邢明強，許 龍

（1.西安交通大學管理學院，西安 710049；2.河北經貿大學工商管理學院，石家莊 030061）

0 引言

綠色創(chuàng)新兼具“綠色”與“創(chuàng)新”特征，既可提高能源利用效率、降低污染排放，又可促進差異化綠色產品的形成，對制造業(yè)企業(yè)實現(xiàn)經濟與環(huán)境雙重效益至關重要[1]。然而，中國制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新有待進一步提升，其原因在于：企業(yè)為推進綠色創(chuàng)新需付出高額研發(fā)成本，且因易被模仿而難以獲得價值[2]；缺乏嚴謹?shù)奈廴九欧哦▋r機制，廢氣、廢水排放等污染行為的成本較低[1]。因此，如何促進制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新成為學界關注的焦點。

數(shù)字化轉型因泛生性、開放性、流動性等特征被視為企業(yè)綠色創(chuàng)新的關鍵[3]。但因“索洛悖論”存在，導致該領域仍未達成共識。如王旭等（2022）[4]以重污染企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新具有“數(shù)字驅動”和“能力詛咒”的雙重效應。當前研究雖已取得較大進展，但數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新的影響效果、機制、作用邊界等仍值得進一步探究。已有研究著重考察了數(shù)字化轉型對資本市場表現(xiàn)[5]、勞動收入份額[6]等的影響，但探索其對綠色創(chuàng)新影響的研究仍處于起步階段。以往研究在探索數(shù)字化轉型與綠色創(chuàng)新時多從技術創(chuàng)新、資源基礎出發(fā)，較少以動態(tài)能力為視角開展研究。此外，將環(huán)境規(guī)制和市場競爭程度作為權變因素考察政府和市場的雙重力量，能進一步明晰數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新的作用邊界。為此，本文立足動態(tài)能力理論和能力層次視角，以2011—2021 年滬深A股制造業(yè)上市公司為樣本，分析數(shù)字化轉型、動態(tài)能力對企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用機制，并探索政府環(huán)境規(guī)制和市場競爭程度的權變效應。

1 研究假設

1.1 數(shù)字化轉型與綠色創(chuàng)新

綠色創(chuàng)新相比其他類型的創(chuàng)新活動具有更高的風險和更大的回報不確定性[7]。數(shù)字化轉型兼具技術應用與組織變革特征，對綠色創(chuàng)新的作用具有以下機制：第一，數(shù)字化轉型有助于緩解制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的融資約束。首先，進行數(shù)字化轉型會為制造業(yè)企業(yè)帶來更多政府扶持，享受更多優(yōu)惠政策[7]。其次，進行數(shù)字化轉型可向制造業(yè)企業(yè)的供應商、需求方、投資者等利益相關者傳遞積極盈利信號而增大其融資可能性[4]。最后，作為以數(shù)字技術為內核的組織變革，進行數(shù)字化轉型能有效降低企業(yè)間信息不對稱性，從而提高制造業(yè)企業(yè)盈利能力[8]。第二，數(shù)字化轉型有助于夯實綠色創(chuàng)新的人才基礎。綠色創(chuàng)新的實現(xiàn)需要制造業(yè)企業(yè)攻克復雜技術難題，這對人力資源的能力與動機提出了更高要求[4]。就能力而言，數(shù)字化轉型一方面因增加了對高技能勞動力的需求而促進人力資本結構的調整，另一方面因對低技能勞動者的替代而實現(xiàn)人力資本的優(yōu)化[6]。就動機而言，數(shù)字化轉型一方面為員工提供更清晰透明的規(guī)章制度而實現(xiàn)員工與企業(yè)的有效鏈接，另一方面為員工帶來大體量、多類型的有價值信息，也為員工搭建了更為高效的學習與培訓平臺，全面提高員工參與綠色創(chuàng)新的動機和意愿[9]。第三，綠色創(chuàng)新的推進需要制造業(yè)企業(yè)打破組織邊界、有效利用內外部知識[10]，數(shù)字化轉型為其實現(xiàn)提供了可能。數(shù)字化轉型有助于建立自動化、智能化的業(yè)務流程并打通各創(chuàng)新環(huán)節(jié)、實現(xiàn)協(xié)同創(chuàng)新，有效降低了綠色創(chuàng)新成本。面向市場需要，數(shù)字化轉型賦能企業(yè)與客戶持續(xù)深度交互，確保精準獲取客戶需求信息、開展有針對性的研發(fā)生產，降低了制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的盲目性。因此，本文提出：

假設1：數(shù)字化轉型顯著正向影響制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

1.2 動態(tài)能力的中介作用

動態(tài)能力包括感知能力、獲取能力和重構能力，有助于制造業(yè)企業(yè)擺脫路徑依賴和結構慣性并在應變過程中實現(xiàn)綠色創(chuàng)新。首先，數(shù)字化轉型有助于促進制造業(yè)企業(yè)感知、篩選、識別、校準創(chuàng)新機會，包括研發(fā)和新技術識別、目標市場與消費者需求識別、競爭者與互補者識別等流程[11]。數(shù)字化轉型會重塑制造業(yè)企業(yè)組織結構、業(yè)務流程與溝通機制，增強制造業(yè)企業(yè)獲取、分析市場數(shù)據并發(fā)現(xiàn)新的市場需求的能力。其次，包含信息技術、互聯(lián)網技術在內的數(shù)字化轉型有助于制造業(yè)企業(yè)從外部獲取管理制度、技術標準等顯性知識及技巧、經驗等隱性知識[3]，倒逼人力資本結構優(yōu)化，從而確保制造業(yè)企業(yè)獲取具有新技術、新知識的人才[6]。同時，數(shù)字化轉型的積極信號釋放、信息不對稱改善等提升了制造業(yè)企業(yè)從政府、金融機構獲取綠色創(chuàng)新資金的可能性[8]。最后，制造業(yè)企業(yè)推進綠色創(chuàng)新過程中不確定性高、風險程度強，需面向高度不確定環(huán)境動態(tài)調整創(chuàng)新過程和方向[10]，這有賴于重構能力的提升。數(shù)字化轉型通過實現(xiàn)組織的去中心化增強組織柔性、實現(xiàn)外界變化的高速適應，也可通過數(shù)字孿生等技術賦能制造業(yè)企業(yè)在數(shù)字世界中以較低成本模擬綠色創(chuàng)新[3]。因此，本文提出：

假設2：動態(tài)能力在數(shù)字化轉型與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新間起中介作用。

1.3 環(huán)境規(guī)制、市場競爭的調節(jié)作用

作為戰(zhàn)略資源，動態(tài)能力對企業(yè)行為決策的影響應置于特定場景[11]。綠色創(chuàng)新具備的高風險、高投入、雙重外部性等特征，會導致制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新動力不足[2]，破解這一困境依賴于“有為政府”和“有效市場”的有機協(xié)同。

環(huán)境規(guī)制指政府為降低污染、避免浪費而制定的政策法規(guī)與規(guī)章制度等，是約束企業(yè)環(huán)保的重要力量[10]。處于強環(huán)境規(guī)制區(qū)域的制造業(yè)企業(yè)面臨更大的環(huán)保壓力和更高的環(huán)保成本[12]，動態(tài)能力越強意味著能越準確地把握市場動態(tài)、尋求有價值的綠色創(chuàng)新信息并將之與組織業(yè)務、流程整合，實現(xiàn)綠色創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，在降低綠色創(chuàng)新成本的同時提高綠色創(chuàng)新效率[10]。當環(huán)境規(guī)制較弱時，即便具備較強的動態(tài)能力，制造業(yè)企業(yè)也會因高風險、強雙重外部性等而不愿開展綠色創(chuàng)新[10]。

市場競爭被視為企業(yè)間資源優(yōu)化配置的調節(jié)機制，是影響制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的決定性因素[13]。綠色創(chuàng)新的推進需要制造業(yè)企業(yè)投入大量人力、物力和財力，且其效益不明確、回收周期長、風險難預估[4]。因此，當區(qū)域市場競爭程度較高時，為尋求利益最大化和收益穩(wěn)定性，制造業(yè)企業(yè)更傾向于將投資置于風險較低且回報穩(wěn)定的項目[13]。這種風險規(guī)避偏好導致制造業(yè)企業(yè)即便擁有高動態(tài)能力，也不會將綠色創(chuàng)新作為首選。但當市場競爭程度較低時，競爭對手可見性相對較高，高動態(tài)能力的制造業(yè)企業(yè)能更快速地獲取競爭對手綠色創(chuàng)新相關信息而提高創(chuàng)新效率[14]；同時，制造業(yè)企業(yè)所面臨的績效壓力相對較小，便于利用動態(tài)能力對相對充裕的資金、人員等創(chuàng)新資源優(yōu)化配置，最終促進綠色創(chuàng)新。因此，本文提出：

假設3：環(huán)境規(guī)制對動態(tài)能力與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新起正向調節(jié)作用。

假設4：市場競爭對動態(tài)能力與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新起負向調節(jié)作用。

1.4 環(huán)境規(guī)制、市場競爭對中介效應的調節(jié)作用

在中介機制前半段，數(shù)字化轉型提升制造業(yè)企業(yè)動態(tài)能力源于制造業(yè)企業(yè)以數(shù)字技術為核心對自身管理模式、業(yè)務流程、研發(fā)過程等的全面改造[3]，實現(xiàn)感知能力、獲取能力和重構能力的提升。這一過程雖受外部經濟、技術等宏觀環(huán)境影響和產業(yè)主導企業(yè)帶動[1]，但更多的仍是企業(yè)內部重塑。因此，環(huán)境規(guī)制和市場競爭對前半段的調節(jié)有限，更多的是在后半段中發(fā)揮作用。故本文提出：

假設5：環(huán)境規(guī)制對動態(tài)能力在數(shù)字化轉型與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的中介效應具有正向調節(jié)作用，該正向調節(jié)作用主要發(fā)生在后半段。

假設6：市場競爭對動態(tài)能力在數(shù)字化轉型與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的中介效應具有負向調節(jié)作用，該負向調節(jié)作用主要發(fā)生在后半段。

2 研究設計

2.1 變量定義與測量

（1）綠色創(chuàng)新（GPAT）。參考文獻[10,15]，采用綠色實用新型專利和綠色發(fā)明專利申請數(shù)量求和、加1并取自然對數(shù)衡量綠色創(chuàng)新。

（2）數(shù)字化轉型（DT）。借鑒文獻[5]，采用文本分析法對年報數(shù)據進行詞頻統(tǒng)計求和、加1并取自然對數(shù)衡量數(shù)字化轉型。

（3）動態(tài)能力（DyCap）。參考文獻[16]，將研發(fā)支出比（研發(fā)支出與總資產之比）、本科以上員工比例（本科以上員工占總員工的比例）和資產報酬率（凈利潤與總資產之比）標準化后取均值衡量動態(tài)能力。

（4）環(huán)境規(guī)制（EnvRe）和市場競爭程度（Comp）。環(huán)境規(guī)制參考文獻[17]，采用省級工業(yè)污染治理投資完成額占第二產業(yè)產值比重衡量。市場競爭程度參考文獻[14]，采用赫芬達爾指數(shù)（行業(yè)各公司營業(yè)收入占行業(yè)總營業(yè)收入比重的平方和）衡量。當行業(yè)赫芬達爾指數(shù)低于中位數(shù)時，表明企業(yè)面臨的市場競爭激烈，賦值為1；反之為0。

（5）參考以往研究，選擇以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size，企業(yè)總資產的自然對數(shù)）、企業(yè)年限（Age，企業(yè)成立年限的自然對數(shù)）、產權性質（State，國有企業(yè)賦值為1，其他為0）、兩職合一（Dual，董事長兼任總經理賦值為1，其他為0）、獨董比例（Indr，獨立董事與董事會總人數(shù)之比）和董事會規(guī)模（Board，董事會總人數(shù)加1取自然對數(shù)）。

2.2 模型構建

參考以往研究，運用式（1）至式（3）逐步檢驗動態(tài)能力在數(shù)字化轉型與綠色創(chuàng)新之間的中介效應，運用式（4）至式（7）檢驗有調節(jié)的中介效應。檢驗有調節(jié)的中介效應時，首先檢驗調節(jié)變量對主效應的調節(jié)作用，即式（4）中的c3；其次檢驗調節(jié)變量對自變量與中介變量關系的調節(jié)作用，分別為式（5）中的a1和a3；最后，若式（4）中c3不顯著則使用式（6），若顯著則使用式（7）。若a1和b2均顯著則調節(jié)變量對中介機制的后半段具有調節(jié)效應，若a3和b1均顯著則調節(jié)變量對中介機制的前半段具有調節(jié)效應，若a3和b2均顯著則調節(jié)變量對中介機制的前后路徑均具有調節(jié)效應。

其中，GPAT為綠色創(chuàng)新，DT為數(shù)字化轉型，DyCap為動態(tài)能力，U為調節(jié)變量，Control為控制變量，F(xiàn)irm與YEAR分別代表企業(yè)固定效應與時間固定效應，ε為隨機擾動項，i代表企業(yè)，t代表年份。

2.3 樣本選擇與數(shù)據來源

本文選取2011—2021 年滬深A 股制造業(yè)上市公司作為研究對象，數(shù)據源于國家統(tǒng)計局官網、CSMAR、Wind 和CNRDS數(shù)據庫。因數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新的影響需要一定周期，故綠色創(chuàng)新數(shù)據采集期為2012—2021年，其他數(shù)據采集期為2011—2020 年。刪除采集期間退市、ST 等特殊處理樣本以及刪除變量缺失或異常樣本后，對連續(xù)變量采取上下1%水平的縮尾處理以減少異常值影響。

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

控制個體和年份后開展回歸分析，結果見表1。模型（1）結果顯示，數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.036且在1%的水平上顯著。這表明數(shù)字化轉型顯著提高了制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新產出，提高了綠色創(chuàng)新效率，驗證了假設1。模型（2）顯示數(shù)字化轉型對動態(tài)能力的影響系數(shù)為0.002。模型（3）結果顯示，數(shù)字化轉型、動態(tài)能力對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)分別為0.035 和0.692。這表明數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新的促進效應是通過動態(tài)能力提升實現(xiàn)的，驗證了假設2。

表1 基準回歸結果

3.2 有調節(jié)的中介效應

進一步檢驗環(huán)境規(guī)制和市場競爭程度對中介機制的調節(jié)作用，見下頁表2。模型（1）結果顯示，環(huán)境規(guī)制與數(shù)字化轉型的交乘項對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為6.725，即式（4）中的c3顯著且為正。式（5）和式（7）的回歸結果見表3模型（2）和模型（3）。由模型（2）結果可知，數(shù)字化轉型對動態(tài)能力的影響系數(shù)為0.001，環(huán)境規(guī)制與數(shù)字化轉型的交乘項對動態(tài)能力的影響系數(shù)為0.077但并不顯著，即式（5）中a1顯著、a3不顯著，由模型（3）可知環(huán)境規(guī)制與動態(tài)能力的交乘項對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)，即式（7）的b2為137.461，驗證了假設3。又因a1和b2顯著且為正，證實環(huán)境規(guī)制增強了動態(tài)能力在數(shù)字化轉型與綠色創(chuàng)新間的中介作用，且調節(jié)效應發(fā)生在后半段路徑，驗證了假設5。

表2 有調節(jié)的中介效應結果

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

表2模型（4）至模型（6）呈現(xiàn)了市場競爭程度對動態(tài)能力的中介作用的調節(jié)效應。由模型（4）可知，市場競爭程度與數(shù)字化轉型的交乘項對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為-0.055。由模型（5）可知，數(shù)字化轉型對動態(tài)能力的影響系數(shù)為0.002，市場競爭程度與數(shù)字化轉型的交乘項對動態(tài)能力的影響系數(shù)為-0.000且不顯著，即式（5）的a1顯著為正、a3不顯著。由模型（6）可知，市場競爭程度與動態(tài)能力的交乘項對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為-0.918，即式（7）的b2顯著且為負，驗證了假設4。又因a1正向顯著和b2負向顯著，證實市場競爭程度弱化了動態(tài)能力在數(shù)字化轉型與綠色創(chuàng)新間的中介作用，且該調節(jié)效應發(fā)生在后半段路徑，驗證了假設6。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

參考文獻[7]，以“數(shù)字技術運用”維度詞頻數(shù)加1后取自然對數(shù)作為數(shù)字化轉型的替代變量，結果見下頁表3模型（1）至模型（3）。參考文獻[15]，使用綠色發(fā)明專利申請量衡量綠色創(chuàng)新，結果見表3 模型（4）至模型（6）。由表3可知，更換變量衡量方式后結論依舊成立。

3.4 內生性檢驗

（1）綠色創(chuàng)新前置兩期，結果見表4。數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.021，數(shù)字化轉型對動態(tài)能力的影響系數(shù)為0.002，數(shù)字化轉型、動態(tài)能力對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)分別是0.020和0.568。

表4 被解釋變量前置兩期的內生性檢驗結果

（2）PSM 檢驗。以數(shù)字化程度對樣本分組，大于中位數(shù)的企業(yè)賦值為1，設為實驗組；小于中位數(shù)的企業(yè)賦值為0，設為控制組。將控制變量設為協(xié)變量，使用Logit 回歸觀測樣本傾向性得分并進行半徑匹配和核匹配。結果顯示，匹配后標準化偏差均小于5%，t檢驗結果表明特征變量不存在顯著差異。半徑匹配平衡性檢驗和核匹配平衡性檢驗顯示，經過數(shù)字化轉型程度匹配后，協(xié)變量標準化偏差明顯降低，數(shù)字化程度大于中位數(shù)的樣本和小于中位數(shù)的樣本間差異顯著降低，證明PSM匹配結果可靠。半徑匹配和核匹配ATT效應對應的t檢驗值遠大于2.576（P＜0.01），說明處理組平均處理效應顯著。將PSM處理后的數(shù)據進行基準模型回歸，結果見下頁表5。表5模型（1）至模型（3）為半徑匹配結果，模型（4）至模型（6）為核匹配結果。無論是半徑匹配還是核匹配，數(shù)字化轉型的虛擬變量對綠色創(chuàng)新的影響均在5%的水平上顯著，對動態(tài)能力的影響均在1%的水平上顯著，且檢驗數(shù)字化轉型的虛擬變量與動態(tài)能力對綠色創(chuàng)新的影響時，前者至少在5%的水平上顯著，后者在1%的水平上顯著。經過PSM檢驗后，研究結論依舊成立。

表5 PSM匹配后的回歸結果

（3）參考文獻[18]，將數(shù)字化轉型滯后一期作為工具變量（IV），結果見下頁表6。表6模型（1）為第一階段回歸，IV對數(shù)字化轉型的影響系數(shù)為0.425且在1%的水平上顯著，滿足工具變量相關性要求。模型（2）為第二階段回歸，K_P rk LM統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，拒絕工具變量識別不足假設。C_D Wald F、K_P rk Wald F 統(tǒng)計量分別為2761.634、1503.541，遠大于Stock-Yogo 弱工具變量識別F檢驗在1%的顯著性水平上的臨界值，拒絕弱工具變量假設，表明工具變量具有合理性。由模型（2）可知，數(shù)字化轉型對綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.049，假設1依舊成立。

表6 工具變量法檢驗結果

4 結束語

本文以2011—2021 年滬深A 股制造業(yè)上市公司為研究樣本，實證分析了數(shù)字化轉型對企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用效果，并采用有調節(jié)的中介效應模型檢驗了環(huán)境規(guī)制和市場競爭的作用機制。結果顯示：數(shù)字化轉型通過增強制造業(yè)企業(yè)動態(tài)能力促進綠色創(chuàng)新；環(huán)境規(guī)制越嚴苛，該效應越顯著；市場競爭越激烈，該效應越弱化。對此，制造業(yè)企業(yè)應意識到數(shù)字化轉型是促進綠色創(chuàng)新的新引擎，應進一步加快數(shù)字技術對生產運營、研發(fā)創(chuàng)新、倉儲物流、營銷推廣、管理決策等的信息化、網絡化和智能化改造，幫助企業(yè)打破組織邊界，更為有效地從外部環(huán)境中感知、獲取并重構創(chuàng)新資源，從而實現(xiàn)對綠色創(chuàng)新的促進作用。此外，地方政府在倡導制造業(yè)數(shù)字化轉型和綠色發(fā)展時，應注意“有為政府”和“有效市場”的協(xié)調一致。一方面，引導制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新時不僅需要政府補貼激勵和進行成本補償，還需要制定科學有效的環(huán)境規(guī)制政策和采取適宜靈活的環(huán)境規(guī)制手段。對于具有較強動態(tài)能力的制造業(yè)企業(yè)而言，此類“有為政府”能較大程度地促進其綠色創(chuàng)新的推進。另一方面，雖然市場競爭是企業(yè)間資源優(yōu)化配置的有效途徑，應尊重市場內在的運營規(guī)律，但當市場競爭程度過高時會弱化因數(shù)字化轉型帶來的動態(tài)能力對制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進效果。尤其是在數(shù)字經濟時代，數(shù)字技術會導致自由市場而非“有效市場”[3]，應采取合理有效的措施避免“寡頭壟斷”形成，確保市場競爭公平有序。