企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理.pdf

http:收稿日期:2 0 2 1-1 2-2 4。修回日期:2 0 2 3-0 4-0 4。基金项目:财政部会计名家培养工程项目(财政部文件财会2 0 1 72 6号);教育部人文社会科学研究规划基金项目“大股东股权质押的行为、动机与风险研究”(1 9 Y J A 7 9 0 0 6 8)。作者简介:祁怀锦,男,中央财经大学会计学院教授,博士生导师,研究方向为数字经济、国有企业改革与公司治理;刘斯琴,女,中央财经大学会计学院博士研究生,研究领域为数字经济、绿色创新、环境会计与公司治理,电子邮箱为l i u s i q i n c u f e 1 6 3.c o m。D O I:1 0.2 0 0 6 9/j.c n k i.D J K X.2 0 2 3 0 4 0 0 6企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理祁怀锦,刘斯琴中央财经大学 会计学院,北京1 0 0 0 8 1开放科学(资源服务)标识码(O S I D)摘要:在碳达峰、碳中和战略目标背景下,数字经济的蓬勃创新为绿色发展赋予极大动能,绿色数字化发展已成为企业实现高质量发展的重要路径之一。利用2 0 1 32 0 1 9年中国A股制造业上市公司数据,探讨企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理。研究发现:企业数字化发展与绿色专利申请数量呈显著正相关关系,包括绿色发明专利和绿色实用新型专利,说明企业数字化发展能够促进绿色创新,且通过一系列稳健性测试后仍然成立;渠道检验结果显示,企业数字化发展通过提高企业风险承担水平和缓解融资约束作用于绿色创新;异质性分析发现,在环境规制较弱、非国有企业以及重污染企业样本中,数字化发展对企业绿色创新的促进作用更为显著。因此,企业应高度重视数字化发展对绿色创新的影响,积极开展先进数字化技术应用培训活动促进企业绿色创新;政府应出台配套措施为企业数字化发展提供必要支持,加快推进数字化建设。关键词:企业数字化;绿色创新;风险承担;融资约束文献标识码:A 文章编号:1 0 0 2-2 8 4 8-2 0 2 3(0 4)-0 0 7 2-1 2一、问题提出在中国经济从高速增长转为高质量发展的关键转型时期,数字化和绿色发展得到了高度关注。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2 0 3 5年远景目标纲要 对数字化发展和绿色发展进行了重点部署,明确指出数字化发展与绿色发展是中国经济实现高质量发展的新引擎,只有数字化发展与绿色发展深度融合相互促进,才能真正构筑起“数字与绿色共舞,经济与社会并进”的高质量发展新格局。而数字化发展与绿色发展并不是相对孤立的发展理念,两者之间存在深刻的相互需要与相互助力的内在联系1。企业数字化发展既是数字科技与生产发展深度融合的微观转变,又是企业从传统生产体系向数字化体系转型的创新标志。特别是在实现碳达峰、碳中和(以下简称“双碳”)目标背景下,数字经济的蓬勃创新为绿色发展赋予极大动能,绿色发展作为中国未来的社会经济发展方向,为数字经济的创新方向和发展模式提供了新的指引2,也是企业在逆境中建立竞争力的重要路径3。发展数字经济是实现“双碳”目标的“最优解”。绿色发展离不开大数据、人工智能、云计算等创新技术,企业绿色制造、绿色改造、资源回收循环利用方式的绿色创新必须以丰富优质的数字要素和信息平台做支撑。因此,数字化发展对推动企业绿色转型实现“双碳”目标具有重要意义。而实现“双碳”的目标依赖绿色技术驱动,绿色创新是企业绿色转型的必要手段,是通过改进流程、技术、系统、产品和管理实践降27 2023 年 7 月 第 45 卷 第 4 期http:低自然资源利用强度,减少环境污染,以减轻生产和运营活动造成的社会负外部性所使用的技术、工艺或产品的总称4。大数据、人工智能、信息系统、区块链等数字技术对绿色创新提供关键技术支持才能推动企业绿色创新,进而实现企业绿色数字化发展。现有关于数字化发展的研究主要聚焦企业战略决策、信息沟通、经营管理等方面。一方面,基于大数据和人工智能的“数据智慧”决策模型能够增强基层权力、削弱高管权力,有助于优化企业决策质量,进而提高公司治理水平6-8;另一方面,数字化发展能降低搜寻成本、复制成本、运输成本、追踪成本和验证成本,提高公司信息披露质量,提高资产使用效率和创新能力,提升企业生产率和全要素生产率3,9-1 1。那么,数字化发展能否推动企业绿色创新呢?理论界仍缺乏经验证据。如果会,如何推动企业绿色创新呢?其作用机制是什么?基于此,本文从微观视角出发,运用P y t h o n 爬虫技术,通过文本分析沪深两市的制造业上市公司年报中关于“数字化”关键词披露次数刻画企业数字化发展程度,考察企业数字化发展对绿色创新的影响及作用机制。相较于现有关于数字经济的文献,本文研究贡献体现在以下几个方面:第一,从微观角度实证检验数字技术对企业绿色创新的影响,为理解数字经济带来的技术革命的经济后果提供了新证据;第二,考察数字化技术对绿色创新的驱动作用,扩展并丰富了绿色创新影响因素相关理论研究;第三,为深入理解“数字化+绿色化”发展模式以及厘清数字化与绿色发展之间的内在联系提供了经验证据。二、理论分析与研究假设在“双碳”目标下,企业亟须通过提升自身绿色创新实现发展模式的转变,最大限度地降低碳排放以获得可持续竞争优势。与此同时,在信息化进入全面渗透、加速创新、引领新发展新阶段的大背景下,企业全方位要素与数字科技技术的深度融合,将成为微观企业主体依循发展规律所必经的一个重要阶段。企业数字化发展应具备以下特征:数字技术应用、智能制造、互联网商业模式和现代化信息系统1 2。因此,本文通过以上特征分析数字化发展对企业绿色技术创新的影响及其作用机理。(一)企业数字化发展对绿色创新的影响首先,人工智能、大数据、区块链等数字技术为企业绿色创新活动提供重要的技术支撑1 2。第一,数字经济情境下,第五代移动通信技术、大数据、云计算等通过与知识创新高度融合能够实现跨领域、跨层次的突破以及重组与交融,从而为企业创造绿色价值提供更多创新空间和可能。第二,数字化技术的应用能够为企业绿色产品设计、绿色制造以及销售提供新的绿色研发理念,为企业技术创新活动提供重要的数据要素支持,激发企业绿色创新积极性。第三,企业数字化发展降低了产品绿色制造与设计研发、工艺流程和资源利用等环节的信息搜寻成本和合同履约成本1 3-1 4,促进企业绿色技术创新提高企业生产效率和管理效率1 5。例如,钢铁、冶金、水泥等高强度能源企业可通过数字化的能源管理集成系统提高能源利用效率、达到节约能源目的,并且依托大数据平台对生态环境进行实时监控,利用平台数据对生态环境发展趋势进行准确预测,形成科学的监测体系,为企业提供实时监测数据,促进企业数字技术与节能减排模式的有效融合,提高企业绿色创新。其次,企业数字化发展为企业绿色创造提供更好的信息环境和治理环境,降低绿色创新风险。从绿色创新活动的本质来看,虽然绿色创新有利于企业在资本市场获得更高的股票收益,有助于提高企业生产效率,最终达到节能减排的长效机制1 6-1 8,但与传统创新活动相似,技术开发和研究需要投入大量的人力和物力,故属于高风险、高报酬的一种特殊风险投资活动4。因此,企业借助数字化技术应用能够更加全面、及时地了解和掌握消费者绿色偏好、绿色环保政策以及行业清洁技术变革趋势等一手信息,一方面有利于企业在动态变化的市场和技术环境中,精准识别出绿色发展的新机遇,降低绿色技术创新风险1 9,另一方面有利于优化组织结构和公司治理水平7-8,提升内部协调能力和监督效率,提高企业绿色创新效率。最后,数字化发展具有一定溢出效应2 0,能够降低企业绿色创新成本。企业应用大数据、云计算、机37祁怀锦,刘斯琴 企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理 http:器学习等先进信息技术,除了需要大规模投资智能制造以及搭建现代化信息系统之外,还需引进大量信息技术型人才2 1。信息化基础设施和信息技术型人才能够有效推进企业数字化发展,提高企业生产运营效率,同时也为企业绿色技术创新提供重要的技术支持和人力支持,降低企业绿色技术创新过程的失败风险和创新成本,有利于激发企业绿色创新积极性,进而提升企业绿色价值创造效率和质量。此外,数字化转型使得企业处于网络信息系统中,所有的投资决策和变动信息转化为透明、可视化的数据。以绿色创新为核心的组织资源重构可以通过信息系统和信息平台在各部门之间展开高效、实时协调与沟通,极大程度降低绿色创新交易成本。基于以上分析,本文提出以下假设:假设1:在其他条件不变的情况下,企业数字化发展能够促进绿色创新。(二)企业数字化发展对绿色创新的作用机制第一,数字化发展通过提高企业风险承担水平作用于绿色创新。陈小辉等2 2研究发现,数字化发展有利于提高企业风险承担水平,即数字化程度越高,企业风险承担水平越高。而绿色创新作为一种高风险投资活动,企业风险承担水平越高越有利于促进绿色创新。数字化发展有助于整合各方优势资源,形成跨领域、网络化的协同创新平台,通过信息、知识和创新资源的共享、集成、利用和再创造等方式,使绿色研发设计、绿色生产管理更趋精准。例如,大数据、移动互联网技术打破传统行业竞争模式的时间和空间限制,将所有竞争企业联结在同一个网络系统之中,能够准确评估其市场地位,激励企业释放更多资源投入创新性风险活动,提高企业风险承担水平,有助于企业通过绿色设计和开发,降低能源消耗,建立绿色形象获得持续的绿色竞争优势。因此,企业数字化发展通过提高企业风险承担水平促进绿色创新。基于以上理论分析,本文提出以下研究假设:假设2:在其他条件不变情况下,企业数字化发展通过强化企业风险承担水平促进绿色创新。第二,数字化发展通过缓解企业融资约束作用于绿色创新。随着数字经济的迅速崛起,数字化信息技术的应用使得原有的时间和空间限制不复存在,企业与债权人、供应商、竞争者等利益相关者被联结在同一个信息网络之中,彼此之间可进行实时交流互动,提高企业信息质量。信息质量是影响企业融资约束的重要因素之一2 3,企业数字化发展有利于获得多元化的融资渠道。在“双碳”目标下,为了满足微观企业绿色资金需求,政府部门提出构建绿色金融政策体系,利用绿色信贷、绿色债券、绿色股票指数、碳金融等金融工具,引导和激励金融体系以市场化方式支持绿色投融资活动。绿色金融能够以更低成本向企业提供直接的融资渠道,而这个过程中互联网技术发展有助于消除企业与社会公众的时间、空间隔离,能够更加透明、定量、实时披露绿色信息和绿色绩效,提高企业绿色形象2 4,从而有利于获得更多绿色资金支持2 5,缓解企业融资约束,为企业绿色创新提供重要的资金支持。因此,企业数字化发展有利于降低信息不对称和监督成本,从而缓解融资约束为企业绿色技术创新活动提供资金支持。基于以上理论分析,本文提出以下研究假设:假设3:在其他条件不变情况下,企业数字化发展通过缓解融资约束促进绿色创新。三、研究设计(一)样本选择与数据来源本文选取2 0 1 32 0 1 9年沪深A股制造业上市公司作为研究样本,剔除S T、P T以及数据缺失的样本。为消除极端值对估计结果的影响,对所有连续型变量在1%和9 9%分位数上进行缩尾处理,最后得到8 9 7 2个公司年观测值。企业数字化发展指标从公司年报文本中获取,专利数据来源于国家知识产权局,其他数据均来自国泰安经济金融数据库(C S MA R)。(二)变量设定为了验证企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理,以企业数字化发展作为解释变量,表示47 2023 年 7 月 第 45 卷 第 4 期http:企业相关数字技术的应用程度;以绿色创新作为被解释变量,表示企业在节能减排、绿色设计与制造相关的技术创新。解释变量:企业数字化发展(D i g i)。数字技术飞速发展的新时代下,数字化转型是企业实现高质量发展的主要路径,数字化发展的相关特征信息更容易体现在企业具有总结和指导性质的年报中2 6。企业在年报中披露企业数字化重大战略变化和实际应用情况,一定程度上能够反映企业是否将大数据、人工智能、区块链以及云计算等数字技术融入经营理念以及应用到生产运营过程的情况。因此,本文通过年报文本信息中关于数字化发展词汇出现的频次度量企业数字化发展程度,包括以下几个步骤:第一,收集和整理所有样本公司年度报告,提取文本信息形成数据池。第二,通过人工阅读方式预览数字化转型较为成功的企业年报,提取关于数字化发展的关键词,初步建立数字化关键词词典。此外,借鉴 中小企业数字化赋能专项行动方案 关于推进“上云用数赋智”行动培育新经济发展实施方案 以及近年政府工作报告在重要政策文件和研究报告中关于数字经济的关键词汇进一步扩充数字化发展的关键词词典,根据不同的技术特征分为大数据技术、人工智能技术、互联网技术以及信息系统等不同维度,每个维度的具体关键词如表1所示。第三,基于P y t h o n语言的J i e b a中文分词功能进行分词,为了更进一步准确抓取关键词,在J i e b a分词库中添加数字化关键词词库中没有的词语,然后用C o u n t函数统计关键词在年报中出现的次数。第四,对提取的关键词做进一步清洗,通过人工阅读关键词前后文本,剔除包含关键词的公司名称、专业术语(包含互联网公司、互联网金融公司等公司名称以及互联网网址等术语)以及包含否定词(“不”“尚未”等否定词)的关键词。最后,用上述词汇出现次数之和加1的自然对数反映企业数字化发展程度,该值越大表明企业数字化发展程度越高。表1 企业数字化发展的关键词汇技术基础关键词汇大数据技术 大数据、云计算、超级计算、云I T、云生态、云服务、云平台、数据管理、数据挖掘、数据网络、数据平台、数据中心、数据控制、数据技术、数字通讯、数字网络、数字智能、数据终端、数据营销、数据化、数据库、数字化人工智能技术 A I、人工智能、工业智能、移动智能、智能控制、智能终端、智能移动、智能管理、智能工厂、智能物流、智能制造、智能仓储、智能技术、智能设备、智能生产、智能网联、智能系统、智能化、自动控制、自动监测、自动监控、自动检测、自动生产、机器学习、在线智能服务、集成服务、客户端、数控、集成化、集成控制、集成系统、工业云、未来工厂、智能故障诊断、虚拟制造、虚拟化云桌、虚拟现实、实时监控、无人化互联网技术 区块链、I n t e r n e t、互联网+、线上线下、线上到线下、线上和线下、物联网、机器学习、移动互联网、工业互联网、产业互联网、互联网解决方案、互联网技术、互联网思维、互联网行动、互联网业务、互联网移动、互联网应用、互联网营销、互联网战略、互联网平台、互联网模式、互联网商业模式、互联网生态、互动平台、互动易、互动易平台、互联互通、网络化、网络技术、网络平台、网络智能、电子商务、O 2 O、B 2 B、C 2 C、B 2 C、C 2 B、5 G、I C T 信息系统 E R P、信息共享、信息管理、信息集成、信息软件、信息系统、信息网络、信息终端、信息中心、工业信息、工业通信被解释变量:绿色创新(G p)。根据世界知识产权组织推出的“国际专利分类绿色清单”检索工具,依据 联合国气候变化框架公约 对绿色专利检索条目的分类,包括交通运输、废弃物管理、能源节约、替代能源生产、行政监管与设计、农林和核电等七类,检索环境友好型技术相关专利,识别和计算企业绿色专利数;根据世界知识产权组织推出的“国际专利分类绿色清单”检索工具识别上市公司绿色专利,以当年发生的绿色专利申请数加1取自然对数度量企业绿色创新,进一步细分为绿色发明专利(G p f)和绿色实用新型专利(G p s)。在稳健性检验中采用绿色专利在全部专利中的占比作为被解释变量重新检验。同时,考虑到企业数字化实施对绿色创新的作用存在一定滞后性,进一步以滞后一期和滞后两期的绿色专利申请数量作为被解释变量进行稳健性测试。控制变量(X)包括:公司规模(S i z e)、财务杠杆(L e v)、盈利能力(R o a)、营业收入增长率(G r o)、股权集中度(T o p1)、上市期限(A g e)、两职合一(D u a l)、所有权性质(S o e)、经营活动现金流(C a s h)以及董事结构(B o a)等。变量具体定义见表2。在所有回归分析中均采用了聚类稳健标准误调整的t统计量,同时控制了年份(Y e a r)和行业(I n d)固定效应。57祁怀锦,刘斯琴 企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理 http:表2 变量定义变量名称变量符号变量说明及定义数字化发展指数D i g i年报数字化相关关键词词频反映企业数字化发展程度绿色专利G p绿色专利申请数加1取自然对数绿色发明专利G p f绿色发明专利申请数加1取自然对数绿色实用新型专利G p s绿色实用新型专利申请数加1取自然对数企业规模S i z e年末总资产取自然对数财务杠杆L e v总负债/总资产盈利能力R o a净利润/期初总资产和期末总资产平均余额营业收入增长率G r o销售收入增长率股权集中度T o p1第一大股东持股比例两职合一D u a l董事长和总经理是否两职合一,是则取1,否则取0上市期限A g e(观测年份-上市年份)取自然对数所有权性质S o e国有企业取值为1,非国有企业取值为0经营活动现金流C a s h经营活动净现金流/总资产董事结构B o a独立董事人数/董事会总人数(三)研究模型本文借鉴已有研究构建如下回归模型,检验企业数字化发展对绿色创新的影响。在所有回归分析中均采用了聚类稳健标准误调整的t统计量。G pi t=0+1D i g ii t+2X+I n d+Y e a r+i t(1)(四)描述性统计表3报告了主要变量的描述性统计结果。从绿色专利申请数量来看,样本企业的绿色创新水平整体水平较低,不同企业的绿色创新水平存在较大差异。从企业数字化发展指数来看,在样本期间内关于企业数字化发展的关键词最小披露次数为0次,最高达到4 8 4次,与以往文献相一致2 6。经营活动净现金流均值为0.1 3 7,说明现金及现金等价物占总资产的1 3.7%;公司成长性均值为0.1 4 8,说明营业收入相比上一年营业收入增长1 4.8%;第一大股东持股比例均值为3 4.6%,占所有股东1/3以上,独立董事比例均值为0.3 7 3,同时样本中1 9%属于国有企业,2 6.4%董事长兼任总经理职位。表3 变量描述性统计结果变量观测数值均值标准差最小值1/4分位数中位数3/4分位数最大值G p8 9 7 20.5 4 40.9 5 30 0 0 0.6 9 34.1 7 4D i g i8 9 7 21.6 5 11.1 7 10 0.6 9 31.6 0 92.4 8 54.4 7 7S i z e8 9 7 22 2.2 4 51.1 5 72 0.0 0 12 1.4 3 52 2.1 1 62 2.9 0 92 5.7 0 7L e v8 9 7 20.4 2 10.1 9 70.0 6 60.2 6 50.4 0 80.5 6 40.9 4 4R o a8 9 7 20.0 3 70.0 6 1-0.2 4 80.0 1 10.0 3 40.0 6 70.1 9 6C a s h8 9 7 20.1 3 70.1 0 10.0 0 90.0 6 50.1 1 00.1 8 10.5 1 0G r o8 9 7 20.1 4 80.3 6 2-0.5 3 1-0.0 2 00.0 9 60.2 3 42.3 2 7A g e8 9 7 22.2 5 20.7 3 10.6 9 31.7 9 22.3 9 82.8 9 03.2 5 8T o p18 9 7 20.3 4 60.1 4 30.3 3 90.2 3 80.3 2 70.4 3 30.9 0 0S o e8 9 7 20.1 9 40.3 9 60 0 0 0 1.0 0 0B o a8 9 7 20.3 7 30.0 5 30.1 8 20.3 3 30.3 3 30.4 2 90.6 6 7D u a l8 9 7 20.2 6 40.4 4 10 0 0 1.0 0 01.0 0 067 2023 年 7 月 第 45 卷 第 4 期http:四、实证结果分析(一)基准回归分析为了验证本文研究假设1是否成立,即企业数字化发展对绿色创新的影响,根据式(1)进行实证检验,表4报告了企业数字化发展与绿色专利之间的回归结果。在第(1)列控制年度和行业固定效应的回归结果中,企业数字化发展与绿色专利的回归系数为0.0 9 3,在1%水平上显著,进一步考察企业数字化发展与绿色发明专利和绿色实用新型专利之间的关系,同样存在显著正相关关系。在第(4)列加入控制变量后,企业数字化发展与绿色专利的回归系数为0.0 3 0,在5%水平上显著,分为绿色发明专利和绿色实用新型专利后回归系数均在5%水平上显著。从上述结果看出,企业数字化程度越高,绿色专利申请数越多,二者之间存在显著正相关关系,表明企业数字化发展能够促进绿色创新,支持研究假设1。表4 基准回归分析估计结果变量(1)G P(2)G P f(3)G P s(4)G P(5)G P f(6)G P sD i g iS i z eL e vR o aC a s hG r oA g eT o p1S o eB o aD u a l常数项R2观测值数 0.0 9 3*0.0 8 1*0.0 4 9*0.0 3 0*0.0 2 7*0.0 1 0*(6.2 9 9)(6.5 1 9)(4.9 2 3)(2.1 9 7)(2.4 1 4)(2.1 4 2)0.2 9 3*0.2 5 0*0.1 8 6*(1 1.1 2 6)(1 0.5 6 8)(9.4 2 4)0.2 2 6*0.1 0 90.1 9 1*(2.1 0 8)(1.2 0 6)(2.6 1 1)0.9 6 3*0.7 2 0*0.5 3 9*(3.7 3 1)(3.3 5 9)(2.8 8 1)0.4 8 8*0.5 1 2*0.1 7 8*(2.8 2 6)(3.3 4 2)(1.6 5 2)-0.1 5 8*-0.1 2 5*-0.0 9 7*(-6.7 3 6)(-6.5 4 9)(-5.6 6 0)-0.1 2 6*-0.0 8 1*-0.0 9 5*(-4.7 2 1)(-3.7 3 5)(-4.8 5 8)-0.0 0 2-0.0 0 2*-0.0 0 1(-1.6 3 1)(-2.0 0 7)(-1.3 3 7)0.0 8 80.0 8 4*0.0 4 8(1.6 2 2)(1.7 7 5)(1.2 2 9)-0.0 1 70.1 1 30.0 3 8(-0.0 5 6)(0.4 3 7)(0.1 6 7)-0.0 2 20.0 0 2-0.0 1 4(-0.5 6 2)(0.0 5 1)(-0.4 8 7)0.0 4 3-0.0 0 20.0 1 8-6.1 4 4*-5.3 3 9*-3.8 8 3*(0.4 5 1)(-0.0 2 6)(0.3 0 4)(-1 0.8 4 1)(-1 0.4 9 1)(-9.2 1 2)0.1 2 10.1 0 50.1 1 40.2 3 50.2 2 40.2 0 38 9 7 28 9 7 28 9 7 28 9 7 28 9 7 28 9 7 2注:1.()内为t 值。2.*、*和*分别代表在1%、5%和1 0%的水平上显著。3.已控制行业和年度固定效应。(二)稳健性检验为了加强企业数字化发展与绿色创新之间的因果关系,本文做了以下稳健性检验。数字化发展对企业绿色创新带来的促进作用可能存在一定滞后性。借鉴王馨等2 7的做法,将滞后一期和滞后两期的绿色专利、绿色发明专利以及绿色实用新型专利作为被解释变量重新检验,结果如表5所示。第(1)(4)列中,企业数字化发展与滞后一期和滞后两期的绿色专利数呈显著正相关关系,说明企业数字化发展对绿色创新具有持续性影响。进一步分为绿色发明专利和绿色实用新型专利同样发现,企业数字化发展对滞77祁怀锦,刘斯琴 企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理 http:后一期和滞后两期的不同类型绿色创新均存在显著促进作用。因此,上述结果在一定程度上削弱了两者之间存在互为因果的可能。表5 稳健性检验结果(1):考虑绿色创新的长周期性变量(1)G Pt+1(2)G P ft+1(3)G P st+1(4)G Pt+2(5)G P f t+2(6)G P s t+2D i g i常数项R2观测值数 0.0 4 6*0.0 3 6*0.0 3 4*0.0 2 7*0.0 2 5*0.0 2 0*(2.9 7 5)(2.7 2 4)(3.1 3 0)(1.6 8 9)(1.8 0 2)(1.7 1 3)-6.2 4 8*-5.4 6 9*-4.0 9 6*-6.0 0 5*-5.2 5 6*-3.9 3 4*(-9.0 1 6)(-8.5 6 4)(-7.7 5 4)(-8.5 7 6)(-8.2 0 6)(-7.4 3 5)0.1 5 50.1 5 10.1 3 10.1 5 20.1 4 60.1 2 97 3 7 9 7 3 7 9 7 3 7 9 5 8 3 65 8 3 65 8 3 6注:1.()内为t 值。2.*和*分别代表在1%和1 0%的水平上显著。3.已控制行业和年度固定效应,控制变量估计结果省略。为进一步排除可能存在的内生性问题,本文借鉴李荣等2 8的研究思路,以 中国数字经济发展指数 发布的全国3 1个省份(不包括港澳台地区)数字经济发展指数作为工具变量,排名越靠前代表数字经济发展程度越高,而且该变量与所属企业数字化发展显著正相关,但不直接影响企业绿色创新,符合工具变量条件,排名前五省份的数字经济发展指数取值为1,否则取值为0,进行两阶段回归。从表6回归结果可知,数字经济发展指数通过弱工具变量检验,并表6 稳健性检验结果(2):工具变量变量(1)G P(2)G P f(3)G P sD i g i常数项R2C r a g g-D o n a l d W a l d F统计量K l e i b e r g e n-P a a p r k LM统计量K l e i b e r g e n-P a a p r k W a l d F统计量观测值数 0.6 5 7*0.5 5 0*0.3 3 7*(3.6 7 4)(3.6 9 8)(2.8 9 5)-4.5 6 2*-3.9 9 0*-3.1 3 7*(-8.9 7 8)(-9.3 9 2)(-9.1 8 9)0.1 8 50.1 9 30.1 5 23 0.9 4 9*3 0.9 4 9*3 0.9 4 9*3 0.7 7 0*3 0.7 7 0*3 0.7 7 0*3 0.9 4 9*3 0.9 4 9*3 0.9 4 9*8 9 7 28 9 7 28 9 7 2注:1.()内为t 值。2.*代表在1%的水平上显著。3.已控制行业和年度固定效应,控制变量估计结果省略。且关键变量企业数字化程度在第(1)(3)列中仍然显著为正,与基准回归结果保持一致。一般而言,规模越大且财务状况良好的企业越有能力进行数字化转型,绿色创新水平越高,即可能会存在样本选择性偏差问题。因此,为了排除样本企业固有特征对结果的影响,本文采用倾向得分匹配法(P S M)配对后重新检验。将数字化发展变量定义为样本中的第i企业在第t年已实施数字化取值为1,否则取值为0,以所有控制变量作为匹配变量,用最近比邻法寻找公司特征最配比的未实施数字化的样本,将卡尺设定为0.0 1,为已经实施数字化发展的样本11配对后重新检验,结果见表7第(1)(3)列,表7 稳健性检验结果(3):P S M配对方法与剔除未实施数字化企业变量P S M配对方法(1)G P(2)G P f(3)G P s剔除未实施数字化企业(4)G P(5)G P f(6)G P sD i g i常数项R2观测值数 0.0 2 6*0.0 2 3*0.0 0 7*0.0 4 4*0.0 4 9*0.0 1 0*(1.7 9 2)(1.7 0 6)(2.0 1 6)(3.6 9 9)(4.8 7 7)(2.1 1 8)-5.2 7 5*-4.5 7 1*-2.9 5 6*-6.2 2 7*-5.4 1 7*-4.0 5 1*(-8.7 4 3)(-8.3 7 8)(-7.3 3 5)(-2 1.1 8 0)(-2 1.0 5 0)(-1 7.9 3 8)0.1 9 80.1 9 00.1 5 50.2 3 80.2 2 90.2 0 83 3 6 03 3 6 03 3 6 07 2 8 27 2 8 27 2 8 2注:1.()内为t 值。2.*、*和*分别代表在1%、5%和1 0%的水平上显著。3.已控制行业和年度固定效应,控制变量估计结果省略。87 2023 年 7 月 第 45 卷 第 4 期本文采用的中国数字经济发展指数由中国电子信息产业发展研究所与赛迪顾问发布,该指数从2 0 1 6年开始公开发布,考虑到2 0 1 6年以前的数据无法获取并且不同年份中排名前五的省份差异较小,故以2 0 1 6年的数字化发展指数为准。此外,只保留各省份数字化发展指数有公开数据的样本,即采用2 0 1 62 0 1 9年的样本后结果仍然成立。http:数字化发展的回归系数保持显著为正,进一步排除了企业数字化发展与绿色创新之间可能存在的内生性问题。此外,为了排除企业未实施数字化转型样本的干扰,更为深刻地描述企业数字化发展对绿色创新的影响,剔除了未实施数字化转型的样本后重新检验,结果见表7第(4)(6)列,数字化发展的回归系数依然显著为正,进一步验证了结果的稳健性。此外,为了排除企业个体绿色创新水平差异对结果的影响,借鉴齐绍洲等4的做法,采用绿色专利申请数量占其所有专利申请数量的占比度量企业绿色创新水平后重新进行检验,结果见表8第(1)(3)列,企业数字化发展与绿色专利占比回归系数为0.0 0 6,在1 0%水平上显著,两者之间依然呈显著正相关关系,进一步与绿色发明专利和绿色实用新型专利同样存在显著正相关关系。最后,本文选取制造业上市公司作为研究样本,但是制造业中也有部分是属于信息制造类企业,对本文结果存在一定干扰,如计算机、通信和其他电子设备制造业企业年报中关于数字化的关键词相比于其他类型企业包含得更多,为了排除信息制造类企业特质对结果的干扰,剔除该类型的样本后重新检验,结果见表8第(4)(6)列,数字化发展保持显著为正,进一步说明本文结果较为稳健。表8 稳健性检验结果(4):变换关键变量与剔除信息制造类企业变量变换关键变量(1)G P(2)G P f(3)G P s剔除信息制造类企业(4)G P(5)G P f(6)G P sD i g i常数项R2观测值数 0.0 0 6*0.0 0 4*0.0 0 1*0.0 3 5*0.0 3 4*0.0 1 1*(1.7 8 4)(2.4 5 7)(1.8 8 9)(3.7 8 1)(4.3 4 9)(2.1 9 1)-0.9 2 1*-0.8 4 5*-0.5 8 7*-5.7 6 4*-4.9 2 2*-3.8 1 5*(-8.9 1 0)(-8.1 3 5)(-7.0 6 1)(-2 1.4 9 3)(-2 1.0 9 5)(-1 8.4 8 2)0.1 5 50.1 3 20.1 2 70.2 3 50.2 2 00.2 1 38 9 7 28 9 7 28 9 7 27 8 7 57 8 7 57 8 7 5注:1.()内为t 值。2.*、*和*分别代表在1%、5%和1 0%的水平上显著。3.已控制行业和年度固定效应,控制变量估计结果省略。(三)渠道检验前述研究得出企业数字化发展能够促进绿色创新的结论,但仍需要进一步刻画企业数字化发展影响绿色创新的作用机理。本文主要从风险承担水平和融资约束两个视角考察。为了验证数字化发展的风险承担机制和融资约束机制,借鉴王馨等2 7的研究构建如下模型:R i s ki t=0+1D i g ii t+2X+I n d+Y e a r+i t(2)F Ci t=0+1D i g ii t+2X+I n d+Y e a r+i t(3)其中,借鉴余明桂等2 9的研究,以盈利能力波动性衡量企业风险承担水平(R i s k),即滚动计算t-1至t+1年间的经行业平均值调整后(息税折旧前利润/期末资产总额)的标准差;借鉴K a p l a n等3 0的研究采用K Z指数度量企业融资约束水平(F C)。根据式(2)检验企业数字化发展对风险承担水平的影响,回归结果见表9第(1)列,数字化发展与企业风险承担水平呈显著正相关,说明企业数字化发展提高了风险承担水平。进一步分析企业风险承担对绿色创新的影响,结果见表9第(2)(4)列,可以发现企业风险承担水平与绿色专利,包括绿色发明专利和绿色实用新型专利的申请数的回归系数均显著为正。因此,假设2得以验证,即数字化发展通过提高风险承担水平促进企业绿色创新。根据式(3)检验企业数字化发展对融资约束的影响,回归结果见表1 0第(1)列,数字化发展与企业融资约束呈显著负相关,说明数字化发展缓解了企业融资约束水平。进一步考察企业融资约束对绿色创新的影响,结果见表1 0第(2)(4)列,可以发现融资约束与绿色专利,包括绿色发明专利和绿色实用新型专利的回归系数均显著为负。因此,假设3得以验证,即数字化发展通过缓解企业融资约束促进企业绿色创新。97祁怀锦,刘斯琴 企业数字化发展对绿色创新的影响及其作用机理 http:表9 渠道检验估计结果(1):风险承担机制变量(1)R i s k(2)G P(3)G P f(4)G P sD i g iR i s k常数项R2观测值数 0.0 0 3*(3.9 7 8)0.0 3 7*0.0 2 9*0.0 1 8*(1.9 4 4)(2.4 5 6)(1.7 9 2)0.1 8 3*-6.1 4 6*-5.3 5 4*-3.8 6 3*(6.1 5 6)(-1 0.8 8 4)(-1 0.5 4 0)(-9.2 2 5)0.2 6 80.2 3 40.2 2 30.2 0 38 9 7 28 9 7 28 9 7 28 9 7 2注:1.()内为t 值。2.*、*和*分别代表在1%、5%和1 0%的水平上显著。3.已控制行业和年度固定效应,控制变量估计结果省略。表1 0 渠道检验估计结果(2):融资约束机制变量(1)F C(2)G P(3)G P f(4)G P sD i g iF C常数项R2观测值数-0.0 2 8*(-2.9 9 8)-0.0 0 2*-0.0 0 4*-0.0 0 1*(-1.8 4 3)(-2.2 1 4)(-1.9 8 1)8.8 3 3*-6.2 9 2*-5.5 5 3*-3.9 9 8*(1 6.4 7 2)(-1 0.0 9 8)(-9.9 8 2)(-8.5 9 0)0.6 9 80.2 3 60.2 2 50.2 0 68 5 6 48 5 6 48 5 6 48 5 6 4注:1.()内为t 值。2.*、*和*分别代表在1%、5%和1 0%的水平上显著。3.已控制行业和年度固定效应,控制变量估计结果省略。(四)横截面分析1.环境规制环境规制是企业绿色创新的源驱动力,是通过施加外部强制性监管压力或市场引导激励企业促进绿色技术创新活动的激励性因素。因此,企业数字化发展在不同环境规制压力下,对绿色创新带来的边际作用具有异质性,预期在环境规制较弱制度背景下,数字化发展对绿色创新带来的正向促进作用更为显著。本文以地区排污费用与工业增加值的比值度量不同省份环境规制强度,按其中位数分为强组和弱组进行分组检验,回归结果见表1 1。在第(2)(4)列的环境规制较弱样本中,数字化发展显著为正,但强环境规制样本中不再显著。总体而言,数字化发展对绿色创新的促进作用在环境规制较弱时更为明显,可能的原因在于,在环境规制较强制度下,绿色创新活动受企业数字化发展的边际作用更小。表1 1 环境规制的调节作用估计结果变量G P(1)强规制(2)