企业数字化转型对绿色技术创新能力的影响研究

姜海锋，唐 亮，张珍玲

（阜阳师范大学 商学院，安徽 阜阳 236037）

近些年，我国工业化、城镇化、信息化发展取得了重大成就，但经济高速发展的同时，生态环境受到严重污染。环境治理仍然是我国社会和企业面临的重大挑战。在“碳达峰、碳中和”战略目标下，促进企业绿色技术创新是构建人与自然和谐共生新格局的重要举措之一。党的二十大报告 指出：“加快发展方式绿色转型。推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关键环节。”［1］由此可见，推动企业积极进行绿色技术创新不仅是实现我国经济高质量发展的重要引擎，也是促进人与自然和谐共生和构建美丽中国的内在要求。然而从实践来看，目前我国不少企业还缺乏绿色转型的持续动力：一方面，一些企业的绿色生产技术水平较低，传统资源要素投入比例偏高，环保绩效仍不尽人意；另一方面，企业进行绿色技术创新前期需要投入大量资金，日趋严格的环保规制进一步增加了企业的经营成本，部分企业受限于资金约束压力尚无法主动选择绿色转型。因此，探索具有企业自身特色的绿色转型之路成为当前迫切需要解决的现实问题。

《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035 年远景目标纲要》指出，把数字化转型作为生产生活和治理变革的动力，大力推动数字经济与实体经济深度融合［2］。数字化为企业开发新的商业模式提供了独特的机会［3］，在提高资源利用效率和环境可持续性方面具有重要的潜在价值［4］。数字型企业可以依托其较高的数据分析能力，去监控和分析生产过程，提高生产效率，实现资源的高效利用［5］，为企业绿色创新提供有力支持。因此，推动企业数字化转型为当前企业绿色创新发展提供了新方向和新路径。

一、文献综述

（一）数字化转型与绿色技术创新

伴随新一轮的科技变革，数字技术与企业商业模式融合发展成为当前提高企业生产效率和生态效益的主流［6］。作为富有活力的数字化商业新模式，企业数字化因其较高的精确性、系统性和实时性，不仅可以促进企业财务绩效的提升，而且可以帮助企业提高能源使用效率，减少企业的碳排放，进一步提高企业的生态效益。研究指出，数字化转型可以缓解企业与利益相关者之间的信息不对称，对企业的绿色转型具有促进作用［7-8］。数字时代，企业通过引入人工智能等技术，不仅有助于深入挖掘分析业务数据，转变企业的绿色创新模式，为企业绿色创新提供有用的决策信息，还可以帮助企业建立便捷的信息平台，降低信息供需双方的信息不对称［9］。数字化转型可以缓解融资约束，为企业创新提供持续的资金保障，激发企业绿色技术创新的积极性［10］。数字经济浪潮下，一方面，企业数字化转型符合国家战略发展要求，能够获得政府的政策扶持和财政支持［11］；另一方面，金融机构可以通过企业的数字化转型进程来评估企业的信用风险，以缓解传统信贷中信息不对称的行为，增强企业融资的可及性［12］，这有助于缓解企业因资金匮乏而减少绿色研发投入的问题［13］。

（二）政府补助与绿色技术创新

资金匮乏是阻碍企业绿色技术创新的主要因素。除了社会资金的投入，政府补助也是企业绿色创新最直接的外部资金支持［14］。研究指出，地方政府对企业的资金补助可以明显增强当地企业的绿色技术创新能力［15］。李新安通过实证研究发现，政府补贴对绿色技术创新表现出显著的促进效应［16］。曾江洪指出，政府补助可以在企业数字化转型与绿色技术创新之间发挥较强的信号传递作用，进而提升企业的绿色技术创新能力［17］。具体表现为，社会中的信息是不完整的，开展绿色技术创新的企业希望寻求外界投资和支持，期望通过获取政策补贴把不可见的绿色技术创新能力转换成外界可以看到的信息并让合作方接收［18］。因此，政府补贴可以体现出政府部门对企业绿色创新的支持，让投资人和其他公司相信企业的绿色创新能力获得了政府部门认可［19］，从而提高投资人和其他公司与绿色创新企业的合作意向，增强企业绿色创新意愿。

通过文献梳理发现，数字化转型与政府补助会对企业绿色技术创新能力产生积极影响，并且关于企业数字化转型、政府补助与绿色技术创新能力三者之间的关系研究，目前鲜有文献涉及。鉴于此，在已有研究基础上，尝试进一步从数字化转型的角度探讨企业绿色技术创新的增进方案。本文主要解决以下问题：企业数字化转型是否对绿色技术创新能力具有显著的促进作用？政府补助是否可以加强两者间的促进作用？

二、理论分析与研究假设

（一）企业数字化转型与绿色技术创新能力

数字化转型符合绿色技术创新的要素要求，渗透绿色技术创新的各个方面，不仅可以提升绿色创新的研发投入效率，还能加强利益相关者与企业的信息交流，是绿色技术创新的重要驱动力［11］。首先，数字化企业能够有效地利用数字技术帮助自身与利益相关者搭建起信息共享数字平台，进而实现信息的快速连接和深度交流。高效的信息传递和交流有助于企业优化人员管理、财务控制、综合运营等，从而帮助企业实现创新资源的多样性和科学性配置。其次，在缓解企业信息不对称的同时，数字型企业还可以同外部企业形成相互协同的创新知识共享网络，使得企业间的信息技术实现低成本渗透，从而打破企业之间因经济、地理和时间限制而减少知识和信息资源的学习障碍，有助于实现组织间的协同创新、资源共享和合作共赢，加快企业绿色技术创新能力的提升。最后，数字化企业对绿色创新项目的认识和了解也较为充分，他们会深切认识到研发投入对于绿色创新项目的意义，在进行资源分配时会注意增加绿色创新投入，进而增强企业的绿色技术创新能力。这是因为拥有较高数字技术的企业具备较为完善的信息技术知识和创新经验，能够看到领域内较多发展前景良好的绿色创新机遇，乐于接受绿色创新挑战。基于上述分析发现，在数字化转型的推动下，数字技术可以优化创新资源的配置，缓解企业信息不对称的问题，提高企业与利益相关者之间的信息共享水平，推动组织间协同创新和知识整合，增加绿色创新研发投入，从而促进企业绿色技术创新能力提升。因此，本文提出假设1。

假设1：企业数字化转型能够增强企业的绿色技术创新能力。

（二）政府补助的调节作用

首先，数字化转型背景下，企业的商业模式、运营战略等方面的改善使得企业的盈利能力和资源配置效率大幅度提升，帮助企业形成良好的市场竞争优势。企业凭借其强有力的竞争优势可以获得良好的社会声誉。根据声誉信息理论，声誉作为一种积极信号可以帮助企业获得政府的认可与资金支持，进而缓解数字化转型推动绿色技术创新过程中资金不足的问题。其次，企业数字化转型已成为大势所趋和时代要求，政府为鼓励企业积极进行数字化转型，制订了一系列的政策法规，力求为企业提供良好的数字化转型环境。为顺应社会潮流，响应时代号召，企业也会积极进行数字化转型，争取获得政府青睐和社会认可，进而获得更多的政府补贴。因此，政府补助有助于加速企业数字化转型进程，进而有助于企业自身有效整合资源、技术和人才，使更多的资金流向绿色技术创新，缓解企业绿色技术创新过程中的资金匮乏问题，从而加速经济发展绿色转型。基于上述分析发现，在我国数字技术快速发展的背景下，数字化转型可以帮助企业获得较高的政府补助，政府补助也会推动企业的数字化转型进程，缓解数字化转型促进绿色技术创新过程中资金不足的问题，进而增强企业数字化转型对绿色技术创新能力之间的正向影响。据此，提出研究假设2。

假设2：政府补助会增强企业数字化转型与绿色技术创新能力之间的正向作用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选择2011—2021 年我国沪深A 股上市公司的数据作为研究样本，并根据以下原则对样本进行筛选：剔除金融行业公司；剔除ST 和PT 公司，剔除缺少样本数据的公司。共获得2011—2021 年2 816 家样本公司，11 347 个样本观察结果。为了获得样本公司的绿色专利数量，从中国研究数据服务中心获得了所有A 股上市公司的专利分类号信息，并将其与世界知识产权组织发布的“国际专利分类绿色清单”相匹配，最终获得衡量企业绿色技术创新能力的数据。从沪深证券交易所官方网站获取上市公司年报进行文本分析，以关键词的方式评估企业数字化转型水平。政府补助和控制变量等数据均来自国泰安数据库。连续变量在上下1%的水平上进行了缩尾处理。

（二）变量定义

1. 被解释变量

绿色技术创新能力（Ginnov）。因为专利申请数据比专利授予数据更稳定、可靠和及时，因此参考Chen、Yi、Zhang 等［20］和Pan、Liu、Bai 等［21］的研究经验，使用绿色专利申请来衡量企业绿色技术创新能力。

2. 解释变量

企业数字化转型（Dig）。根据年报中的相关信息评估企业数字化水平。数字化转型是公司高质量发展的关键战略，在公司年报中反映这些信息相对更容易。因此使用Python 爬虫功能收集和整理了沪深交易所所有A 股上市公司的年报，并使用R语言提取了所有文本内容。通过分析上市公司年报中包含数字化相关关键词，并将年报中关键词出现的次数加1 取对数作为衡量企业数字化转型程度的指标。企业数字化相关关键词的选取具体参照赵宸宇、王文春、李雪松［22］的研究经验。

3. 调节变量

政府补助（Gov）。根据上市公司本年度获取的政府补贴的总额来衡量政府补助。

4. 控制变量

参考相关文献并结合研究实际情况，选择两职合一、资产负债率、企业规模、产权性质、盈利能力、企业年龄、成长能力、是否亏损和管理层持股比例作为控制变量，并设置行业和年份虚拟变量以控制行业和时间对回归结果的影响。本文中关键变量和控制变量的具体定义，见表1。

表1 变量定义表

（三）模型构建

为了有效识别企业数字化转型对绿色技术创新能力的影响，设置回归模型（1）对假设1 进行验证。

为了有效识别政府补助在企业数字化转型与绿色技术创新能力之间具有正向调节作用，设置回归模型（2）对假设2 进行验证。

四、实证分析

（一）描述性统计

统计结果显示，绿色技术创新能力的标准差和均值分别为0.840 和0.426，标准差明显大于均值，表明我国企业的绿色技术创新能力差异较大。企业数字化转型的中位数和均值分别为1.946 和2.127，中位数小于均值，表明我国企业数字化转型的总体程度偏低。政府补助的中位数和均值分别为15.624和15.307，最小值为8.517，中位数与均值均明显大于最小值，说明我国政府对企业的资金补助力度较大，能较好地缓解企业的资金约束压力，进而帮助企业有较多的资金进行绿色技术研发投入。控制变量的数值分布情况并无异常，研究样本选择较为合理，见表2。

表2 描述性统计分析

（二）多元回归分析

多元回归分析结果，见表3。通过结果（1）可以看出企业数字化转型与绿色技术创新能力之间的系数为0.082，且在1%的水平下通过了显著性检验，表明二者具有显著正相关关系。在加入控制变量后，结果（2）显示企业数字化转型的系数为0.074，且在1%的置信水平下显著正相关，因此假设1 得到验证。具体而言，数字化转型的企业能够运用具有代表性的数字化技术重组产品制造、设计开发、技术流程等创新要素，提高企业生产效率以及能源和原材料使用效率，进而促进企业绿色技术创新能力的提高。结果（3）中，企业数字化转型与政府补助的交乘项的系数为0.005，且在10%的水平下通过显著性检验。作为企业日常经营活动中的事前补贴，政府补助能够解决企业科研资金紧张的问题，增加企业的绿色技术创新意愿。同时数字化转型可以帮助企业实现精准生产，优化资金配置，提高资本利用效率，较大限度地发挥政府补助对企业绿色技术创新的激励作用。因此，在政府补助的条件下，企业数字化转型对绿色技术创新能力的促进作用会得到增强，研究假设2 得到验证。

表3 多元回归分析结果

（三）内生性检验

为缓解变量间存在的内生性问题，首先，参考李唐的做法［23］，借鉴Lewbel 的研究思路来构造企业数字化转型的工具变量［24］，将企业数字化转型与按行业和省份分类的数字化转型均值差额的三次方作为工具变量。表4 中结果（1）的第一阶段结果显示，工具变量L_Dig 的系数在1%的水平下显著为正，即本文选取的工具变量满足相关性条件。结果（2）的第二阶段结果显示L_Dig 的系数仍在1%的水平下显著为正。

表4 内生性检验结果

其次，绿色创新活动不同于普通的创新活动，需要更严格的控制和规划，甚至更长的生产周期。因此，为了避免时间滞后对实证结果产生影响，选择使用滞后解释变量的方法解决变量选择的内生性问题。表4 回归结果（3）（4）（5）反映了企业数字化转型滞后一、二、三个时期后的回归结果。结果表明数字化转型的系数均在1%水平下显著正相关，即本文核心结论稳健可信，见表4。

（四）稳健性检验

为确保企业数字化转型与绿色技术创新能力之间正向作用的稳健性，首先，采用了更换被解释变量的方法进行稳健性检验，将企业绿色专利获得量加1 取对数作为本文研究的被解释变量（Ginnov2），然后依次进行回归。表5 的（1）和（2）表明企业数字化转型系数为0.040 且在1%水平下显著正相关，企业数字化转型与政府补助的交乘项系数为0.004 且在10%的水平下通过显著性检验。

表5 稳健性检验结果

其次，采用更换解释变量的方法进行稳健性检验，借鉴吴非等［25］的研究经验，重新构建企业数字化转型关键词，对企业数字化转型进行重新测算，得到新的企业数字化转型（N_Dig）衡量指标，然后依次进行回归。表5 的（3）和（4）表明企业数字化转型系数为0.066，且在1%水平上显著正相关，企业数字化转型与政府补助的交乘项系数为0.004，且在5%的水平下通过显著性检验。稳健性检验结果表明研究假设依旧成立，因此研究假设较为稳健，见表5。

（五）进一步分析

1. CEO 信息技术背景的异质性分析

Heath 和Tversky 指出，当人们对某项决定具有较多了解时，会体现出过度的自信，因为他们会把好结局归于自己的成功决策，而把坏结局归于运气等外部原因［26］，相类似的是，由于具有一定信息技术背景的CEO 对公司在技术业务相关方面的了解与掌握程度高，也就会更有信心进行绿色技术创新项目。因此，根据企业CEO 是否具有信息技术背景，将研究样本划分为两组进而验证企业数字化转型对绿色技术创新能力影响的异质性。通过对上市公司CEO 的教育背景和工作经历进行手工整理，然后对样本进行分组。当CEO 具有与企业信息化管理、信息技术相关的教育或从业经历时，认为该CEO 具有信息技术背景，相反，则认为该CEO 不具有信息技术背景。分析结果，见表6。

表6 进一步分析检验结果

通过表6 回归结果（1）（2）可以发现，CEO 信息技术背景的企业中，数字化转型的系数为0.150，且在1%水平上呈显著正相关，非CEO 信息技术背景的企业中，数字化转型的系数为0.056，且在1%水平上呈显著正相关。同时由Bootstrap 法检验得到的组间差异系数的经验p 值为0.094，且在1%水平下通过显著性检验。这表明具有技术背景的CEO 拥有较为完善的技术知识和创新经验，能够看到领域内发展前景较好的绿色创新机遇。因此，在具有CEO 信息技术背景的企业中，数字化转型对企业绿色技术创新能力的促进效果更好。

2. 产权性质的异质性分析

新制度组织理论认为，制度环境会深刻影响企业创新技术投资，产权配置以及产权的安全性是影响企业投资的重要因素，并对企业绿色技术创新产生异质性影响［27］。黄速建、肖宏军、王欣认为，国有企业高质量发展具有较强的制度依赖，产权制度、政企关系等制度的变革会对国有企业发展产生重大影响［28］。一方面，国有企业要承担的环境保护任务要重于非国企，这是其特有的所有权性质造成的。另一方面，推进重点行业和重要领域实现绿色转型是政府部门较为关注的重点任务，是企业实现高质量发展的必由之路。与非国企相比，国有企业因其特殊的产权性质，在完成战略目标的同时还要在环境治理和生态恢复方面承担较多责任，这促使它们更自觉地开展绿色技术创新。因此，根据产权性质将研究样本划分为国有企业与非国有企业两组，进而验证绿色技术创新能力的异质性。

通过表6 回归结果（3）（4）发现，国有企业数字化转型的系数为0.094，且在1%水平上呈显著正相关，非国有企业数字化转型的系数为0.067，且在1%水平上呈显著正相关。由Bootstrap 法检验得到的组间差异系数的经验p 值为0.026，且在5%水平下通过显著性检验。这表明数字化转型在国企与非国企中均能促进绿色技术创新能力提升，但在国有企业中的促进效果更好。

3. 企业规模的机制分析

企业数字化转型需要较多的资源，如扎实的信息技术、充足的资金投入和专业技术过硬的科技人才。不同规模的企业拥有的社会资源和自身资源禀赋差距明显。相比于中小企业，大型企业拥有较丰富的资源、技术和人才，能够及时、良好地进行数字化转型，使数字化转型最大程度地与绿色创新技术相结合，真正发挥其积极影响，推动企业绿色转型。因此从企业规模角度出发，对企业数字化转型与绿色技术创新能力之间的关系作进一步实证探究。

从表6 回归结果（5）可以发现，企业规模与数字化转型的交乘项系数为0.022，且在1%的水平上显著正相关，说明企业规模越大，企业数字化转型对绿色技术创新能力产生的影响就越强。因为大型企业拥有较丰富的资源、技术和人才，这些条件有助于企业数字化转型过程中最大程度地与绿色创新技术结合，所以企业规模在企业数字化转型与绿色技术创新能力之间起到正向调节作用。

五、结论与启示

以2011—2021 年我国沪深A 股上市公司为研究样本，对企业数字化转型与绿色技术创新能力之间的关系进行了探讨，得出如下结论：企业数字化转型与绿色技术创新能力之间呈现显著正相关关系，通过对调节机制研究发现，政府补助对企业数字化转型与绿色技术创新能力之间的正向关系起正向调节作用。进一步研究发现，国有与CEO 信息技术背景的企业，对数字化转型与绿色技术创新能力的促进作用较强；企业规模会增强企业数字化转型与绿色技术创新能力之间的促进作用。

结合上述研究结论提出以下建议：从企业角度出发，企业应当更加注重数字化转型的长期效益，及时调整公司战略方向，加强绿色创新活动。企业不能因为眼前的利益而放弃可持续发展为企业带来的益处，在制定经济发展策略的同时，要将绿色转型发展放在重要位置，积极主动进行绿色技术创新活动，提升企业可持续生产率。企业数字化转型要突破传统技术框架的壁垒，要依靠社会发展进程中的新产品、新技术、新理念，将数字化、信息化、智能化等相关技术和发展模式融入绿色发展当中，提升企业绿色创新能力。企业应借助数字化技术的高创新性，推动人工智能、大数据等技术与企业业务深度融合，带动传统生产技术水平提升，实现基础设施升级换代，在整体上促进企业生态环境保护与经济绿色发展的协同进步。

从政府角度出发，政府应积极引导企业进行绿色技术创新，帮助企业树立环境保护和绿色发展意识。政府应发挥自身的监督和引导作用，让政策监管与政策激励并行，引导和监督企业进行技术创新和绿色转型，让数字化转型对企业绿色技术创新的正向激励作用充分发挥出来。政府应积极发挥自身的社会服务性，加快社会数字化、信息化、智能化服务水平，在此基础上不断完善社会治理体系和治理能力现代化，以更科学的公共政策和更高效的治理能力，优化社会资源运行模式，提高环境治理水平。