綠色創新如何影響新質生產力？

中圖分類號：F273.1；F49 文獻標識碼：Adoi：10.3969/j.issn.1672-2272.202505016

Abstract：The green innovation capability is an important manifestation of the new quality productivity level of an enterprise. In the short term，it significantly enhances operational efficiency and reduces production costs，while in the long run，it provides critical support for building sustainable competitive advantages.Using a sample of listed companies from 201O to 2O22，this study constructs a new quality productivity index system by applying the entropy method based on the three-factor theory of productivity，and empirically examines the impact effects and mechanisms of green innovation capability on enterprise new quality productivity. The findings reveal a positive correlation between corporate green innovation capability and new quality productivity. Mechanism analysis indicates that corporate green innovation capability promotes the development of new quality productivity by allviating financing constraints and enhancing digital transformation. Furthermore，heterogeneity analysis demonstrates that the correlation between green innovation capability and new quality productivity is more pronounced in non-high-tech enterprises and heavily poluting industries.This study enriches the theoretical understanding of the relationship between green innovation and new-quality productivity，providing micro level evidence for corporate transformation under the“dual carbon”goals.

Key Words：Green Innovation Capability；New Quality Productivity；Entropy Method; Financing Constraints；Digital Transformation

0 引言

2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察調研期間，首次提到了“新質生產力”。習近平總書記指出：“整合科技創新資源，引領發展戰略性新興產業和未來產業，加快形成新質生產力。\"新質生產力以科技創新為主導，通過技術突破和要素重構實現生產力質的躍升。這一變革本質上是創新驅動的生產力形態升級，為經濟增長注入新動能。

全球經濟發展正經歷深刻變革，技術創新成為推動生產力躍升的核心動力。實現經濟高質量發展，需通過技術創新優化產業結構，減少低端供給，增強中高端供給的適應性。當前，低碳技術與人工智能、云計算等數字技術共同構成綠色創新的關鍵發展路徑，并形成全球共識。中國在低碳技術領域優勢顯著，光伏和電動汽車產業躋身世界前列。這些突破為可持續發展奠定了基礎，而與之緊密關聯的企業綠色創新能力，正成為衡量可持續發展的重要指標，作為推動技術革新與賦能企業增效的雙重引擎，綠色創新能力的培育對于揭示新質生產力的形成機理具有重要作用，解析其對新質生產力的作用路徑，對于實現高質量發展目標具有重要的理論和實踐意義。

與現有文獻相比，本文可能的邊際貢獻包括：第一，基于生產力三要素理論，構建了企業新質生產力量化模型，豐富了該領域的實證研究；第二，從外部融資約束和內部數字化轉型雙重視角，實證檢驗了綠色創新能力對新質生產力的影響機制；第三，通過異質性分析，揭示了不同性質企業綠色創新對新質生產力影響的差異化特征，為企業實踐提供了針對性依據。

1 理論分析與研究假設

1.1企業綠色創新與新質生產力

生產力理論的演進歷程始于17世紀威廉·配第（WilliamPetty）的奠基性研究。他在勞動價值論框架下提出的“土地是財富之母，勞動是財富之父和能動的要素\"這一重要論述，為后續研究確立了基本范式。直至19世紀，馬克思通過《資本論》實現了理論突破，將生產力明確定義為“勞動者運用生產資料變革自然客體從而創造使用價值的能力體系”2]。根據馬克思主義政治經濟學理論，生產力主要由勞動者、勞動對象和生產資料三要素構成，其中勞動者通過將體力和腦力勞動與勞動對象、生產資料相結合，使潛在生產力轉化為現實生產力[2]。

新質生產力的發展首先體現在勞動者要素的深刻變革上。新質生產力理念下的勞動者發展包含3個維度：一是創新意識培育，通過激發全民創新熱情、樹立創新責任感，為高質量發展營造創新氛圍；二是技能資本積累，勞動者通過主動學習獲得適應產業轉型的能力[3]，這種人力資本不僅具有生產要素性質，更關乎國家發展前景[4；三是效率提升路徑，以“三低三高”為特征的新質生產力要求提高勞動生產率，通過提升勞動者素質優化供給結構，緩解我國社會主要矛盾，推動產業升級。

這種生產力變革同樣深刻影響著勞動對象的轉型方向，主要體現在兩大現實命題：一是在全球產業鏈重構背景下，產業升級面臨新的挑戰。當前國際產業轉移呈現新特征，發達國家“再工業化\"戰略引發高端制造業回流，中國面臨產業鏈升級壓力[5。發展新質生產力的核心在于構建“三位一體\"的現代產業體系：傳統與新興產業協同、實體與虛擬經濟融合、特色與優勢產業互補，以此筑牢國內大循環根基[]。二是綠色轉型中的生態安全問題日益凸顯。中西部承接產業轉移需防范“污染轉移”風險，必須通過技術創新降低資源環境代價，同時以數字化推動新舊動能轉換，構建可持續的產業生態[8]。

勞動資料作為生產力的重要組成部分，在新質生產力發展過程中也發生了顯著變化。中國經濟發展積累了雄厚的生產資料基礎，這些生產資料包括有形物質資料和無形創新要素。有形物質資料的當代定義已突破傳統認知邊界，將數字基礎設施納入其中[9]。這類新型基礎設施以信息技術為底層架構，通過數據要素的流動與增值推動經濟發展[10]。在無形創新要素方面，科技創新構成新質生產力的核心驅動力[11]。與此同時，數字化轉型通過重構生產流程和組織架構，在微觀層面降低企業交易成本，在宏觀層面促進數字經濟與實體經濟深度融合[12]，成為新質生產力的重要實現路徑。

在深入探討新質生產力三要素（勞動者、勞動對象、勞動資料）的變革特征后，需要特別關注企業綠色創新能力這一關鍵變量。企業綠色創新能力是“創新補償”效應的直接體現[13]。現有研究主要采用兩類測度方法：一是綠色全要素生產率指標，已有研究發現環境規制對綠色創新的影響存在差異性。Testa等[14]發現，OECD國家環境規制的結構效應大于創新補償效應；Xie等[15]證實中國省域綠色生產率提升依賴政策執行力度；景維民和張璐[16則發現嚴格規制顯著提升制造業綠色生產率。二是綠色專利指標，郭進[13]發現，排污費和環保支出對綠色技術專利影響顯著；齊紹洲等[17證實，排污權交易政策可以提升高污染行業綠色創新能力。

企業綠色創新能力作為創新驅動與可持續發展戰略的重要組成部分，其與新質生產力的關系呈現出顯著的理論和實踐價值。當前關于新質生產力的研究主要集中在理論層面，實證分析相對匱乏。通過系統梳理可以發現，學術界對新質生產力的理解呈現兩個互補維度：一是將其視為由顛覆性技術創新驅動的先進生產力，強調技術要素對其他生產要素的重新配置作用；二是將其界定為蘊含綠色低碳特征的可持續生產力，體現了工業文明向生態文明的轉型。值得注意的是，這兩種維度均保持與傳統生產力理論的內在一致性，且發展演進始終受創新要素影響。現有研究為二者關系提供了重要啟示： ① 基于三要素理論構建的新質生產力指標體系，能有效契合其先進性、可持續性雙重內涵； ② 以綠色專利為代表的創新指標，可測度企業綠色創新水平； ③ 企業綠色創新能力對新質生產力的影響具有雙重效應，既可能通過創新驅動機制（如技術溢出、效率提升）產生促進作用，也可能因轉型成本（如設備更新、技術替代）形成短期抑制。這些發現為探究二者的關系提供了理論切入點。

基于上述理論框架，本文認為企業綠色創新能力通過三重路徑作用于新質生產力：首先，從創新驅動維度，綠色研發投人通過工藝革新和產品升級，直接提升生產要素配置效率；其次，從可持續發展維度，環保實踐通過降低資源消耗和制度成本，增強生產力系統的韌性；最后，從協同演進維度，數字化與綠色化的“雙化協同”可放大創新補償效應。由此，本文提出以下假設：

H₁ ：綠色創新能力能夠提升企業新質生產力。

1.2 作用機制假設

1.2.1 融資約束的中介作用

根據熊彼特的創新理論，企業創新活動往往受到資金獲取能力的制約[18]。從理論基礎上看，這一機制融合了信號傳遞理論、資源基礎觀、制度理論以及動態能力理論的多維解釋框架。信號傳遞機制表明，綠色創新活動產生的專利成果和環保認證作為重要的信息載體，能夠有效降低資本市場的信息不對稱，向投資者傳遞企業在環境治理和技術創新方面的競爭優勢[19]，從而改善融資條件。資源重構過程則體現在綠色創新推動企業實現從傳統生產要素組合向清潔化、集約化生產模式的轉變，這種轉變既降低了環境合規成本，又創造了新的價值增長點。制度環境的調節作用表現為：隨著綠色金融體系的完善和環境規制強度的提升，具備綠色創新能力的企業在獲取政策性金融支持、參與環境權益交易等方面具有顯著的制度紅利[20]。動態能力的培育維度則揭示了綠色創新通過知識積累和組織學習形成的持續改進機制，這種機制使企業能夠不斷優化生產函數，實現全要素生產率的躍升。

在具體的傳導路徑上，首先，綠色創新能力的提升直接增強了企業的環境績效表現和技術儲備[21]，這不僅降低了債權融資的風險溢價，也吸引了具有ESG偏好的股權投資者[22]。其次，清潔生產技術的應用和綠色產品的開發重塑了企業的成本結構和收入來源，改善了經營性現金流和投資回報率[23]，從而增強了內源融資能力。再次，綠色創新積累形成的專用性資產和品牌價值構成了企業的核心競爭力，這種優勢使企業在資本市場上更容易獲得估值溢價。最后，隨著綠色金融工具不斷創新，綠色債券、可持續發展掛鉤貸款等新型融資渠道為具有綠色創新能力的企業提供了多元化的資金來源。

綜上所述，本文提出如下假設：

H₂ ：企業綠色創新能力通過緩解融資約束提升企業新質生產力。

1.2.2數字化轉型的中介作用

在數字經濟深入發展的背景下，數字化轉型正通過多重路徑重塑企業綠色創新生態系統，進而推動新質生產力的系統性躍升。從技術賦能視角看，數字技術通過構建跨學科的知識融合平臺，有效解決了綠色創新過程中的技術復雜性難題[24]，其中大數據分析技術實現了環境數據的實時采集與智能解析，人工智能算法優化了清潔技術的研發路徑，數字孿生技術則完成了對綠色創新全流程的虛擬映射與迭代優化。從要素配置的動態視角來看，數字技術的滲透不僅表現為對綠色數據流動過程的技術賦能，更體現為對傳統資源配置范式的系統性變革，這一轉變正在重塑創新生態系統的運行機制[24-25]，工業互聯網平臺實現了生產能耗的精準管控，區塊鏈技術確保了綠色供應鏈的可追溯性，云計算則提供了彈性可擴展的計算支持。數字技術固有的開放性和網絡效應進一步突破了創新活動的時空約束，通過構建虛實結合的創新協作網絡[25]，企業得以整合全球創新資源，形成多主體參與的綠色創新共同體。這種數字化轉型與綠色創新的深度融合呈現出明顯的協同效應，只有當企業數字化基礎設施水平與組織創新能力達到動態匹配時，才能充分釋放其對綠色創新效率和新質生產力水平的提升作用[24-25]，最終表現為全要素生產率的持續改進和生產系統的整體優化。基于上述分析，本文提出以下假設：

H₃ ：企業綠色創新能力通過數字化轉型提升企業新質生產力。

2模型設計與變量說明

2.1 樣本來源

基于本文研究內容和數據可得性，選取 2010-2022 年中國A股上市企業財務報表數據，并對相關數據進行如下處理： ① 剔除經營不善的ST和*ST上市企業樣本；② 剔除ESG指標缺失的樣本； ③ 剔除金融行業和房地產行業的樣本； ④ 執行Winsor2尾部縮減處理。最終得到30306個樣本數據。本文中使用的上市企業財務報表數據以及企業性質數據來自于CSMAR數據庫。

2.2 變量選取與測度

2.2.1 被解釋變量

基于生產力要素理論的新質生產力水平（Npro）測度。本文在王鈺[26]方法論的基礎上進行拓展，將傳統三要素理論與現代產業特征相結合，建立熵權評價模型。具體實施路徑包括： ① 樣本界定階段：聚焦具有先導性的制造業、戰略性新興產業和未來產業，確保樣本體現新質生產力的本質特征； ② 指標設計階段：從勞動者素質、勞動對象價值、勞動資料效能3個維度構建分級指標體系； ③ 權重計算階段：運用熵值法客觀賦權，最終獲得企業層面的新質生產力量化值[26]。企業新質生產力指標體系見表1。

石華軍，陳強力.綠色創新如何影響新質生產力？——[J].科技創業月刊，2025，38（8）：30-37.

表1企業新質生產力評價指標體系

2.2.2 解釋變量

綠色創新能力（Guin）。現有文獻對企業創新水平的測量主要沿襲投入一產出分析范式。由于創新投入指標更適用于評估創新過程強度，而本文聚焦創新質量效應，故選取產出指標更為適宜。基于方法論的合理性考量，本文通過企業綠色專利總申請量來表征綠色創新能力，該測度方法包含3種專利類型，能夠全面反映企業的綠色創新產出水平。

2.2.3 控制變量

為控制潛在混雜因素的影響，本文基于現有文獻[20-23]構建了多維度的控制變量體系。在企業特征維度，選取企業年齡 （Age） ）和資產負債率（Loar）作為控制變量；在公司治理維度，納入股權集中度 （Top ）、獨立董事比例 （Bi） 、董事會規模（Boa）以及兩職合一（Dua）等指標；同時考慮市場評價維度的托賓 Q 值（TobinQ）和審計質量維度的審計意見（AO）。所有變量的具體定義與測量方法如表2所示。

表2變量定義

2.3 模型設計

為驗證研究假設，本文采用如下基準回歸模型進行實證分析：

Npro_it=α₀+α₁Guin_it+α₃Control_it+ν_i+λ_t+δ_it

基于江艇[2的機制檢驗方法，本文設計了兩階段回歸模型來驗證潛在作用機制：

Mediator_it=β₀+β₁Guin_it+β₃Control_it+υ_i+λ_t+δ_it

本文構建的計量模型中， i 和 t 分別表示企業個體和年份。其中，被解釋變量 Npro_it 用于衡量第 i 家企業在第 Ψ_t 期的新質生產力發展水平；核心解釋變量 Guin_it 用于刻畫該企業的綠色創新能力； Control_it 為涵蓋多維特征的控制變量組合； Mediator_it 在機制檢驗中充當中介變量； υ_i 和 λ_t 分別表示控制行業固定效應和年份固定效應； δ_it 是隨機擾動項。

3實證結果與分析

3.1 描述性統計

表3報告了主要變量的描述性統計結果。數據顯示，新質生產力（Npro）的平均水平達到1.988，標準差為0.901，說明新質生產力水平在各企業中基本呈現正態分布情況，符合研究假設前提。同時新質生產力指標呈現出明顯的離散特征，這一分布特征表明不同企業間新質生產力發展水平存在差異。

另外，根據解釋變量Guin的描述性統計結果，同樣也說明企業綠色創新能力基本符合正態分布且在企業間存在明顯差異，表明本次研究樣本選取合適。多重共線性檢驗顯示，各變量VIF值均處于 1.14～1.71 的低水平區間，遠低于臨界值10，表明模型變量間不存在顯著多重共線性問題，保證了回歸結果的可靠性。

表3變量描述性統計結果

3.2 基準回歸

表4基準回歸結果顯示，綠色創新能力（Guin）的系數在 1% 水平顯著為正，驗證了假設 H₁ 。該結果在不同模型設定下保持穩健：從列（1）簡單回歸到列（2）加入固定效應和列（3）加入控制變量，再到列（4）全模型，綠色創新能力（Guin）系數始終顯著。原因可能是，企業在進行綠色創新過程中，通過一系列技術、產品、服務的改進，提高勞動資料使用效率，降低勞動對象耗損情況直接影響新質生產力發展水平；并且，企業綠色創新需要一定高科技人才作為支撐，隨著企業人才隊伍不斷擴大，因而從勞動者方面間接影響新質生產力發展水平。

表4基準回歸結果

注：括號內報告的為異方差穩健標準誤修正后的t統計量； ， ??_plt;0.05 . ???_plt;0.01 。下同

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 工具變量法

本文采用工具變量法處理潛在的內生性問題。工具變量選取基于雙重策略：首先，使用解釋變量的一階和二階滯后項，利用時間維度差異緩解反向因果；其次，借鑒同地區同行業綠色創新能力的均值作為工具變量，這一設計基于行業區域集聚效應理論，即同一區域和行業內的企業往往在創新實踐上存在示范效應和競爭模仿，因而該工具變量與目標企業綠色創新能力具有相關性，同時又不會直接影響企業個體的生產力水平，完全滿足工具變量的外生性和相關性要求。這種雙重檢驗策略顯著增強了研究結論的可靠性。

工具變量檢驗結果支持模型設定的有效性。如表5所示，第一階段回歸中，工具變量系數均在 1% 水平顯著C _plt;0.01） 。Kleibergen—Paap檢驗證實工具變量有效性：LM統計量顯著（ Φ_?plt;0.01 ），WaldF值超過Stock-Yogo臨界值（9.08），排除了弱工具變量問題。

第二階段結果顯示，控制內生性后Guin系數保持1% 水平顯著（ ielt;0.01 ），證實綠色創新對新質生產力的因果效應。Hansen檢驗 （p=0.1903gt;0.1） 進一步支持工具變量外生性。

表5工具變量檢驗結果

表6替換核心變量回歸結果

3.3.2替換被解釋變量

參考宋佳等[28]的研究，使用兩要素理論構建新質生產力指標進行穩健性檢驗。回歸結果如表6列（1）所示，Guin的回歸系數在 1% 的水平上顯著，說明企業綠色創新能力對企業新質生產力有正向影響作用，且回歸系數符號與基礎回歸一致，表明研究結論具有穩健性。

3.3.3 替換解釋變量

為確保研究結論的可靠性，本文采用剔除外觀設計專利后的綠色專利申請總量（對數）作為綠色創新能力的替代指標進行穩健性檢驗。這一處理基于以下考量：外觀設計專利主要涉及產品外觀改良，難以充分反映企業的實質性研發創新能力。表6列（2）顯示，替代變量Guin1的回歸系數在 1% 顯著性水平上保持正向顯著0 （plt;0.01 ），且系數符號與基準回歸結果一致。這一發現進一步驗證了綠色創新能力對企業新質生產力促進效應的穩健性。

3.3.4 剔除異常年份

考慮到 2020-2022 年新冠肺炎疫情可能對研究結果產生干擾，本文通過剔除該特殊時期樣本進行穩健性檢驗。表6列（3）結果顯示，在排除疫情干擾后，綠色創新能力的回歸系數在 1% 水平上仍保持顯著正向影響（系數 =0.065，plt;0.01） 。這一結果不僅驗證了基準回歸結論的可靠性，更表明企業綠色創新能力對新質生產力的促進作用具有跨時期的穩定性，不受特殊外部沖擊的顯著影響。

表7機制檢驗結果

3.4 機制檢驗

3.4.1 融資約束

表7列（1）報告了以融資約束作為中介變量的回歸結果。結果顯示，企業綠色創新能力的提升能夠顯著緩解融資約束（系數 =-0.225 plt;0.01 ），且Sobel檢驗結果進一步證實了中介效應的存在 （p=0.017lt;0.05 ，支持了本文的假設 H₂ 。這一發現表明，企業綠色創新能力的提升能夠通過緩解融資約束來促進新質生產力的發展。其可能的內在機制在于，綠色創新能力的提升向市場傳遞了企業可持續發展能力和技術實力的積極信號，降低了外部投資者與企業之間的信息不對稱，從而改善了企業的融資環境。

3.4.2 數字化轉型

表7列（2）展示了數字化轉型作為中介變量的實證檢驗結果。研究發現，綠色創新能力對數字化轉型程度具有顯著正向影響（系數 =0.066，plt;0.01） ，Sobel檢驗進一步證實了中介效應的統計顯著性 （p=0.000 5lt; 0.05），支持了本文假設 H₃ 的成立。這一結果表明，企業綠色創新能力的提升能夠通過促進數字化轉型來推動新質生產力的發展。其可能的內在機制在于，綠色創新活動的開展要求企業具備較強的數據處理和分析能力，這種技術需求促使企業主動提升數字化水平，包括加強數據采集、優化分析流程、完善信息系統等。

表8異質性分析結果

3.5 異質性分析

3.5.1產權性質異質性

為考察企業產權性質的調節效應，本文基于企業產權性質進行樣本分組分析，將研究對象區分為國有企業（ PR=1 ，包括中央和地方政府控股企業）與非國有企業（ PR=0 ）兩個子樣本。表8列（1）、列（2）的回歸結果表明，綠色創新能力對企業新質生產力的積極影響在兩類企業中均具有統計顯著性（ Φ_plt;0.01 。進一步采用似無相關模型（SUR）檢驗組間系數差異，結果顯示p值為0.169（gt;0.1） ，無法拒絕原假設，表明綠色創新能力對新質生產力的提升效應在不同產權性質企業間不存在顯著差異。

3.5.2行業性質異質性

為考察行業特征的調節效應，本文依據環境監管強度將樣本劃分為重污染企業（ zwr=1 和非重污染企業（ σ_zwr=0 ）兩組。表8列（3）列（4）回歸結果顯示，兩類企業的綠色創新能力均顯著促進新質生產力發展（重污染企業系數為 0.095，plt;0.01 ；非重污染企業系數為0.075，plt;0.01） 。通過似無相關模型（SUR）檢驗發現，組間系數差異的p值為 0.016（lt;0.05） ，表明綠色創新的生產力提升效應存在顯著行業異質性。具體而言，重污染企業的邊際效應更強，這可能源于兩個機制：一方面，重污染企業初始綠色創新水平較低，提升空間更大；另一方面，環境規制壓力促使重污染企業更有效地將綠色創新轉化為新質生產力。

3.5.3 技術特征異質性

為考察企業技術特征的調節效應，本文依據創新屬性將樣本劃分為高科技企業 （gkj=1） 和非高科技企業（gkj=0 兩組。表8列（5）列（6）回歸結果顯示，兩類企業的綠色創新能力均顯著促進新質生產力發展（高科技企業系數為 0.075，plt;0.01 ；非高科技企業系數為0.091，plt;0.01） 。通過似無相關模型（SUR）檢驗發現，組間系數差異的p值為 0.024（lt;0.05） ，表明綠色創新的生產力提升效應存在顯著的技術異質性。具體而言，非高科技企業的邊際效應更為突出，這可能源于：非高科技企業初始綠色創新基礎相對薄弱，具有更大的改進空間，而高科技企業已具備較強的創新體系，綠色創新的邊際貢獻相對遞減。

4結論與建議

4.1 研究結論

本文以 2010-2022 年上市公司為樣本，實證檢驗了綠色創新能力對企業新質生產力的影響，研究發現：① 綠色創新能力顯著提升了企業新質生產力水平，該結論在內生性處理和多種穩健性檢驗后仍然成立； ② 機制分析表明，綠色創新主要通過兩條路徑促進新質生產力發展：一是緩解融資約束，二是推動數字化轉型； ③ 異質性檢驗表明，這種促進作用在高科技企業和非重污染企業中表現更為顯著。

4.2 政策建議

基于以上結論，提出以下政策建議：

第一，企業應將綠色創新作為核心發展理念，系統推進綠色創新實踐。當前我國企業綠色創新整體仍處于初級階段，存在認知不足與實踐滯后等問題。為此，應該： ① 將綠色創新納入企業戰略規劃，建立長效機制；② 在經濟不確定性背景下，更應堅持合規經營，避免短視行為； ③ 加大生態環境保護、社會責任履行和公司治理完善等可持續發展領域的投入。通過系統性的綠色創新實踐，企業不僅能實現生產力質的躍升，更能構建面向未來的可持續競爭優勢。

第二，企業應著力構建“內外協同”的綠色創新發展體系，通過緩解融資約束和推進數字化轉型雙重路徑提升新質生產力。具體地： ① 以綠色創新為突破口，主動對接綠色金融產品，拓寬融資渠道； ② 將數字技術深度融入綠色創新全過程，構建“綠色 + 數字”雙輪驅動發展模式； ③ 通過ESG信息披露等方式增強利益相關方信任，獲取持續發展資源。這種系統性的創新實踐不僅能有效提升企業新質生產力，更有助于培育面向未來的可持續競爭優勢。

第三，政府應加強對企業創新活動的指導，促進企業綠色創新能力發展，加快形成新質生產力。特別是應加大對非高科技企業和重污染企業的引導性和激勵性政策供給，提升企業綠色創新積極性。

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（責任編輯：周媛）