級的視角研究數字經濟對綠色技術創新的傳導機制。制造業是我國經濟的“壓艙石”，也是我國經濟實現綠色轉型升級的關鍵。受制于核心技術被西方國家封鎖和我國傳統投融資體制的影響，我國制造業生產模式長期以粗放型生產為主，這種生產模式阻礙了我國綠色技術創新水平的整體提升［13］，亟須通過推動企業對以大數據、人工智能等為代表的新一代信息技術進行廣泛運用，實現高水平的柔性化生產和專業化分工，驅動制造業生產方式向數字化、網絡化和智能化轉型［14］，從而提高技術創新、推動經濟高質量發展。

2 理論分析與研究假設

2.1 數字經濟對綠色技術創新的影響

隨著經濟活動和社會環境的不斷發展，數字經濟與傳統實體經濟融合交織，衍生出更多的新產品、新模式和新業態，促使生產要素、生產力和生產關系發生變革，實現數字經濟對綠色發展的全方位賦能［15］。數字經濟通過稟賦效應、賦能效應、治理效應和社會效應對綠色技術創新產生影響。具體表現如下：

第一，數字經濟的自身稟賦特征和要素價值可以促進綠色技術創新水平提升。首先，從數字經濟的自身特征來看，在梅特卡夫法則和摩爾定律的影響下，企業可以利用數字經濟降低創新過程中的搜尋成本、代理成本、調整成本和享用成本，使得企業可以有更多的資金投入綠色技術創新活動中［16］。其次，數據要素是數字經濟時代的核心生產要素［17］。數據要素與技術要素的結合能夠幫助企業打破數據壁壘和“信息孤島”，更有效地使用互補性資產，從而實現技術創新［18］。并且與其他要素不同的是，數據要素在使用過程中具有非排他性和價值溢出效應［19］，因而企業使用數據要素進行綠色技術創新有利于降低企業創新的邊際成本，提高企業資源配置和生產的效率。最后，數字經濟對自然資源的依賴性不強，不會產生大規模生態環境破壞問題，因此數字經濟的快速發展不僅能夠擠壓傳統的高污染、高耗能產業的市場份額，而且能夠改善經濟社會整體效率，促使經濟社會由傳統發展模式向高效能、集約式的發展模式轉變，推動社會整體綠色技術創新水平的提升［15］。

第二，數字經濟可以帶來賦能效應，推動產品、業態和產業模式變革，為綠色技術創新提供新的發展空間。首先，數字經濟可以通過大數據、人工智能和平臺賦能等數字化整合方式促進不同產品、行業間信息服務交流。產品間的信息交流有利于企業通過提升綠色技術創新水平提高產品競爭力，在行業內部形成綠色創新的先發優勢［20］；而行業間的信息流動可以通過知識溢出和資源整合等途徑進一步提高綠色技術創新。其次，與數字經濟密切相關的信息技術（ICT）等產業規模的擴大，不僅有利于實現高科技、低能耗產業對傳統產業的直接替代，而且有利于提高創新過程中的知識利用效率，進而增強技術要素對勞動資本要素的比較優勢，促使經濟發展模式向綠色創新模式轉變［15］。最后，創新主體可以借助互聯網平臺和通信技術實現互聯網同其他行業的技術交叉融合，打破產業間的界限，促進綠色新興產業的產生和發展［21］，例如比亞迪集團、蔚來等新能源汽車企業和能源互聯網等行業的出現，這些新興行業可以利用清潔能源和電能等代替傳統能源，優化能源結構、提升能源使用效率，進而實現綠色技術創新。

第三，數字經濟推動了數字政府建設，數字政府通過數字化治理模式為綠色技術創新提供根本保障［22］。政府數字化治理可以提高政府環境監管能力和資源配置效率，引導企業進行綠色技術創新。一方面，數字經濟通過為政府提供信息化支撐，幫助政府更高效地收集和處理信息，充分緩解信息不對稱導致的創新要素配置不均問題［23］；另一方面，政府可以利用數字化治理和環境規制結合的方式有效引導企業通過綠色技術創新實現節能減排。具體而言，政府利用先進的數字技術手段收集并分析企業的污染排放數據，對高污染企業進行行政處罰，從而倒逼高污染企業通過綠色技術創新促進企業降低污染排放，提高企業清潔生產效能，控制整個社會的污染物排放量。此外，數字政府建設有利于協調社會和創新主體對綠色技術創新的需求，從根本上協調處理綠色技術創新過程中不同主體的利益問題，為綠色技術創新發展制定切實有效的政策［10］。

另外，從社會效應來看，隨著人工智能、移動互聯網等技術的普及和智能手機的大規模應用，居民可以通過信息共享利用輿論等方式來監督創新主體的綠色技術創新行為［24］。Du 等［25］、Liao［26］的研究表明，媒體報道和網絡傳播是公眾參與環境治理的重要方式，他們可以通過獲取和曝光企業環境信息，引導公眾對環境問題進行關注，進而通過輿論效應對污染企業施壓，迫使污染企業披露環境信息、增加綠色創新投資，促進綠色技術創新。另一方面，當企業環境污染事件被曝光后，投資者考慮到事件對企業造成的不利影響可能會撤資，因此一旦企業意識到其環境違法行為的代價是企業形象的崩潰和市場競爭力的喪失，綠色技術創新就會成為企業獲得媒體正面關注、提高市場價值的重要途徑［27］。

綜上所述，提出以下假設：

假設1：數字經濟顯著促進了綠色技術創新。

2.2 數字經濟對綠色技術創新的機制研究

隨著新一代信息技術快速發展，制造業的生產方式逐漸向數字化、網絡化、智能化轉型，其組織形態也逐漸向扁平化、平臺化、生態化轉變［13］，制造業已然成為數字經濟發揮綠色創新驅動的主戰場。數字經濟通過數字產業化和產業數字化為制造業高質量發展賦能［28］。一方面，數字產業化促使制造業不斷催生出新模式和新業態，加快數字要素市場化進程，通過采集制造信息、優化制造業流程等方式，提升企業對產品生產質量監管和控制的能力，提高制造業企業的生產效率［29］；另一方面，產業數字化有利于實現傳統制造業數字化轉型，推動制造業向網絡化、智能化和靈活化發展［30］。通過在供給側對傳統產業發展模式進行升級改造，產業數字化有利于促進制造業產業轉型升級，提高創新資源的配置效率和綠色全要素生產率，推動新一輪的經濟業態形成［31］。從短期沖擊和長期影響來看，數字經濟對制造業轉型的影響經歷了一個由價值重塑到價值創造的過程，主要表現為從要素驅動轉向數據驅動、從產品導向轉向用戶導向、從產業關聯轉向企業群落、從競爭合作轉向互利共生［32］。從產業鏈重構來看，數字經濟通過影響產業鏈組織的交易成本、分工邊界、外部需求和價值分配對傳統制造業轉型發揮驅動作用［33］。從價值鏈視角來看，數字經濟可以通過打破創新鏈瓶頸、提升供應鏈效率、提高制造鏈質量等破除我國制造業轉型升級中的痛點問題［34］。因此，制造業產業轉型升級對數字經濟促進綠色技術創新產生積極推動作用。

Chenery 等［35］、原毅軍等［36］認為，后工業化時期，制造業行業結構將由資本密集型向技術密集型轉變、由重污染行業向輕污染行業轉移，要素密集轉型升級和污染密集轉型升級成為制造業轉型升級的核心內容。首先，數字經濟具有信息網絡化特征，它可以通過龐大的數據流優化制造流程，為制造業的技術升級提供技術保障［37］。制造業企業利用數字經濟帶來的信息技術降低知識和信息的獲取成本，并通過知識溢出效應提升制造業企業對創新技術的理解能力和應用效率，進而引發技術要素對勞動資本要素的替代，使制造業向知識技術密集階段過渡，實現傳統制造業向技術密集轉型升級，促進綠色技術創新。其次，污染密集行業通過利用物聯網和人工智能技術對產品制造過程進行實時監控和數據收集，精準把控產品生產過程中的高能耗環節，采取有針對性手段降低某些生產環節的能源消耗，從而有效降低制造業的能耗和污染排放，實現重污染制造業向輕污染轉型升級，促進綠色技術創新。

基于以上分析，提出以下假設：

假設2：數字經濟通過制造業轉型升級間接促進綠色技術創新，主要是從制造業要素密集轉型升級和污染密集轉型升級兩方面促進綠色技術創新。

綜述，數字經濟對綠色技術創新的作用機制如圖1 所示。

3 模型設定和數據來源

3.1 模型設定

3.1.1 基準回歸模型

根據以上理論研究，為檢驗數字經濟對綠色技術創新的影響，建立以下基準回歸模型：

式（1）中：i是指地級市；t指時間；innov 表示綠色技術創新；dig 表示城市數字經濟發展水平；α1為其回歸系數；X為控制變量集，β為控制變量集的回歸系數；δ用來控制地區固定效應；μ用來控制時間固定效應；ε為隨機擾動項。

3.1.2 中介效應模型

為探究數字經濟對綠色技術創新影響的中介效應，引入中介變量med 并建立中介效應模型如下：

3.2 數據來源和變量選取

3.2.1 被解釋變量

選取綠色專利申請數量作為衡量綠色技術創新的指標，用符號innov 表示。根據世界知識產權組織2010 年發布的《國際專利分類綠色清單》中的IPC代碼，對我國國家知識產權局專利數據庫的企業專利信息進行分類識別，將上市企業的微觀數據匯總得到各地級市的綠色專利申請數量。

3.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為數字經濟（dig）。借鑒趙濤等［38］的研究方法，圍繞互聯網發展和數字普惠金融兩個維度選取指標對數字經濟進行測度。對于互聯網發展水平，選取相關從業人員、相關產出情況和互聯網普及率3 個方面的指標進行測度。相關從業人員以計算機服務和軟件業從業人員之和占城鎮單位從業人員的比值表示；相關產出情況選取人均電信業務總量和人均郵政業務總量兩個變量；互聯網普及率選取百人中互聯網寬帶接入用戶數和百人中移動電話用戶數兩個變量。對于數字金融普惠水平，參考郭峰等［39］學者的做法，采用北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數字普惠金融指數來衡量，因該指標是從2011 年開始統計的，因此數據樣本選取2011—2020 年。剔除數據缺失嚴重的地級市，部分缺失數據利用插值法進行補齊，最終保留我國280 個地級市的數據。通過對上述變量進行熵權法計算得到數字經濟發展水平。

3.2.3 中介變量

選取制造業轉型升級作為中介變量。根據理論分析，制造業轉型升級主要從要素密集轉型升級和污染密集轉型升級兩方面衡量。借鑒陽立高等［40］的研究，將制造業劃分為勞動、資本和技術密集型行業。因制造業分行業主營業務收入數據可得，故利用技術密集型行業與資本密集型行業的主營業務收入比值作為制造業要素密集轉型升級的替代變量，用符號manu1 表示。對于制造業污染密集轉型升級，借鑒Wang 等［41］的研究方法，利用輕度污染行業和重度污染行業的主營業務收入比值來衡量，用符號manu2 表示。

3.2.4 控制變量

選取地方經濟水平、人力資本、對外開放程度、金融發展、科教支出和產業結構6 個指標作為控制變量。地方經濟水平（pgdp）利用地區人均GDP 來衡量；人力資本（stud）利用地區每百人人口中在校大學生數來衡量，即地區普通高等學校在校學生數與地區總人口的比值；對外開放程度（fdi）利用地區當年實際使用外資金額與GDP 的比值衡量；金融發展（fin）利用地區金融機構貸款余額與GDP 的比值來衡量；科教支出（exp）利用地區教育和科技支出占地方財政一般預算內支出的比值來衡量；產業結構（stru）利用地區第二產業增加值占GDP 的比值來衡量。

3.2.5 數據來源

2011 年是中國“十二五”規劃的開局之年，此后的十幾年間以移動互聯網為代表的新經濟發展欣欣向榮，因此結合指標數據的可得性，選取了2011—2020 年我國地級市面板數據，剔除數據缺失嚴重的地級市，最終保留280 個地級市。其中，被解釋變量數據來源于國家知識產權局，核心解釋變量、控制變量和中介變量數據來源于EPS 數據庫。主要指標的描述性統計結果如表1 所示。

表1 主要指標描述性統計結果

4 實證結果分析

4.1 基準回歸模型

樣本城市數字經濟對綠色技術創新影響的回歸結果見表2，各項回歸系數均顯著為正，由此可以得知數字經濟顯著促進綠色技術創新的提升，驗證了假設1。

表2 2011—2020 年樣本城市數字經濟對綠色技術創新的影響

4.2 中介效應模型

為驗證假設2，利用中介效應模型來進一步考察樣本城市數字經濟對綠色技術創新的影響機制，結果如表3 所示。以manu1 為被解釋變量進行回歸，數字經濟的系數顯著為正，說明數字經濟對制造業要素密集轉型升級有顯著的促進作用；數字經濟和制造業要素密集轉型升級對綠色技術創新的影響均顯著為正，表明數字經濟可以通過制造業要素密集轉型升級間接促進綠色技術創新，且數字經濟每增加1 個單位，綠色技術創新會直接上升1.438 個單位，而制造業要素密集轉型升級會促進綠色技術創新間接上升0.092 個單位（即γ1σ1=0.748×0.123）。以manu2 為被解釋變量進行回歸，結果顯示數字經濟對制造業污染密集轉型升級的影響顯著為正，而數字經濟和制造業污染密集轉型升級對綠色技術創新的影響也顯著為正，表明數字經濟可以通過制造業污染密集轉型升級間接促進綠色技術創新。

表3 2011—2020 年樣本城市數字經濟對綠色技術創新影響的中介效應檢驗

綜上所述，從要素密集轉型升級來看，數字經濟可以推動制造業由勞動資本密集型制造業向技術密集型制造業轉型升級，進而促進綠色技術創新，例如工業機器人的使用提高了勞動生產效率、改變了產業要素結構從而促進綠色技術創新；從污染密集轉型升級來看，數字經濟可以推動重度污染制造業向輕度污染制造業轉型升級，從而激勵綠色技術創新提升。因此，假設2 得到檢驗。

4.3 異質性分析

由于各地區經濟發展基礎、資源稟賦等存在差異，數字經濟對綠色技術創新的影響可能存在異質性，因此進一步對樣本城市從城市區域、經濟規模和綠色技術創新水平3 個方面進行考察。將樣本城市劃分為東部地區和中西部地區1）兩個區域并分別進行回歸，探究在不同區域中數字經濟對綠色技術創新的影響。如表4 所示，在東部地區，數字經濟在1%的顯著性水平下顯著促進了綠色技術創新的提升；而在中西部地區，數字經濟對綠色技術創新的影響系數雖然為正，但并未通過顯著性檢驗，表明數字經濟對綠色技術創新的促進作用主要體現在東部地區。產生這一結果的原因可能在于：受制于歷史、地理等多方面因素，東部地區與中西部地區之間在要素稟賦等方面存在差異。長期以來，東部地區憑借其地理優勢，更容易吸引大量的外商直接投資、貿易和人才等，使得區域產業以資本密集型和技術密集型制造業和服務業為主，因此，東部地區各經濟主體的環境治理和污染處理技術水平相對較高，環保意識也較強，能夠立即響應政府各項政策，更快地實現制造業轉型升級與綠色技術創新；而中西部城市產業多以勞動密集型和資源密集型制造業為主，高新技術產業發展的軟硬件基礎設施建設仍存在短板，產業結構不均衡，削弱了數字經濟對綠色技術創新的促進作用。

表4 2011—2020 年樣本城市數字經濟對綠色技術創新影響的異質性分析

從經濟規模方面來看，利用每個城市pgdp 的均值，將總樣本劃分成經濟規模高和經濟規模低兩組數據并分別進行回歸。結果顯示（見表4），相比于經濟規模低的城市，經濟規模高的城市更有利于發揮數字經濟對綠色技術創新的促進作用。主要的原因在于，經濟規模高的城市具有經濟集聚效應，資源配置和產能利用率更高，更有利于綠色技術創新。

從綠色技術創新方面來看，利用每個城市綠色技術創新水平的均值，將總樣本劃分成綠色技術創新高水平和綠色技術創新低水平兩組數據，并分別進行回歸。結果顯示（見表4），就綠色技術創新高水平的城市而言，數字經濟對綠色技術創新的激勵作用更容易體現。這說明由于受到創新要素流動等因素的影響，數字經濟對綠色技術創新的激勵作用不同，在綠色技術創新發展超前的城市，數字經濟對綠色技術創新的促進作用遠大于綠色技術創新發展落后的城市，即超前城市具有先發優勢。

4.4 內生性和穩健性檢驗

為緩解內生性偏誤問題，嘗試利用系統混合高斯模型（GMM）回歸和工具變量法（Ⅳ）進行模型估計。如表5 所示，AR（1）檢驗對應的P值小于0.1，AR（2）檢驗對應的P值大于0.1，說明擾動項不存在自相關。系統GMM 模型中往往需要用到多個工具變量，從而導致產生過度識別問題，但Hansen 檢驗的P值均在0.10～0.25 之間，說明不存在過度識別問題，模型設定合理，且回歸結果與基本回歸結果基本一致，表明回歸結果穩健可靠。

表5 變量的內生性和穩健性檢驗

另外，數字經濟依賴于互聯網發展，地方歷史電信信息技術會影響到當前的互聯網信息技術發展；此外，郵電局等傳統通信工具對經濟發展和技術創新等的影響逐漸減弱，滿足排他性。為此，選取1984 年郵電局數（ponum）作為工具變量，但該變量為截面數據，無法直接構造工具變量用于計量研究，因此借鑒Nunn 等［42］的研究，構造一個隨著時間變動的面板數據：利用上一年全國（未含港澳臺地區）互聯網用戶數分別與1984 年各城市每萬人郵局數的交互項，作為該年各地區數字經濟的工具變量。對該工具變量進行兩階段最小二乘估計結果表明（見表5），在考慮了內生性后，數字經濟對提升綠色技術創新的效應依然存在，且在5%的水平下顯著。同時，從針對工具變量有效性的識別不足檢驗（Kleibergen-Paap rk LM statistic）以及弱識別檢驗（Kleibergen-Paap rk Wald F statistic）的檢驗結果來看，均顯著拒絕了原假設，驗證了本研究設計的工具變量的合理性。

此外，嘗試從以下兩方面考慮穩健性：一是剔除可能的異常值，對變量進行縮尾處理并按照式（1）對模型重新估計，以盡可能消除異常值帶來的不利影響；二是擴大樣本量，將樣本城市2011—2020 年的數據擴展到2005—2020 年，但因數字經濟量化指標中的數字普惠金融水平數字缺失，故用地區互聯網普及率作為其替代變量進行回歸。穩健性檢驗結果與以上基礎檢驗結果基本一致，說明本研究結果穩健，進一步佐證了假設1。

5 結論與建議

本研究利用固定效應模型和中介效應模型等，探討了我國280 個地級市2011—2020 年的數字經濟發展對其綠色技術創新的影響，通過理論分析和實證研究得出：數字經濟不僅顯著地促進綠色技術創新水平的提升，而且能夠通過制造業轉型升級間接提升綠色技術創新，成為當下促進我國綠色技術創新的新引擎和新動能；但數字經濟對綠色技術創新的影響存在異質性，東部地區、經濟規模和綠色技術創新水平較高的城市具有先發優勢。

基于以上結論，提出以下幾點政策建議：（1）重視數字經濟對綠色技術創新的驅動效應，將發展數字經濟打造成實現綠色和創新雙贏格局的重要突破口。一方面，數字經濟對綠色技術創新具有直接激勵效應，因此政府需要強化數字經濟發展所需的財稅、金融、保險、法律等配套制度保障；另一方面，數字經濟可以通過制造業轉型升級對綠色技術創新產生間接促進作用，因此，政府需要進一步優化數字經濟應用場景，加快互聯網平臺建設及應用，借助數字經濟的優勢改善制造業傳統生產模式，幫助制造業企業走上綠色創新生產的轉型升級之路。（2）因城施策，合理制定相關政策。數字經濟對綠色技術創新的影響存在異質性，為防止馬太效應的產生，地方政府需要結合城市實際情況合理制定相關政策。就本研究結果而言，數字經濟對東部地區綠色技術創新的促進效果要明顯大于中西部地區，因此中西部地區應針對當地數字經濟基礎設施建設相對薄弱的現狀增加數字化投資和新基建投入；而東中部地區需要立足自身綠色技術創新較強的優勢，將數字經濟發展重心從過去注重數字基建投入轉向提高數字經濟市場主體參與度上來，通過優化數字經濟資源配置效率提高綠色技術創新水平。

注釋：

1）東部包括北京、天津、上海、河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11 個省市；中西部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆20 個省區市。