数字化转型对企业绿色技术创新的影响及作用机制——基于2011—2019年我国A股上市公司数据的分析

■/ 于冰花

一、引言

中国作为世界上最大的制造业大国，其发展主要依靠国民经济中的制造业，但是制造业的能源消耗占全国的50%以上（成漫丽，2020）。推动高质量发展，深化创新，实现产业转型向数字智能化、环境绿色化迈进迫在眉睫。为此，中国在《巴黎协定》框架下提出了碳减排的双控目标。需要强调的是绿色低碳科技创新是“碳达峰”得以实现的重要途径。2021年国务院提出企业是实现绿色创新主要参与者和行动者，各企业应加快实施绿色低碳科技创新，加快推进绿色技术革命。绿色技术凭借其高效、低碳、循环的特点成为经济和环境可持续发展的重要推动力。

当今时代，互联网与信息技术的日新月异发展，大数据，区块链等高新互联网科技技术的出现不仅改变了人们的生活方式，也掀起了传统实体经济向效率数字经济转变的浪潮。大数据、人工智能等技术逐渐成熟为数字经济的发展提供了现实技术支持（陈德球等，2022）。根据中国信通院发布的《中国数字经济发展与就业白皮书（2022）》，截止到2021年底，中国数字经济规模达45.5万亿元，占GDP总量的39.8%，产业数字化程度达到37.2万亿元，占GDP总量的32.5%。发展数字经济的重要性毋庸置疑，工业互联网已成为企业数字化转型的主要方式（高意，2023）。随着全球经济竞争的白热化，经济数字化和绿色化已成为世界经济和社会转型的重要趋势。在经济发展和环境保护的双重要求下，党和国家高度重视经济数字化和绿色化融合发展（李政，2022）。

二、理论分析与研究假设

（一）数字化转型与绿色技术创新

随着互联网技术的普及以及大数据、云计算等数字技术的兴起，数字技术的应用迫使企业的数字化转型已然成为企业生存和发展的重要保障。数字技术可以打破传统资源交换时间和空间上的限制，利用互联网技术实现快速的资源整合和资源交换，加快资源交换的速度（李国正等，2023）。同时，数字技术的应用可以拓宽信息的获取渠道，实现获取市场信息的效率化和精准化，可以快速捕捉用户信息，制定符合消费者需求的产品，实现信息的对称交流。与此同时，经济发展带来的环境污染问题已经持续出现，要想实现经济发展和环境保护两手抓的格局，发展绿色技术创新活动是不可跨越的阶段。绿色技术创新在数字化的基础上通过降低生产能耗，减少生产废物的排放等方式既保证经济稳定发展又保护生态环境，实现经济发展和环境保护的齐头并进（孙新波等，2023）。企业在实现数字化转型之后，为了实现企业的进一步发展必然会进一步向低能耗、低碳排的方向迈进。基于以上分析，本文提出假设1。

假设1：企业的数字化转型会推动企业的绿色技术创新活动。

（二）总代理成本

代理成本有监督成本、约束成本和剩余损失等，是资产不同权之间分配时产生的费用。资产所有权与使用权的分离会产生委托代理关系，这种委托代理关系会产生代理成本。总代理成本包含所有的代理成本。总代理成本作为企业财务的重要内容直接影响企业资金支出的结构和比重。理论上，企业的数字化转型能够提高企业的经济效益，同时能够从信息获取和产品精准投放等方面降低企业运营成本，通过互联网信息技术来实现产品的推广与销售。总代理成本的减少会引导企业将成本资金投入到其他的生产或者技术开发部门，绿色技术创新部门会得到更多资金方面的支持。因此，总代理成本的变化会影响数字化转型对绿色技术创新的影响程度。企业在迫于生存和绿色发展方面的压力会着重加快实现绿色技术创新活动（杜爽等，2023）。实际上，总代理成本的增加意味着企业具有良好的经济效益，企业在资金充足的情况下会进一步扩展业务和加快产品研发以及技术研发，绿色技术创新关乎企业的未来发展，企业高层必然会增加绿色技术创新方面的投资，为绿色技术创新提供更加优越的资金条件和环境条件。事实上，企业的总代理成本的增加并非不利于企业的发展，相反，只有企业经济效益稳定增长的情况下，才会增加总代理成本。因此，总代理成本的增加可以为数字化转型促进绿色技术创新提供良好的资金和环境条件。基于以上分析，本文提出假设2。

假设2：尽管总代理成本的增加会抑制绿色技术创新，但总代理成本的增加可以为数字化转型促进绿色技术创新提供良好的资金和环境条件，从而具有正向的调节作用。

（三）研发投入

研发投入与企业的一切研发活动密切相关，投资额度的多少直接关乎研发活动的进程以及研发成果的质量。企业的发展需要新技术的支持与助力，企业开拓新的产品供给满足消费者日益增长的消费需求，同时，新的生产技术能够降低企业成本支出，提高产品生产效率，在保证企业正常产品供给的同时压缩生产成本。绿色技术创新旨在使企业能够从事绿色生产或运营活动，通过相关的绿色技术应用从根本上解决能源低效率问题以及高排污问题（周杰琦等，2023）。理论上，研发投入的增加会相应地增加企业在绿色技术创新活动上的投资，为绿色技术创新提供资金支持和良好的研发环境，从而加快数字化转型促进绿色技术创新（刘洁等，2022）。研发投入的变化影响数字化转型对绿色技术创新的作用程度。企业实际运行中，研发投入的突然增加是为了推进产品创新技术的进程，企业急于创新产品制造营收，反而会忽略绿色技术创新的研发，在一定程度上，研发投入的增加会导致出现数字化转型抑制绿色技术创新的发展的现象，研发投入的增加并不会为数字化转型促进绿色技术创新提供理想的作用条件和环境。基于以上分析，提出假设3：

假设3：研发投入的增加会促进绿色技术创新，但研发投入的增加不会为数字化转型促进绿色技术创新提供理想的作用条件和环境，从而具有负向的调节作用。

（四）金融技术

金融技术作为企业关键技术的一种，关乎企业的资金配给和业务开展。数字技术在金融方面的应用催生新的金融技术，有利于企业高效精准地进行资金配给，同时，新的金融技术能够降低企业资金配给过程中的时间成本，企业和银行等金融机构可以通过数字金融技术进行资金的往来活动，提高业务办理效率的同时又能保证金融产品的精准投放（陈胜利等，2023）。另外，企业通过金融技术的提高更加准确地控制企业研发投资金额，特别是对绿色技术创新活动的投资，利用大数据、云计算等数字技术的仿真模拟推演出适合企业规模发展的绿色技术创新投入，使得投资金额满足研发项目的需求，从而在考虑控制金融风险在内的其他资金风险下，保证研发活动能够顺利进行（关成华等，2022）。因此，将金融技术作为中介变量来研究数字化转型对绿色技术创新的影响具有理论可行性。基于以上分析，本文提出假设4。

假设4：数字化转型能够使企业将数字技术应用到金融领域促进金融技术的发展，进而科学地控制绿色技术创新投入，优化绿色技术创新环境，保障绿色技术创新活动顺利进行。金融技术对数字化转型对绿色技术创新的促进效应发挥着中介作用。

三、研究设计

（一）样本选取及数据来源

本文选择我国2011—2019年A 股上市企业作为初始样本。首先对所选取的初始样本进行初步筛选，剔除存在退市风险的ST和ST＊企业，同时为了保证整个数据的完整性和准确性，剔除数据缺失和存在问题的企业，最后得到实施数字化转型的企业总样本个数为1747个。本文的数字化转型数据来自A股上市公司的财务报告，绿色技术创新数据来源于中国研究数据服务（CNRDS）数据库和wind数据库，其他变量数据均来源于CNRDS数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量：绿色技术创新。本文将企业当年独立申请的绿色发明数量和绿色实用新型数量、当年联合申请的绿色发明数量和绿色实用新型数量、当年独立获得的绿色发明数量和绿色实用新型数量，以及当年联合获得的绿色发明数量和绿色实用新型数量统一进行加总得到绿色技术创新的衡量数值。

2.解释变量：数字化转型。数字化转型作为一种战略，肯定会在企业年报中有所体现，因此本文以上市公司年报作为基础，对其中涉及数字化转型相关的词汇进行统计，从而衡量数字化转型这一变量具有一定的可行性和合理性。我们的数据预筛选审查表明，目前数字化转型缺乏统一的衡量指标。因此，本文我们参考宋迎春等（2023）的研究，使用Python爬取上市公司年报中数字化等类似关键词出现的频率，对其进行对数化处理来作为数字化转型的量化衡量指标。

3.调节变量。

（1）总代理成本。总代理成本是企业发展总成本的重要部分，代理成本的支出直接或间接的地影响企业其他方面的运营状况，将总代理成本作为调节变量来研究数字化转型对绿色技术创新的影响情况具有一定的合理性和逻辑性。因此我们用企业行政费用与营收总额之比来作为总代理成本的衡量指标，用以研究其调节效应。

（2）研发投入。研发投入是企业直接用于科学技术研发的投资，可以直接影响企业的绿色技术创新情况。研发投入越高，更能提供好的研发环境，从而影响绿色技术创新。因此，我们用企业研发支出与营收总额之比来衡量研发投入，以此作为另一调节变量同样合乎理论性。

4.中介变量：金融技术。企业的金融技术发展情况对资金的配置和管理具有关键的影响，通过金融技术将资金合理的配置到绿色技术创新的研发上，将有利于企业开展绿色技术创新活动。因此，本文根据北京大学数字金融研究所的数据，以数字金融发展指数来表示金融技术作为中介变量来研究数字化转型对绿色技术创新的影响。

5.控制变量：本文借鉴宋迎春等（2023）研究数字化转型对企业绩效的影响，发现企业的规模和资产等因素对以企业数据为基础的研究存在内在影响。与此同时，根据Du et al（2023）对于企业数字化的研究也考虑了企业发展状况的因素。因此，为控制影响企业绿色技术创新的其他经济特征指标，我们参考现有研究，将公司规模用企业总资产表示、资产负债率用年末负债总额与资产总额之比表示、净资产收益率用年末净利润与净资产总额之比表示、托宾的Q值用企业市场价值与资产重置价值之比表示、现金流比率用现金净流量与流动负债之比表示、增长率用营业收入增长额与上一年营收总额之比表示作为控制变量加入到回归分析中。为了得到更稳健的回归结果，我们采用了双聚类回归法。

变量定义见表1。

表1 变量定义表

（三）模型构建

为了验证假设1，本文构建以下基准回归模型。首先，我们建立关于数字化转型和绿色技术创新两者之间关系的基准回归模型。模型如下。

其中，模型中X代表所有是控制变量整体的矩阵表达形式，μi表示固定个体、μt表示固定时间。

考虑到绿色技术创新具有路径依赖，文中将TGTI 的1年滞后期（TGTIi,t-1）纳入模型（1）扩展为下面的动态面板模型（2）。这种动态模型可能有助于避免变量缺失。

模型中，TGTIi，t-1表示TGTI 滞后一期的变量。其余符号的含义保持不变。本文使用GMM模型来估计模型（2）中的因果关系，将TGTIi，t-1定义为GMM模型中的IV，用以解决内生性问题，从而提高估计效率。此外，它还擅长于使用两步估计来控制异方差。GMM模型虽然可以解决干扰项的非自相关，但它不能处理TGTIi，t-1和μi的非自相关。因此，在本研究中，我们另外引入了外源性IV，建立模型（3），并使用两阶段最小二乘法来进一步检验第二阶段的内生性。

其中，IV表示工具变量，用来代替核心解释变量DT。在本研究中，通过使用工具变量来解决内生问题，我们假设IV与数字经济有关。也就是说，模型（3）满足IV和数字经济的协方差不等于0。

为了检验总代理成本和研发投入的调节作用，本文对于作用机制的检验，选用总代理成本和研发投入作为调节变量构建如下调节效应检验模型。

为了进一步探讨数字化转型对绿色技术创新影响的路径，我们选用金融技术作为中介变量构建如下中介效应模型。

四、实证分析

（一）描述性统计分析

表2展示了有关变量的描述性统计结果。在绿色技术创新方面，变量TGTI 的最大值为2377，最小值为0，均值为6.329，表明不同企业之间的绿色技术创新存在较大的差异。在数字化转型方面，变量DT均值为0.984，说明总体来看上市企业实施数字化转型的程度比较低，最小值为0，最大值为4.700，也说明不同企业之间实施程度的差异性较大。在企业绩效方面，变量TobinQ的均值为1.914，最大值达到7.027，最小值为0.876，可以看出不同企业的市场发展潜力还是存在差距。

表2 变量描述性统计表

（二）基准回归分析

本文主要研究数字化转型对绿色技术创新的影响。表3是基于两种模型的基准回归结果。（1）列和（2）列分别为未加入和加入控制变量的普通最小二乘模型回归结果，由（1）列和（2）列可知，无论是否加入控制变量，数字化转型对绿色技术创新的影响系数都为正，但不显著。（3）列和（4）列分别为未加入和加入年份和企业交互项的固定效应模型回归，（3）列显示，数字化转型对绿色技术创新的回归系数为1.408，且在1%水平上的显著，表明数字化转型和绿色技术创新之间具有显著的正相关关系。因此，假设1得以验证。（4）列显示数字化转型对绿色技术创新的回归系数为1.461，同样达到了1%的显著性水平，再次验证了假设1。这说明数字化水平的提高使得参与的企业经济效益更具规模性、效率性和融合性，给企业带来效益的同时更能促进企业开展技术创新活动。在符合国家发展要求的大前提下企业会主动投资绿色技术创新。

表3 基准回归结果

（三）内生性检验

表4中，模型（1）中的AR（1）在10%的水平上是显著的。但AR（2）并不显著，说明添加TGTIi，t-1是合理的。在同方差假设下，Sargen检验的P值为0；在异方差假设下，Hansen J检验的P值为0.197。因此，我们不能拒绝所有变量都是外生性的原假设。根据GMM估计，当IV 在1%水平时合理且显著时，数字化转型的系数为0.015。一般来说，合适的工具变量不仅要与内生变量相关，还要满足外生条件，在这种条件下，相对固定的地理变量或历史变量更符合工具变量的选择要求。企业所在城市1984年的邮政和电信数据可作为本研究的工具变量（Du et al，2023）。从相关性角度，邮政和电信数据的技术水平、使用习惯等因素都会影响互联网技术在后续阶段的应用，随着传统通信技术的不断发展，互联网技术在后续阶段的应用也将受到影响。从外生性角度，该数据与数字化转型的关联性较弱，满足排他性要求。因为1984年的邮电业务量是不变的，因此邮电业务量与时间虚拟变量的乘积变量的乘积作为一组IV进行两阶段最小二乘估计。

表4 内生性检验结果

（四）异质性检验

本研究在分析数字化转型对不同所有权企业绿色技术创新影响的异质性时，将企业分为私有企业、地方国有企业、中央国有企业和外资企业。最终得到的私有企业样本个数为7231、地方国有企业样本个数为3999、中央国有企业样本个数为1859、外资企业样本个数为280。表5是异质性的检验结果，由表5可知，对私有企业，地方国有企业和中央国有企业来说，数字化转型对绿色技术创新的影响情况与前文研究结果一致。对外资企业而言，数字化转型对绿色技术创新的影响效果不显著，主要原因可能是由于外资企业较其他企业能更早的从国外引进数字技术从而实现企业的数字化转型，进而开展符合本国发展要求的绿色技术创新活动，相较于外资企业，国内的企业在数字化转型的道路上要落后，因此，国内的数字化转型对绿色技术创新的影响在外资企业上表现出微乎其微的效果。

表5 异质性检验结果

（五）稳健性检验

前文的分析是基于将企业绿色技术创新数量加总的情况下得出的。为了使研究的结果具有稳健性，我们将企业通过不同渠道获得的不同类型的绿色技术创新分开来，依次研究数字化转型对绿色技术创新的影响。分别研究了数字化转型对企业当年独立申请的绿色发明数量（Sag）和绿色实用新型数量（Sapg），当年联合申请的绿色发明数量（Uag）和绿色实用新型数量（Uapg），当年独立获得的绿色发明数量（Sog）和绿色实用新型数量（Sopg），以及当年联合获得的绿色发明数量（Uog）和绿色实用新型数量（Uopg）的影响。研究结果如表6所示，数字化转型能够有效促进企业通过不同渠道获得的不同类型的绿色技术创新，数字化转型与不同类型绿色技术创新都存在正的相关关系，偏回归系数都达到了5%的显著性水平以上，与核心 结果保持一致。再次证明了核心结果的稳健性。

表6 稳健性检验结果

（六）机制分析

数字化转型对绿色技术创新的影响会因环境的不同和渠道路径的不同而表现出出人意料的结果。总代理成本作为企业投资的主要部分，对企业的发展具有重要的影响，特别是企业的效益方面。而研发投入直接关乎绿色技术创新活动能否直接有效进行，大力度的研发投入可以为绿色技术创新提供良好的资金支持，为绿色技术创新活动提供良好的发展环境。表7详细展示了总代理成本和研发投入对数字化转型和绿色技术创新之间关系的影响情况。总代理成本的回归系数为-13.619，总代理成本和数字化转型的交互项的回归系数为7.365，且都达到了1%的显著性水平。正如假设2的猜想一样，理论上，总代理成本的增加会削减在绿色技术创新方面的投入，从而抑制绿色技术创新发展。实际上，总代理成本会增加意味着企业具有良好的经济效益，并不会减少对绿色技术创新活动的投资，反而总代理成本的增加为数字化转型促进绿色技术创新提供了环境条件。另外，研发投入的回归系数为0.880，研发投入和数字化转型的交互项的回归系数为-0.214，且都达到了1%的显著性水平，符合假设3的理论预期。理论上，研发投入的增加会促进绿色技术创新活动的开展；事实上，研发投入的突然增加是为了推进产品创新技术的发展，企业急于创新产品，制造营收，反而会忽略绿色技术创新的发展，在一定程度上，研发投入的增加会出现数字化转型抑制绿色技术创新的发展的现象。因此，研发投入与数字化转型存在互为替代的关系。研发投入的增加并不会为数字化转型促进绿色技术创新提供理想的作用条件和环境。研发投入为数字化转型对绿色技术创新的促进效应发挥了负向调节作用。

表7 调节效应检验结果

金融技术作为企业关键技术的一种，在数字化转型过程中扮演着非常重要的角色。数字化转型依托工业互联促进企业金融技术的发展，在保证企业经济效益的同时，进而推进绿色技术创新活动的开展。表8展示了金融技术作为中介变量的回归结果，数字化转型对金融技术的偏回归系数为1.680，金融技术对绿色技术创新的偏回归系数为0.041，且都达到了1%的显著性水平。表明数字化转型确实能够通过金融技术的提升，进而促进绿色技术创新的发展，结果验证了假设4。

表8 中介效应检验结果

五、研究结论

通过以上研究，本文得出以下结论：1.数字化转型能促进绿色技术创新的发展。通过建立回归模型对数字化转型与绿色技术创新之间的关系进行了研究，得出的结论是数字化转型能够显著促进绿色技术创新。数字化转型不仅能够帮助企业适应新的发展生态，保证企业的经济效益，还能激发企业的产品技术的创新，金融技术创新和绿色技术创新等。2.通过建立调节效应模型，对总代理成本和研发投入如何作用于数字化转型对绿色技术创新影响进程进行了分析研究，发现总代理成本的减少能提高进绿色技术的研发投入，进而加强数字化转型促进绿色技术创新的影响。但是总代理成本的提高意味着企业具有良好稳定的经济效益，可以为数字化转型促进绿色技术创新提供良好的作用环境。此外，总的研发投入的增加会带来绿色技术创新投资的增加，从而为绿色技术创新活动提供良好的研发环境，进而促进绿色技术创新。但是研发投入的突然增加并不能为数字化转型促进绿色技术创新提供良好的作用环境，原因可能是研发投入的突然增加是为了推进产品创新技术的发展，企业急于创新产品，制造营收，反而会忽略绿色技术创新的发展。3.通过建立中介效应模型对数字化转型影响绿色技术创新的作用渠道进行了分析，结果表明金融技术可以是合适的机制变量，数字化转型促使企业应用数字技术，其在金融上的应用促进了金融技术的发展，金融技术依托云计算、大数据等技术对绿色技术创新的研发投入进行科学配给，从而促进绿色技术创新的发展。

数字化转型是企业顺应时代发展潮流应运而生的企业转型模式，能在当今世界经济处于大变局的情况下实现企业经济创收，保证企业正常平稳运行的科学模式。与此同时，来自环境方面的压力也迫使企业寻找新的生产技术，因此，绿色技术创新对企业的发展同样至关重要。企业在实现数字化转型的过程中应该着重投入绿色技术创新，从而使企业在技术上跟得上潮流，保证企业的正常财务营收，在排污上符合国家标准，实现能耗低碳化、生产效率化。企业应加快数字技术的产业布局，统筹产业数字化和数字产业化两个大局，充分利用数字技术实现生产活动和研发活动的顺利进行。利用信息技术对企业的财务情况和资金情况进行精准高效把控，从而实现资金在企业各个生产部门或研发部门的有效配置，以企业的成本最小化实现企业的营收最大化。