數字化轉型、市場競爭與企業綠色創新

胡云飛，戴國強

（上海財經大學金融學院，上海 200433）

0 引言

數字化轉型作為一個核心概念，通常是指企業利用現代信息技術對其生產和管理流程進行升級和改造，以滿足不斷變化的消費者需求的過程[1]。目前學術界普遍達成的共識是將數字化轉型分為三個階段：信息化、數字化和數字化轉型。在信息化階段，企業引入和整合新技術；在數字化階段，數字技術被用于更新和改革企業的現有技術系統；最終，在數字化轉型階段，數字技術成為企業整體戰略生態系統的一部分，引導生產和運營模式的根本性重塑[2]。自21世紀初以來，數字化浪潮已在全球范圍內迅速蔓延，并廣泛滲透到企業的各個領域，涵蓋了生產、服務、綠色研發創新等多個方面[3]。數字化發展對企業綠色技術創新產生了深刻而廣泛的影響。它不僅為綠色技術創新提供了必要的支持和環境，還催生了全新的商業模式和創新途徑，為經濟的高質量發展和綠色可持續發展提供了強大的推動力。郭豐等（2023）[4]提出企業數字化轉型不僅提升了企業綠色技術創新數量，還顯著提高了創新質量，并且對國有企業創新的促進效應顯著高于非國有企業。數字化時代的來臨為企業提供了機遇和挑戰，創新和改進能使得企業在競爭激烈的市場中脫穎而出，實現可持續發展和企業提高競爭地位的雙贏局面。深入研究企業數字化轉型、綠色創新和市場競爭之間的關系，對于指導企業戰略和政府部門政策制定具有重要意義。

本文以2012—2021 年中國A 股上市公司為研究對象，采用新發布的企業數字化轉型指數作為解釋變量，研究數字化轉型對綠色創新的影響，并深入探討了企業競爭地位在數字化轉型與綠色創新之間的調節作用。本文對企業創新的相關文獻進行了豐富，通過研究數字化轉型對企業綠色創新影響的地域差異、企業類型差異以及專利類型差異，進一步細化了數字化轉型對創新的具體影響機制，為充分發揮數字化轉型對中國經濟高質量發展的積極作用提供了參考依據。

1 理論分析和研究假設

1.1 數字化轉型與企業綠色創新

數字化轉型是企業可持續發展的戰略決策，通過豐富信息、降低交易費用，為高質量發展創造有利條件[5]。數字化轉型通過促進要素重組、降低運營成本、提高運營效率，從而推動了生產方式的變革和技術創新。數字化轉型也整合了資本和勞動要素，優化了產業智能，并應用于生產和消費領域，實現數字經濟的質量變革、效率變革和動力變革。雖然數字化并不直接參與生產過程，但它可以在生產過程中影響其他要素[6]。社會數字化的進展為人們提供了便捷獲取知識和技能的途徑，從而促進了人力資本的積累。這種人力資本水平的提高推動了科技進步。

進一步細分，首先，企業數字化轉型有助于集成分散的信息和資源，促進與創新項目相關的協同合作，以提高企業的運營效率，并減少創新要素不匹配的潛在問題[7]。數字技術的應用使得大規模數據能夠被整合并精煉成為有助于決策者制定策略的信息，這提升了決策者在推動創新方面的主觀能動性；數字化轉型與傳統實體產業的融合激活了企業未充分利用的資源，帶來了額外的益處[8]。這一融合為企業創新提供了內在的推動力。其次，數字化轉型有助于促進要素重組配置和技術革命，逐漸將工業生產從生產率較低的部門轉移到增長迅速的部門。數字化轉型還能監控生產環節，通過產品生命周期來實現綠色生產，提高工業去產能的生產效率。數字技術的應用有助于資源的有效配置，最大程度地發揮環境與資源的潛力[9]；還可以顯著減少企業庫存周轉天數，提高供應鏈效率[10]，通過提升資本配置效率和內部控制水平促進企業高質量發展[11]。最后，數字化轉型對企業降低運營成本和提高運營效率起到了關鍵作用。從企業的角度來看，數字化轉型改進了研發、制造和整體企業管理流程。互聯網技術改變了企業的運營方式，通過優化技術提高了企業的能源利用效率；數字化能夠顯著提升企業的智能化水平，促進創新流程的優化，減少其他信息搜索成本[12]。基于此，本文提出：

假設1：數字化轉型會推動企業綠色創新水平提升。

1.2 企業競爭地位的調節作用

企業競爭地位與市場創新之間的復雜關系引發了多種討論。首先，有學者認為競爭的激烈程度會在一定程度上促進企業研發投入，這體現在熊彼特效應和逃避競爭效應的博弈力量上，二者的相互作用導致競爭與創新之間呈現“倒U”型關系[13]。其次，有學者認為企業競爭地位的提高將促進創新投入和創新產出，并進一步提升創新效率[14]。從作用機制角度而言，企業競爭地位對創新具有多重作用途徑，包括高管激勵、信息透明度、知識產權保護等[15]。最后，還有學者指出企業競爭地位的強化會對企業技術創新產生負向影響[16]，因為激烈的競爭可能導致企業之間相互模仿，造成產品同質化，從而使研發投入與績效之間的關系不一定成正相關。因此，企業競爭地位與創新投入之間的關系具有復雜性和多樣性，需要進一步研究以深入理解其機制和影響。

數字化轉型和企業競爭地位之間也存在復雜的相互關系，按照熊彼特的創造性破壞概念[17]，創新企業通過不斷驅動對技術優勢的追求，以及對短暫壟斷利潤的追逐，推動著創新、模仿和技術擴散的循環過程。這使得小型、靈活、高度創新的數字初創企業能夠在市場中獲得份額，從而降低了整體市場的競爭程度。然而，市場競爭力、數字化轉型和綠色技術創新之間的關系會受到行業動態、企業戰略、監管環境等多種因素的影響。在競爭不激烈的市場環境中，公司管理層可能缺乏足夠的動力進行長期持續的技術投資，同時可能減少對綠色創新的投入。基于此，本文提出：

假設2：企業競爭地位的提高會削弱數字化轉型對企業綠色創新的促進作用。

2 研究設計

2.1 模型設定

為驗證數字化轉型是否促進企業綠色創新，以及企業競爭地位是否會削弱二者之間的正向促進作用，本文以綠色創新為被解釋變量、數字化轉型為解釋變量，構建以下模型：

其中，下標i表示企業，t為時間，GTit表示企業i在t時期的綠色創新，DTit表示企業i在t時期的數字化轉型程度，Controlit表示控制變量集合，μi和γt分別為行業和時間固定效應，εit為外生擾動項。根據上述理論分析，若DTit的系數β1顯著為正，則假設1 得到驗證。

為進一步檢驗企業競爭地位的調節效應，在式（1）的基礎上納入企業競爭地位與數字化轉型的交互項，構建如下模型：

其中，LNit表示企業i在第t年的競爭地位，DTit×LNit為數字化轉型（DT）與企業競爭地位（LN）的交互項。β2是本文重點關注的系數，它刻畫了企業競爭地位在數字化轉型促進企業綠色創新過程中所發揮的調節作用。為了獲得更穩健的回歸結果，以上采用行業和年份的雙聚類穩健回歸模型。

2.2 變量設定

（1）被解釋變量為綠色創新。目前評估企業創新主要有兩種方法：一是考量技術和人力投入，二是關注創新專利數量[2]。本文主要采用綠色專利授權數量來衡量上市企業的綠色創新水平，包括發明專利和實用新型專利。

（2）解釋變量為數字化轉型。盡管關于數字化轉型的討論逐漸增多，但迄今為止尚未確立明確定義或量化的測量方法[18]。已有研究通常使用詞頻數來衡量數字化轉型變量，關注人工智能、區塊鏈、云計算、大數據、數字技術在企業年報中出現的頻次。本文采用CSMAR數據庫與華東師范大學研究團隊在2022年合作發布的企業數字化轉型指數。該指數綜合考慮了戰略引領、技術驅動、組織賦能、環境支撐、數字化成果和數字化應用六個維度，為企業數字化轉型提供了全新的解釋方式。相比以往文獻中采用的指標，這種方法更為全面，能夠更準確地反映企業數字化轉型的多個方面。

（3）調節變量為企業競爭地位。借鑒劉倩霓和劉豐波（2022）[19]的研究，選取行業勒納指數（Lerner Index）作為企業競爭地位的替代變量，勒納指數=（營業收入-營業成本-銷售費用-管理費用）/營業收入，然后分年度分行業計算企業的勒納指數排名。該指數越大，說明企業在行業內的競爭地位越強，即市場競爭的程度越低。

（4）借鑒郭豐等（2023）[4]的研究，選擇以下控制變量：企業規模、凈資產收益率、資產資本結構、股權集中度、托賓Q值、企業成長性、資金流動比率、董事會成員數以及獨立董事占比。各變量定義見下頁表1。

表1 變量定義

2.3 數據來源

本文選取2012—2021年中國A股2199家上市公司的面板數據。在篩選原始數據時，首先，剔除了在2021年以前退市的企業樣本；其次，剔除了ST、*ST 類企業樣本；再次，剔除了相關變量存在缺失的樣本，獲得了21990 個樣本觀測值；最后，對所有變量進行了Winsorize 處理，將其調整至1%和99%分位數之間。以上數據均來源于CSMAR 數據庫，綠色創新專利數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS）。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果分析

表2展示了基準回歸分析的結果，使用不同的模型來研究企業綠色創新（GT）與各個自變量之間的關系。列（1）結果顯示，數字化轉型程度的系數為0.792，顯著性水平為1%，表明數字化轉型程度與綠色創新正相關，即數字化轉型程度較高的企業更傾向于投入更多資源用于綠色創新，假設1得到驗證。這表明企業在進行數字化轉型的同時，會更主動地投身于綠色技術創新，從而推動可持續發展。列（2）進一步添加了企業規模（Size）、資產資本結構（Lev）、股權集中度（Top1）、托賓Q值（TobinQ）、資金流動比率（CF）、企業成長性（Growth）、董事會成員數（Board）和獨立董事占比（Indep）作為控制變量。結果表明，企業規模的系數為0.355，顯著性水平為1%，這表明企業規模與綠色創新之間存在顯著正相關關系。數字化轉型和企業規模都對綠色創新產生正向影響，這反映了規模較大的企業擁有更多資源，能夠更有效地推動綠色創新項目的實施。此外，列（3）在列（2）的基礎上添加了年份和行業固定效應。結果顯示，企業成長性對綠色創新產生了負面影響，而其他變量與綠色創新呈正相關關系。股權集中度（Top1）的系數為0.143，說明企業股權集中度越高，企業控股股東越有可能推動綠色創新；獨立董事占比（Indep）的系數為0.313，顯著性水平為5%，說明高比例的獨立董事能夠發揮作用，促進綠色創新。列（4）在列（3）的基礎上添加了年份與行業固定效應的交乘項，以控制時間和行業的影響。列（4）的R2最高，為0.402，表明模型更為有效地解釋了綠色創新的變化。

表2 基準回歸結果

3.2 調節效應分析

表3中引入了企業競爭地位，對數字化轉型的影響機制進行進一步研究。列（3）和列（4）中企業競爭地位與數字化轉型的交互項（DT×LN）的系數為-1.024 和-0.879，顯著性水平為1%。這表明，企業競爭地位的提高會負向調節數字化轉型與企業綠色創新的正相關關系，驗證了假設2。

表3 調節效應檢驗結果

企業競爭地位的提高可能會改變管理層的決策行為。隨著競爭地位的提升，管理層更可能采取相對保守的策略，選擇低風險項目，而不再過度依賴高風險高回報的綠色創新項目來提高競爭地位。這一行為模式反映了在市場競爭程度降低的情況下，企業可能失去進行綠色創新的緊迫性，從而不利于企業綠色創新。因此，企業管理層在決策過程中需要權衡競爭地位和創新之間的關系，尤其是在面臨市場競爭程度變化時。這一研究結果強調了企業在數字化轉型的同時應關注競爭地位的變化，以更全面地理解數字化轉型對綠色創新的影響。管理層需要在不同的競爭環境中靈活調整創新策略，以更好地適應市場的動態變化。

3.3 穩健性檢驗

（1）核心解釋變量滯后一期

在基準回歸中，采用企業數字化轉型指數作為核心解釋變量。為了驗證主要變量之間的相互因果關系是否引起回歸結果誤差，參考胡令和王靖宇（2020）[14]的方法，使用滯后一期數字化轉型和企業競爭地位（L.LN）重新回歸。結果顯示，滯后一期數字化轉型的系數在1%的水平上顯著為正，支持假設1，基準回歸結果通過了穩健性檢驗。在調整時間跨度后，滯后一期數字化轉型與企業競爭地位的交互項的系數在1%的水平上顯著為負，作用方向與滯后一期數字化轉型相反。這表明企業競爭地位的提高會減弱數字化轉型對上市企業綠色創新的促進作用，驗證了假設2，即回歸結果通過了穩健性檢驗。

（2）更換核心解釋變量的衡量方法

本文通過挖掘公開報告的文本信息，計算數字化轉型相關詞頻，最后將其加總并取自然對數，以此衡量數字化轉型，并重新進行回歸。結果顯示，數字化轉型的系數顯著為正，表明數字化轉型對企業綠色創新具有穩健的正向影響，且該結論不受變量選擇的干擾。高程度的數字化轉型與高水平的企業綠色創新正相關。此外，企業數字化轉型與企業競爭地位的交互項系數同樣在1%的水平上顯著為負。結果與前文一致，進一步驗證了基準回歸結果的可靠性。

（3）傾向得分匹配（PSM）

為解決潛在的樣本自選擇問題，采用傾向得分匹配法（PSM）對樣本進行匹配。仍然使用詞頻數作為數字化轉型的度量方式，對企業進行分類，將數字化轉型程度大于0 的企業（實驗組）標記為1，其余的企業（控制組）標記為0。然后，選擇企業規模、資產資本結構、凈資產收益率等作為協變量。在平衡性檢驗中，匹配后全部協變量的標準化偏差數值顯著減小，絕對值均小于10%。實驗組均值和控制組均值也較為接近，表明所選的匹配變量和匹配方法是適當的，符合假設要求。

本文采用1：1匹配和1：2匹配兩種方式。數字化轉型在兩種匹配方式下都呈現顯著正向影響。在1：1匹配中，數字化轉型的回歸系數為0.069，而在1：2匹配中，回歸系數為0.065，這說明數字化轉型對企業綠色創新仍然具有顯著的促進作用。此外，數字化轉型與企業競爭地位的交互項系數在兩種匹配方式下均顯著為負，進一步驗證了數字化轉型對企業綠色創新的正向影響在不同競爭地位下存在差異，且數字化轉型對綠色創新的促進效果在競爭地位較差時更為顯著。

（4）內生性檢驗

鑒于數字化轉型和綠色創新之間可能存在互為因果的問題，那些綠色創新水平較高的企業可能會更積極地推動數字化轉型，以獲取更多的成長機會。這種反向因果效應可能會影響回歸分析的準確性。因此，依照以往文獻中的方法，引入郵電業務總量作為工具變量，進行兩階段最小二乘法的分析。結果顯示，郵電業務總量與數字化轉型之間的回歸系數在1%的水平上顯著，同時t統計量達到了24.96，對應的F統計量為623.10，遠超臨界值10，因此不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結果顯示，數字化轉型對綠色創新的回歸系數為0.381，在1%的水平上顯著。以上結果排除了內生性問題的影響。

4 異質性分析

4.1 區域異質性分析

為進一步探究區域差異對數字化轉型和企業綠色創新關系的影響，根據企業所在的省份將樣本分為東、中、西部地區。表4結果顯示，數字化轉型在東部地區明顯促進了企業的綠色創新，回歸系數為0.210，顯著性水平為1%。這可能與東部地區經濟發達，數字基礎設施完善，企業更容易獲取和應用先進的數字技術有關。這種情況下，數字化轉型使得企業更能與客戶互動，推動產品創新和服務創新，進而提高綠色創新水平。

表4 區域異質性分析

西部地區的企業也受益于數字化轉型，表現為綠色創新水平的顯著提升，回歸系數為0.350，顯著性水平為1%。這可能是源于西部地區大數據產業的發展，以及數字化轉型為當地企業提供了更多與客戶互動的機會。在數字化轉型的推動下，西部地區的企業得以更靈活地應對市場需求，從而加速綠色創新。

中部地區企業競爭地位未對數字化轉型與企業綠色創新關系產生影響的原因可能涉及多個方面。首先，數字基礎設施相對滯后可能是一個關鍵因素，包括網絡覆蓋不足和缺乏足夠的信息技術人才，這限制了企業更好地利用數字技術推動綠色創新。其次，中部地區可能以傳統制造業或資源型產業為主導，而這些行業與數字化轉型和綠色技術創新的相關性較弱，從而降低了數字化轉型對綠色創新的促進效果。此外，中部地區企業規模相對較小，競爭關系相對較弱，使得企業更注重短期經營績效而非長期的綠色技術創新投資。這一情況還可能受到政策支持差異和市場需求結構的影響。政府對數字化轉型和綠色創新的支持力度可能在不同地區存在差異，而市場需求結構的不同可能導致企業在中部地區相對保守，不愿意大規模進行綠色創新。

4.2 企業類型異質性分析

制造業上市公司的行業代碼通常包括31個分類。表5 結果顯示，相較于非制造業企業，制造業上市企業中數字化轉型更強地推動了綠色創新水平的提升。由于制造業上市企業往往是碳排放的大戶，為了保持領先地位，積極進行數字化轉型能夠減少能源消耗、促進綠色技術創新發展。數字化轉型與企業競爭地位的交互項也表現出顯著影響，回歸系數在1%的水平上顯著。這表明制造業企業的競爭地位提高減弱了數字化轉型對企業綠色創新的促進作用。當制造業企業競爭地位上升時，可能導致企業大股東更加注重短期經營績效，從而更加警惕風險，以規避高不確定性和長周期的創新活動。

表5 企業類型異質性分析

非制造業上市企業的數字化轉型對企業綠色創新也呈現正向影響；數字化轉型與企業競爭地位的交互項則影響程度較低，回歸系數在10%的水平上顯著。

上述結果表明，在數字化轉型的浪潮中，企業應該審慎考慮自身類型和競爭地位，以制定更為精準和可持續的發展策略。制造業上市企業在數字化轉型方面的積極性較高，這可能是因為制造業往往涉及大量資源的使用和能源消耗，數字化轉型為制造業提供了優化生產和資源利用的機會。相比列（4）的非制造業企業，較高的回歸系數表明數字化轉型對制造業綠色創新有更顯著的促進作用。

4.3 創新專利異質性分析

對于數字化轉型是否在細分的綠色創新領域產生促進效果尚待深入研究。借鑒劉元雛和華桂宏（2022）[20]的方法，通過上市企業當年獲得的不同專利數量來評估綠色創新產出。這些綠色專利（Pati，t）包括發明專利（GIP）和實用新型專利（GUP）。以下分別對這兩類專利數量取自然對數，并構建回歸模型：

表6中列（1）至列（4）結果顯示，企業數字化轉型不僅推動了發明專利（GIP）創新，還有助于促進企業的實用新型專利（GUP）創新，其系數均在1%的水平上顯著。列（2）結果顯示，企業競爭地位對數字化轉型與發明專利創新之間的關系影響并不顯著。然而，在列（4）的結果中，企業競爭地位對數字化轉型與實用新型專利創新之間的關系產生了顯著的影響。具體而言，交互項（DT×LN）的t 值為-5.990，這表明隨著企業競爭地位提高，企業數字化轉型對實用新型專利創新的促進效果減弱了。這說明發明專利（GIP）創新通常需要更高水平的技術和更多的投資，尤其是那些具有突破性的發明專利。這些投資往往不容易受到短期內企業競爭地位波動的影響。相比之下，實用新型專利（GUP）創新可能更受企業競爭地位的影響，其數字化轉型的促進效果在競爭地位較強的情況下顯著減弱。這反映了企業在競爭激烈的市場環境中更傾向于關注短期經營績效，而對于長期、高投入的發明專利創新投資持謹慎態度。

表6 專利異質性分析

5 結論

本文通過分析2012—2021年我國A股2199家上市企業的相關數據，研究數字化轉型、企業競爭地位與綠色創新之間的關系。研究結果顯示，數字化轉型有助于緩解企業內外信息不對稱問題，減少創新要素的錯配，確保創新活動持續有效的投入。企業競爭地位的提高會導致管理層采取不利于企業發展的投資行為，做出不利于長期發展的管理決策，從而削弱數字化轉型對企業綠色創新的積極影響。進一步分析發現，在東部、西部地區以及制造業上市企業中，數字化轉型對綠色創新的推動作用更加顯著。