數字化轉型、動態能力與制造業企業綠色創新

邢明強，許 龍

（1.西安交通大學管理學院，西安 710049；2.河北經貿大學工商管理學院，石家莊 030061）

0 引言

綠色創新兼具“綠色”與“創新”特征，既可提高能源利用效率、降低污染排放，又可促進差異化綠色產品的形成，對制造業企業實現經濟與環境雙重效益至關重要[1]。然而，中國制造業企業綠色創新有待進一步提升，其原因在于：企業為推進綠色創新需付出高額研發成本，且因易被模仿而難以獲得價值[2]；缺乏嚴謹的污染排放定價機制，廢氣、廢水排放等污染行為的成本較低[1]。因此，如何促進制造業企業綠色創新成為學界關注的焦點。

數字化轉型因泛生性、開放性、流動性等特征被視為企業綠色創新的關鍵[3]。但因“索洛悖論”存在，導致該領域仍未達成共識。如王旭等（2022）[4]以重污染企業為樣本，發現數字化轉型對綠色創新具有“數字驅動”和“能力詛咒”的雙重效應。當前研究雖已取得較大進展，但數字化轉型對綠色創新的影響效果、機制、作用邊界等仍值得進一步探究。已有研究著重考察了數字化轉型對資本市場表現[5]、勞動收入份額[6]等的影響，但探索其對綠色創新影響的研究仍處于起步階段。以往研究在探索數字化轉型與綠色創新時多從技術創新、資源基礎出發，較少以動態能力為視角開展研究。此外，將環境規制和市場競爭程度作為權變因素考察政府和市場的雙重力量，能進一步明晰數字化轉型對綠色創新的作用邊界。為此，本文立足動態能力理論和能力層次視角，以2011—2021 年滬深A股制造業上市公司為樣本，分析數字化轉型、動態能力對企業綠色創新的作用機制，并探索政府環境規制和市場競爭程度的權變效應。

1 研究假設

1.1 數字化轉型與綠色創新

綠色創新相比其他類型的創新活動具有更高的風險和更大的回報不確定性[7]。數字化轉型兼具技術應用與組織變革特征，對綠色創新的作用具有以下機制：第一，數字化轉型有助于緩解制造業企業綠色創新的融資約束。首先，進行數字化轉型會為制造業企業帶來更多政府扶持，享受更多優惠政策[7]。其次，進行數字化轉型可向制造業企業的供應商、需求方、投資者等利益相關者傳遞積極盈利信號而增大其融資可能性[4]。最后，作為以數字技術為內核的組織變革，進行數字化轉型能有效降低企業間信息不對稱性，從而提高制造業企業盈利能力[8]。第二，數字化轉型有助于夯實綠色創新的人才基礎。綠色創新的實現需要制造業企業攻克復雜技術難題，這對人力資源的能力與動機提出了更高要求[4]。就能力而言，數字化轉型一方面因增加了對高技能勞動力的需求而促進人力資本結構的調整，另一方面因對低技能勞動者的替代而實現人力資本的優化[6]。就動機而言，數字化轉型一方面為員工提供更清晰透明的規章制度而實現員工與企業的有效鏈接，另一方面為員工帶來大體量、多類型的有價值信息，也為員工搭建了更為高效的學習與培訓平臺，全面提高員工參與綠色創新的動機和意愿[9]。第三，綠色創新的推進需要制造業企業打破組織邊界、有效利用內外部知識[10]，數字化轉型為其實現提供了可能。數字化轉型有助于建立自動化、智能化的業務流程并打通各創新環節、實現協同創新，有效降低了綠色創新成本。面向市場需要，數字化轉型賦能企業與客戶持續深度交互，確保精準獲取客戶需求信息、開展有針對性的研發生產，降低了制造業企業綠色創新的盲目性。因此，本文提出：

假設1：數字化轉型顯著正向影響制造業企業綠色創新。

1.2 動態能力的中介作用

動態能力包括感知能力、獲取能力和重構能力，有助于制造業企業擺脫路徑依賴和結構慣性并在應變過程中實現綠色創新。首先，數字化轉型有助于促進制造業企業感知、篩選、識別、校準創新機會，包括研發和新技術識別、目標市場與消費者需求識別、競爭者與互補者識別等流程[11]。數字化轉型會重塑制造業企業組織結構、業務流程與溝通機制，增強制造業企業獲取、分析市場數據并發現新的市場需求的能力。其次，包含信息技術、互聯網技術在內的數字化轉型有助于制造業企業從外部獲取管理制度、技術標準等顯性知識及技巧、經驗等隱性知識[3]，倒逼人力資本結構優化，從而確保制造業企業獲取具有新技術、新知識的人才[6]。同時，數字化轉型的積極信號釋放、信息不對稱改善等提升了制造業企業從政府、金融機構獲取綠色創新資金的可能性[8]。最后，制造業企業推進綠色創新過程中不確定性高、風險程度強，需面向高度不確定環境動態調整創新過程和方向[10]，這有賴于重構能力的提升。數字化轉型通過實現組織的去中心化增強組織柔性、實現外界變化的高速適應，也可通過數字孿生等技術賦能制造業企業在數字世界中以較低成本模擬綠色創新[3]。因此，本文提出：

假設2：動態能力在數字化轉型與制造業企業綠色創新間起中介作用。

1.3 環境規制、市場競爭的調節作用

作為戰略資源，動態能力對企業行為決策的影響應置于特定場景[11]。綠色創新具備的高風險、高投入、雙重外部性等特征，會導致制造業企業綠色創新動力不足[2]，破解這一困境依賴于“有為政府”和“有效市場”的有機協同。

環境規制指政府為降低污染、避免浪費而制定的政策法規與規章制度等，是約束企業環保的重要力量[10]。處于強環境規制區域的制造業企業面臨更大的環保壓力和更高的環保成本[12]，動態能力越強意味著能越準確地把握市場動態、尋求有價值的綠色創新信息并將之與組織業務、流程整合，實現綠色創新資源的優化配置，在降低綠色創新成本的同時提高綠色創新效率[10]。當環境規制較弱時，即便具備較強的動態能力，制造業企業也會因高風險、強雙重外部性等而不愿開展綠色創新[10]。

市場競爭被視為企業間資源優化配置的調節機制，是影響制造業企業綠色創新的決定性因素[13]。綠色創新的推進需要制造業企業投入大量人力、物力和財力，且其效益不明確、回收周期長、風險難預估[4]。因此，當區域市場競爭程度較高時，為尋求利益最大化和收益穩定性，制造業企業更傾向于將投資置于風險較低且回報穩定的項目[13]。這種風險規避偏好導致制造業企業即便擁有高動態能力，也不會將綠色創新作為首選。但當市場競爭程度較低時，競爭對手可見性相對較高，高動態能力的制造業企業能更快速地獲取競爭對手綠色創新相關信息而提高創新效率[14]；同時，制造業企業所面臨的績效壓力相對較小，便于利用動態能力對相對充裕的資金、人員等創新資源優化配置，最終促進綠色創新。因此，本文提出：

假設3：環境規制對動態能力與制造業企業綠色創新起正向調節作用。

假設4：市場競爭對動態能力與制造業企業綠色創新起負向調節作用。

1.4 環境規制、市場競爭對中介效應的調節作用

在中介機制前半段，數字化轉型提升制造業企業動態能力源于制造業企業以數字技術為核心對自身管理模式、業務流程、研發過程等的全面改造[3]，實現感知能力、獲取能力和重構能力的提升。這一過程雖受外部經濟、技術等宏觀環境影響和產業主導企業帶動[1]，但更多的仍是企業內部重塑。因此，環境規制和市場競爭對前半段的調節有限，更多的是在后半段中發揮作用。故本文提出：

假設5：環境規制對動態能力在數字化轉型與制造業企業綠色創新之間的中介效應具有正向調節作用，該正向調節作用主要發生在后半段。

假設6：市場競爭對動態能力在數字化轉型與制造業企業綠色創新之間的中介效應具有負向調節作用，該負向調節作用主要發生在后半段。

2 研究設計

2.1 變量定義與測量

（1）綠色創新（GPAT）。參考文獻[10,15]，采用綠色實用新型專利和綠色發明專利申請數量求和、加1并取自然對數衡量綠色創新。

（2）數字化轉型（DT）。借鑒文獻[5]，采用文本分析法對年報數據進行詞頻統計求和、加1并取自然對數衡量數字化轉型。

（3）動態能力（DyCap）。參考文獻[16]，將研發支出比（研發支出與總資產之比）、本科以上員工比例（本科以上員工占總員工的比例）和資產報酬率（凈利潤與總資產之比）標準化后取均值衡量動態能力。

（4）環境規制（EnvRe）和市場競爭程度（Comp）。環境規制參考文獻[17]，采用省級工業污染治理投資完成額占第二產業產值比重衡量。市場競爭程度參考文獻[14]，采用赫芬達爾指數（行業各公司營業收入占行業總營業收入比重的平方和）衡量。當行業赫芬達爾指數低于中位數時，表明企業面臨的市場競爭激烈，賦值為1；反之為0。

（5）參考以往研究，選擇以下控制變量：企業規模（Size，企業總資產的自然對數）、企業年限（Age，企業成立年限的自然對數）、產權性質（State，國有企業賦值為1，其他為0）、兩職合一（Dual，董事長兼任總經理賦值為1，其他為0）、獨董比例（Indr，獨立董事與董事會總人數之比）和董事會規模（Board，董事會總人數加1取自然對數）。

2.2 模型構建

參考以往研究，運用式（1）至式（3）逐步檢驗動態能力在數字化轉型與綠色創新之間的中介效應，運用式（4）至式（7）檢驗有調節的中介效應。檢驗有調節的中介效應時，首先檢驗調節變量對主效應的調節作用，即式（4）中的c3；其次檢驗調節變量對自變量與中介變量關系的調節作用，分別為式（5）中的a1和a3；最后，若式（4）中c3不顯著則使用式（6），若顯著則使用式（7）。若a1和b2均顯著則調節變量對中介機制的后半段具有調節效應，若a3和b1均顯著則調節變量對中介機制的前半段具有調節效應，若a3和b2均顯著則調節變量對中介機制的前后路徑均具有調節效應。

其中，GPAT為綠色創新，DT為數字化轉型，DyCap為動態能力，U為調節變量，Control為控制變量，Firm與YEAR分別代表企業固定效應與時間固定效應，ε為隨機擾動項，i代表企業，t代表年份。

2.3 樣本選擇與數據來源

本文選取2011—2021 年滬深A 股制造業上市公司作為研究對象，數據源于國家統計局官網、CSMAR、Wind 和CNRDS數據庫。因數字化轉型對綠色創新的影響需要一定周期，故綠色創新數據采集期為2012—2021年，其他數據采集期為2011—2020 年。刪除采集期間退市、ST 等特殊處理樣本以及刪除變量缺失或異常樣本后，對連續變量采取上下1%水平的縮尾處理以減少異常值影響。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

控制個體和年份后開展回歸分析，結果見表1。模型（1）結果顯示，數字化轉型對綠色創新的影響系數為0.036且在1%的水平上顯著。這表明數字化轉型顯著提高了制造業企業綠色創新產出，提高了綠色創新效率，驗證了假設1。模型（2）顯示數字化轉型對動態能力的影響系數為0.002。模型（3）結果顯示，數字化轉型、動態能力對綠色創新的影響系數分別為0.035 和0.692。這表明數字化轉型對綠色創新的促進效應是通過動態能力提升實現的，驗證了假設2。

表1 基準回歸結果

3.2 有調節的中介效應

進一步檢驗環境規制和市場競爭程度對中介機制的調節作用，見下頁表2。模型（1）結果顯示，環境規制與數字化轉型的交乘項對綠色創新的影響系數為6.725，即式（4）中的c3顯著且為正。式（5）和式（7）的回歸結果見表3模型（2）和模型（3）。由模型（2）結果可知，數字化轉型對動態能力的影響系數為0.001，環境規制與數字化轉型的交乘項對動態能力的影響系數為0.077但并不顯著，即式（5）中a1顯著、a3不顯著，由模型（3）可知環境規制與動態能力的交乘項對綠色創新的影響系數，即式（7）的b2為137.461，驗證了假設3。又因a1和b2顯著且為正，證實環境規制增強了動態能力在數字化轉型與綠色創新間的中介作用，且調節效應發生在后半段路徑，驗證了假設5。

表2 有調節的中介效應結果

表3 穩健性檢驗結果

表2模型（4）至模型（6）呈現了市場競爭程度對動態能力的中介作用的調節效應。由模型（4）可知，市場競爭程度與數字化轉型的交乘項對綠色創新的影響系數為-0.055。由模型（5）可知，數字化轉型對動態能力的影響系數為0.002，市場競爭程度與數字化轉型的交乘項對動態能力的影響系數為-0.000且不顯著，即式（5）的a1顯著為正、a3不顯著。由模型（6）可知，市場競爭程度與動態能力的交乘項對綠色創新的影響系數為-0.918，即式（7）的b2顯著且為負，驗證了假設4。又因a1正向顯著和b2負向顯著，證實市場競爭程度弱化了動態能力在數字化轉型與綠色創新間的中介作用，且該調節效應發生在后半段路徑，驗證了假設6。

3.3 穩健性檢驗

參考文獻[7]，以“數字技術運用”維度詞頻數加1后取自然對數作為數字化轉型的替代變量，結果見下頁表3模型（1）至模型（3）。參考文獻[15]，使用綠色發明專利申請量衡量綠色創新，結果見表3 模型（4）至模型（6）。由表3可知，更換變量衡量方式后結論依舊成立。

3.4 內生性檢驗

（1）綠色創新前置兩期，結果見表4。數字化轉型對綠色創新的影響系數為0.021，數字化轉型對動態能力的影響系數為0.002，數字化轉型、動態能力對綠色創新的影響系數分別是0.020和0.568。

表4 被解釋變量前置兩期的內生性檢驗結果

（2）PSM 檢驗。以數字化程度對樣本分組，大于中位數的企業賦值為1，設為實驗組；小于中位數的企業賦值為0，設為控制組。將控制變量設為協變量，使用Logit 回歸觀測樣本傾向性得分并進行半徑匹配和核匹配。結果顯示，匹配后標準化偏差均小于5%，t檢驗結果表明特征變量不存在顯著差異。半徑匹配平衡性檢驗和核匹配平衡性檢驗顯示，經過數字化轉型程度匹配后，協變量標準化偏差明顯降低，數字化程度大于中位數的樣本和小于中位數的樣本間差異顯著降低，證明PSM匹配結果可靠。半徑匹配和核匹配ATT效應對應的t檢驗值遠大于2.576（P＜0.01），說明處理組平均處理效應顯著。將PSM處理后的數據進行基準模型回歸，結果見下頁表5。表5模型（1）至模型（3）為半徑匹配結果，模型（4）至模型（6）為核匹配結果。無論是半徑匹配還是核匹配，數字化轉型的虛擬變量對綠色創新的影響均在5%的水平上顯著，對動態能力的影響均在1%的水平上顯著，且檢驗數字化轉型的虛擬變量與動態能力對綠色創新的影響時，前者至少在5%的水平上顯著，后者在1%的水平上顯著。經過PSM檢驗后，研究結論依舊成立。

表5 PSM匹配后的回歸結果

（3）參考文獻[18]，將數字化轉型滯后一期作為工具變量（IV），結果見下頁表6。表6模型（1）為第一階段回歸，IV對數字化轉型的影響系數為0.425且在1%的水平上顯著，滿足工具變量相關性要求。模型（2）為第二階段回歸，K_P rk LM統計量在1%的水平上顯著，拒絕工具變量識別不足假設。C_D Wald F、K_P rk Wald F 統計量分別為2761.634、1503.541，遠大于Stock-Yogo 弱工具變量識別F檢驗在1%的顯著性水平上的臨界值，拒絕弱工具變量假設，表明工具變量具有合理性。由模型（2）可知，數字化轉型對綠色創新的影響系數為0.049，假設1依舊成立。

表6 工具變量法檢驗結果

4 結束語

本文以2011—2021 年滬深A 股制造業上市公司為研究樣本，實證分析了數字化轉型對企業綠色創新的作用效果，并采用有調節的中介效應模型檢驗了環境規制和市場競爭的作用機制。結果顯示：數字化轉型通過增強制造業企業動態能力促進綠色創新；環境規制越嚴苛，該效應越顯著；市場競爭越激烈，該效應越弱化。對此，制造業企業應意識到數字化轉型是促進綠色創新的新引擎，應進一步加快數字技術對生產運營、研發創新、倉儲物流、營銷推廣、管理決策等的信息化、網絡化和智能化改造，幫助企業打破組織邊界，更為有效地從外部環境中感知、獲取并重構創新資源，從而實現對綠色創新的促進作用。此外，地方政府在倡導制造業數字化轉型和綠色發展時，應注意“有為政府”和“有效市場”的協調一致。一方面，引導制造業企業綠色創新時不僅需要政府補貼激勵和進行成本補償，還需要制定科學有效的環境規制政策和采取適宜靈活的環境規制手段。對于具有較強動態能力的制造業企業而言，此類“有為政府”能較大程度地促進其綠色創新的推進。另一方面，雖然市場競爭是企業間資源優化配置的有效途徑，應尊重市場內在的運營規律，但當市場競爭程度過高時會弱化因數字化轉型帶來的動態能力對制造業企業綠色創新的促進效果。尤其是在數字經濟時代，數字技術會導致自由市場而非“有效市場”[3]，應采取合理有效的措施避免“寡頭壟斷”形成，確保市場競爭公平有序。