数字化转型、市场竞争与企业绿色创新

胡云飞，戴国强

（上海财经大学金融学院，上海 200433）

0 引言

数字化转型作为一个核心概念，通常是指企业利用现代信息技术对其生产和管理流程进行升级和改造，以满足不断变化的消费者需求的过程[1]。目前学术界普遍达成的共识是将数字化转型分为三个阶段：信息化、数字化和数字化转型。在信息化阶段，企业引入和整合新技术；在数字化阶段，数字技术被用于更新和改革企业的现有技术系统；最终，在数字化转型阶段，数字技术成为企业整体战略生态系统的一部分，引导生产和运营模式的根本性重塑[2]。自21世纪初以来，数字化浪潮已在全球范围内迅速蔓延，并广泛渗透到企业的各个领域，涵盖了生产、服务、绿色研发创新等多个方面[3]。数字化发展对企业绿色技术创新产生了深刻而广泛的影响。它不仅为绿色技术创新提供了必要的支持和环境，还催生了全新的商业模式和创新途径，为经济的高质量发展和绿色可持续发展提供了强大的推动力。郭丰等（2023）[4]提出企业数字化转型不仅提升了企业绿色技术创新数量，还显著提高了创新质量，并且对国有企业创新的促进效应显著高于非国有企业。数字化时代的来临为企业提供了机遇和挑战，创新和改进能使得企业在竞争激烈的市场中脱颖而出，实现可持续发展和企业提高竞争地位的双赢局面。深入研究企业数字化转型、绿色创新和市场竞争之间的关系，对于指导企业战略和政府部门政策制定具有重要意义。

本文以2012—2021 年中国A 股上市公司为研究对象，采用新发布的企业数字化转型指数作为解释变量，研究数字化转型对绿色创新的影响，并深入探讨了企业竞争地位在数字化转型与绿色创新之间的调节作用。本文对企业创新的相关文献进行了丰富，通过研究数字化转型对企业绿色创新影响的地域差异、企业类型差异以及专利类型差异，进一步细化了数字化转型对创新的具体影响机制，为充分发挥数字化转型对中国经济高质量发展的积极作用提供了参考依据。

1 理论分析和研究假设

1.1 数字化转型与企业绿色创新

数字化转型是企业可持续发展的战略决策，通过丰富信息、降低交易费用，为高质量发展创造有利条件[5]。数字化转型通过促进要素重组、降低运营成本、提高运营效率，从而推动了生产方式的变革和技术创新。数字化转型也整合了资本和劳动要素，优化了产业智能，并应用于生产和消费领域，实现数字经济的质量变革、效率变革和动力变革。虽然数字化并不直接参与生产过程，但它可以在生产过程中影响其他要素[6]。社会数字化的进展为人们提供了便捷获取知识和技能的途径，从而促进了人力资本的积累。这种人力资本水平的提高推动了科技进步。

进一步细分，首先，企业数字化转型有助于集成分散的信息和资源，促进与创新项目相关的协同合作，以提高企业的运营效率，并减少创新要素不匹配的潜在问题[7]。数字技术的应用使得大规模数据能够被整合并精炼成为有助于决策者制定策略的信息，这提升了决策者在推动创新方面的主观能动性；数字化转型与传统实体产业的融合激活了企业未充分利用的资源，带来了额外的益处[8]。这一融合为企业创新提供了内在的推动力。其次，数字化转型有助于促进要素重组配置和技术革命，逐渐将工业生产从生产率较低的部门转移到增长迅速的部门。数字化转型还能监控生产环节，通过产品生命周期来实现绿色生产，提高工业去产能的生产效率。数字技术的应用有助于资源的有效配置，最大程度地发挥环境与资源的潜力[9]；还可以显著减少企业库存周转天数，提高供应链效率[10]，通过提升资本配置效率和内部控制水平促进企业高质量发展[11]。最后，数字化转型对企业降低运营成本和提高运营效率起到了关键作用。从企业的角度来看，数字化转型改进了研发、制造和整体企业管理流程。互联网技术改变了企业的运营方式，通过优化技术提高了企业的能源利用效率；数字化能够显著提升企业的智能化水平，促进创新流程的优化，减少其他信息搜索成本[12]。基于此，本文提出：

假设1：数字化转型会推动企业绿色创新水平提升。

1.2 企业竞争地位的调节作用

企业竞争地位与市场创新之间的复杂关系引发了多种讨论。首先，有学者认为竞争的激烈程度会在一定程度上促进企业研发投入，这体现在熊彼特效应和逃避竞争效应的博弈力量上，二者的相互作用导致竞争与创新之间呈现“倒U”型关系[13]。其次，有学者认为企业竞争地位的提高将促进创新投入和创新产出，并进一步提升创新效率[14]。从作用机制角度而言，企业竞争地位对创新具有多重作用途径，包括高管激励、信息透明度、知识产权保护等[15]。最后，还有学者指出企业竞争地位的强化会对企业技术创新产生负向影响[16]，因为激烈的竞争可能导致企业之间相互模仿，造成产品同质化，从而使研发投入与绩效之间的关系不一定成正相关。因此，企业竞争地位与创新投入之间的关系具有复杂性和多样性，需要进一步研究以深入理解其机制和影响。

数字化转型和企业竞争地位之间也存在复杂的相互关系，按照熊彼特的创造性破坏概念[17]，创新企业通过不断驱动对技术优势的追求，以及对短暂垄断利润的追逐，推动着创新、模仿和技术扩散的循环过程。这使得小型、灵活、高度创新的数字初创企业能够在市场中获得份额，从而降低了整体市场的竞争程度。然而，市场竞争力、数字化转型和绿色技术创新之间的关系会受到行业动态、企业战略、监管环境等多种因素的影响。在竞争不激烈的市场环境中，公司管理层可能缺乏足够的动力进行长期持续的技术投资，同时可能减少对绿色创新的投入。基于此，本文提出：

假设2：企业竞争地位的提高会削弱数字化转型对企业绿色创新的促进作用。

2 研究设计

2.1 模型设定

为验证数字化转型是否促进企业绿色创新，以及企业竞争地位是否会削弱二者之间的正向促进作用，本文以绿色创新为被解释变量、数字化转型为解释变量，构建以下模型：

其中，下标i表示企业，t为时间，GTit表示企业i在t时期的绿色创新，DTit表示企业i在t时期的数字化转型程度，Controlit表示控制变量集合，μi和γt分别为行业和时间固定效应，εit为外生扰动项。根据上述理论分析，若DTit的系数β1显著为正，则假设1 得到验证。

为进一步检验企业竞争地位的调节效应，在式（1）的基础上纳入企业竞争地位与数字化转型的交互项，构建如下模型：

其中，LNit表示企业i在第t年的竞争地位，DTit×LNit为数字化转型（DT）与企业竞争地位（LN）的交互项。β2是本文重点关注的系数，它刻画了企业竞争地位在数字化转型促进企业绿色创新过程中所发挥的调节作用。为了获得更稳健的回归结果，以上采用行业和年份的双聚类稳健回归模型。

2.2 变量设定

（1）被解释变量为绿色创新。目前评估企业创新主要有两种方法：一是考量技术和人力投入，二是关注创新专利数量[2]。本文主要采用绿色专利授权数量来衡量上市企业的绿色创新水平，包括发明专利和实用新型专利。

（2）解释变量为数字化转型。尽管关于数字化转型的讨论逐渐增多，但迄今为止尚未确立明确定义或量化的测量方法[18]。已有研究通常使用词频数来衡量数字化转型变量，关注人工智能、区块链、云计算、大数据、数字技术在企业年报中出现的频次。本文采用CSMAR数据库与华东师范大学研究团队在2022年合作发布的企业数字化转型指数。该指数综合考虑了战略引领、技术驱动、组织赋能、环境支撑、数字化成果和数字化应用六个维度，为企业数字化转型提供了全新的解释方式。相比以往文献中采用的指标，这种方法更为全面，能够更准确地反映企业数字化转型的多个方面。

（3）调节变量为企业竞争地位。借鉴刘倩霓和刘丰波（2022）[19]的研究，选取行业勒纳指数（Lerner Index）作为企业竞争地位的替代变量，勒纳指数=（营业收入-营业成本-销售费用-管理费用）/营业收入，然后分年度分行业计算企业的勒纳指数排名。该指数越大，说明企业在行业内的竞争地位越强，即市场竞争的程度越低。

（4）借鉴郭丰等（2023）[4]的研究，选择以下控制变量：企业规模、净资产收益率、资产资本结构、股权集中度、托宾Q值、企业成长性、资金流动比率、董事会成员数以及独立董事占比。各变量定义见下页表1。

表1 变量定义

2.3 数据来源

本文选取2012—2021年中国A股2199家上市公司的面板数据。在筛选原始数据时，首先，剔除了在2021年以前退市的企业样本；其次，剔除了ST、*ST 类企业样本；再次，剔除了相关变量存在缺失的样本，获得了21990 个样本观测值；最后，对所有变量进行了Winsorize 处理，将其调整至1%和99%分位数之间。以上数据均来源于CSMAR 数据库，绿色创新专利数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS）。

3 实证结果分析

3.1 基准回归结果分析

表2展示了基准回归分析的结果，使用不同的模型来研究企业绿色创新（GT）与各个自变量之间的关系。列（1）结果显示，数字化转型程度的系数为0.792，显著性水平为1%，表明数字化转型程度与绿色创新正相关，即数字化转型程度较高的企业更倾向于投入更多资源用于绿色创新，假设1得到验证。这表明企业在进行数字化转型的同时，会更主动地投身于绿色技术创新，从而推动可持续发展。列（2）进一步添加了企业规模（Size）、资产资本结构（Lev）、股权集中度（Top1）、托宾Q值（TobinQ）、资金流动比率（CF）、企业成长性（Growth）、董事会成员数（Board）和独立董事占比（Indep）作为控制变量。结果表明，企业规模的系数为0.355，显著性水平为1%，这表明企业规模与绿色创新之间存在显著正相关关系。数字化转型和企业规模都对绿色创新产生正向影响，这反映了规模较大的企业拥有更多资源，能够更有效地推动绿色创新项目的实施。此外，列（3）在列（2）的基础上添加了年份和行业固定效应。结果显示，企业成长性对绿色创新产生了负面影响，而其他变量与绿色创新呈正相关关系。股权集中度（Top1）的系数为0.143，说明企业股权集中度越高，企业控股股东越有可能推动绿色创新；独立董事占比（Indep）的系数为0.313，显著性水平为5%，说明高比例的独立董事能够发挥作用，促进绿色创新。列（4）在列（3）的基础上添加了年份与行业固定效应的交乘项，以控制时间和行业的影响。列（4）的R2最高，为0.402，表明模型更为有效地解释了绿色创新的变化。

表2 基准回归结果

3.2 调节效应分析

表3中引入了企业竞争地位，对数字化转型的影响机制进行进一步研究。列（3）和列（4）中企业竞争地位与数字化转型的交互项（DT×LN）的系数为-1.024 和-0.879，显著性水平为1%。这表明，企业竞争地位的提高会负向调节数字化转型与企业绿色创新的正相关关系，验证了假设2。

表3 调节效应检验结果

企业竞争地位的提高可能会改变管理层的决策行为。随着竞争地位的提升，管理层更可能采取相对保守的策略，选择低风险项目，而不再过度依赖高风险高回报的绿色创新项目来提高竞争地位。这一行为模式反映了在市场竞争程度降低的情况下，企业可能失去进行绿色创新的紧迫性，从而不利于企业绿色创新。因此，企业管理层在决策过程中需要权衡竞争地位和创新之间的关系，尤其是在面临市场竞争程度变化时。这一研究结果强调了企业在数字化转型的同时应关注竞争地位的变化，以更全面地理解数字化转型对绿色创新的影响。管理层需要在不同的竞争环境中灵活调整创新策略，以更好地适应市场的动态变化。

3.3 稳健性检验

（1）核心解释变量滞后一期

在基准回归中，采用企业数字化转型指数作为核心解释变量。为了验证主要变量之间的相互因果关系是否引起回归结果误差，参考胡令和王靖宇（2020）[14]的方法，使用滞后一期数字化转型和企业竞争地位（L.LN）重新回归。结果显示，滞后一期数字化转型的系数在1%的水平上显著为正，支持假设1，基准回归结果通过了稳健性检验。在调整时间跨度后，滞后一期数字化转型与企业竞争地位的交互项的系数在1%的水平上显著为负，作用方向与滞后一期数字化转型相反。这表明企业竞争地位的提高会减弱数字化转型对上市企业绿色创新的促进作用，验证了假设2，即回归结果通过了稳健性检验。

（2）更换核心解释变量的衡量方法

本文通过挖掘公开报告的文本信息，计算数字化转型相关词频，最后将其加总并取自然对数，以此衡量数字化转型，并重新进行回归。结果显示，数字化转型的系数显著为正，表明数字化转型对企业绿色创新具有稳健的正向影响，且该结论不受变量选择的干扰。高程度的数字化转型与高水平的企业绿色创新正相关。此外，企业数字化转型与企业竞争地位的交互项系数同样在1%的水平上显著为负。结果与前文一致，进一步验证了基准回归结果的可靠性。

（3）倾向得分匹配（PSM）

为解决潜在的样本自选择问题，采用倾向得分匹配法（PSM）对样本进行匹配。仍然使用词频数作为数字化转型的度量方式，对企业进行分类，将数字化转型程度大于0 的企业（实验组）标记为1，其余的企业（控制组）标记为0。然后，选择企业规模、资产资本结构、净资产收益率等作为协变量。在平衡性检验中，匹配后全部协变量的标准化偏差数值显著减小，绝对值均小于10%。实验组均值和控制组均值也较为接近，表明所选的匹配变量和匹配方法是适当的，符合假设要求。

本文采用1：1匹配和1：2匹配两种方式。数字化转型在两种匹配方式下都呈现显著正向影响。在1：1匹配中，数字化转型的回归系数为0.069，而在1：2匹配中，回归系数为0.065，这说明数字化转型对企业绿色创新仍然具有显著的促进作用。此外，数字化转型与企业竞争地位的交互项系数在两种匹配方式下均显著为负，进一步验证了数字化转型对企业绿色创新的正向影响在不同竞争地位下存在差异，且数字化转型对绿色创新的促进效果在竞争地位较差时更为显著。

（4）内生性检验

鉴于数字化转型和绿色创新之间可能存在互为因果的问题，那些绿色创新水平较高的企业可能会更积极地推动数字化转型，以获取更多的成长机会。这种反向因果效应可能会影响回归分析的准确性。因此，依照以往文献中的方法，引入邮电业务总量作为工具变量，进行两阶段最小二乘法的分析。结果显示，邮电业务总量与数字化转型之间的回归系数在1%的水平上显著，同时t统计量达到了24.96，对应的F统计量为623.10，远超临界值10，因此不存在弱工具变量问题。第二阶段回归结果显示，数字化转型对绿色创新的回归系数为0.381，在1%的水平上显著。以上结果排除了内生性问题的影响。

4 异质性分析

4.1 区域异质性分析

为进一步探究区域差异对数字化转型和企业绿色创新关系的影响，根据企业所在的省份将样本分为东、中、西部地区。表4结果显示，数字化转型在东部地区明显促进了企业的绿色创新，回归系数为0.210，显著性水平为1%。这可能与东部地区经济发达，数字基础设施完善，企业更容易获取和应用先进的数字技术有关。这种情况下，数字化转型使得企业更能与客户互动，推动产品创新和服务创新，进而提高绿色创新水平。

表4 区域异质性分析

西部地区的企业也受益于数字化转型，表现为绿色创新水平的显著提升，回归系数为0.350，显著性水平为1%。这可能是源于西部地区大数据产业的发展，以及数字化转型为当地企业提供了更多与客户互动的机会。在数字化转型的推动下，西部地区的企业得以更灵活地应对市场需求，从而加速绿色创新。

中部地区企业竞争地位未对数字化转型与企业绿色创新关系产生影响的原因可能涉及多个方面。首先，数字基础设施相对滞后可能是一个关键因素，包括网络覆盖不足和缺乏足够的信息技术人才，这限制了企业更好地利用数字技术推动绿色创新。其次，中部地区可能以传统制造业或资源型产业为主导，而这些行业与数字化转型和绿色技术创新的相关性较弱，从而降低了数字化转型对绿色创新的促进效果。此外，中部地区企业规模相对较小，竞争关系相对较弱，使得企业更注重短期经营绩效而非长期的绿色技术创新投资。这一情况还可能受到政策支持差异和市场需求结构的影响。政府对数字化转型和绿色创新的支持力度可能在不同地区存在差异，而市场需求结构的不同可能导致企业在中部地区相对保守，不愿意大规模进行绿色创新。

4.2 企业类型异质性分析

制造业上市公司的行业代码通常包括31个分类。表5 结果显示，相较于非制造业企业，制造业上市企业中数字化转型更强地推动了绿色创新水平的提升。由于制造业上市企业往往是碳排放的大户，为了保持领先地位，积极进行数字化转型能够减少能源消耗、促进绿色技术创新发展。数字化转型与企业竞争地位的交互项也表现出显著影响，回归系数在1%的水平上显著。这表明制造业企业的竞争地位提高减弱了数字化转型对企业绿色创新的促进作用。当制造业企业竞争地位上升时，可能导致企业大股东更加注重短期经营绩效，从而更加警惕风险，以规避高不确定性和长周期的创新活动。

表5 企业类型异质性分析

非制造业上市企业的数字化转型对企业绿色创新也呈现正向影响；数字化转型与企业竞争地位的交互项则影响程度较低，回归系数在10%的水平上显著。

上述结果表明，在数字化转型的浪潮中，企业应该审慎考虑自身类型和竞争地位，以制定更为精准和可持续的发展策略。制造业上市企业在数字化转型方面的积极性较高，这可能是因为制造业往往涉及大量资源的使用和能源消耗，数字化转型为制造业提供了优化生产和资源利用的机会。相比列（4）的非制造业企业，较高的回归系数表明数字化转型对制造业绿色创新有更显著的促进作用。

4.3 创新专利异质性分析

对于数字化转型是否在细分的绿色创新领域产生促进效果尚待深入研究。借鉴刘元雏和华桂宏（2022）[20]的方法，通过上市企业当年获得的不同专利数量来评估绿色创新产出。这些绿色专利（Pati，t）包括发明专利（GIP）和实用新型专利（GUP）。以下分别对这两类专利数量取自然对数，并构建回归模型：

表6中列（1）至列（4）结果显示，企业数字化转型不仅推动了发明专利（GIP）创新，还有助于促进企业的实用新型专利（GUP）创新，其系数均在1%的水平上显著。列（2）结果显示，企业竞争地位对数字化转型与发明专利创新之间的关系影响并不显著。然而，在列（4）的结果中，企业竞争地位对数字化转型与实用新型专利创新之间的关系产生了显著的影响。具体而言，交互项（DT×LN）的t 值为-5.990，这表明随着企业竞争地位提高，企业数字化转型对实用新型专利创新的促进效果减弱了。这说明发明专利（GIP）创新通常需要更高水平的技术和更多的投资，尤其是那些具有突破性的发明专利。这些投资往往不容易受到短期内企业竞争地位波动的影响。相比之下，实用新型专利（GUP）创新可能更受企业竞争地位的影响，其数字化转型的促进效果在竞争地位较强的情况下显著减弱。这反映了企业在竞争激烈的市场环境中更倾向于关注短期经营绩效，而对于长期、高投入的发明专利创新投资持谨慎态度。

表6 专利异质性分析

5 结论

本文通过分析2012—2021年我国A股2199家上市企业的相关数据，研究数字化转型、企业竞争地位与绿色创新之间的关系。研究结果显示，数字化转型有助于缓解企业内外信息不对称问题，减少创新要素的错配，确保创新活动持续有效的投入。企业竞争地位的提高会导致管理层采取不利于企业发展的投资行为，做出不利于长期发展的管理决策，从而削弱数字化转型对企业绿色创新的积极影响。进一步分析发现，在东部、西部地区以及制造业上市企业中，数字化转型对绿色创新的推动作用更加显著。