數字化轉型、綠色技術創新與制造企業績效的關系研究

王瑩

【摘 ?要】論文從制造業企業綠色技術創新中介效應的角度，構建制造業企業數字化轉型與企業績效的關系模型，利用2007-2020年中國上市制造業企業的面板數據進行實證檢驗，分析得出制造業企業數字化轉型對綠色技術創新與企業績效的影響關系。

【關鍵詞】數字化；綠色技術；創新發展；企業績效

【中圖分類號】F49；F425 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 【文獻標志碼】A ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 【文章編號】1673-1069（2023）01-0070-04

1 制造企業數字化轉型、綠色技術創新的必要性

面對全球化的競爭環境和疫情反復影響，大量企業認識到數據的作用和價值，經營決策由以經驗為主向數據驅動轉變，數字化轉型成為企業降本增效、優化管理的新動能。黨的二十大報告中提出“堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上，推動新型工業化，加快建設制造強國、數字中國”，同時提出“加快發展數字經濟，促進數字經濟和實體經濟深度融合，打造具有國際競爭力的數字產業集群”。同時提出“加快發展方式綠色轉型”“加快節能降碳先進技術研發和推廣應用，倡導綠色消費，推動形成綠色低碳的生產方式和生活方式”，因此，企業只有推行綠色技術創新，才是實現可持續發展的根本途徑。

2 理論分析與研究假設

2.1 數字化轉型與制造企業績效

數字化轉型為企業提供了構建異質性資源和資源保護機制的新思路、新途徑，并且在數字能力的支持下，隨著處理問題的頻率和深度越來越高，資源網絡之間衍生出的資源組合會大大增加模仿的難度，減少外部模仿的可能性。因此，通過數字化轉型的推進，也將幫助企業構建整合資源、技術的動態協調能力。這種以數字化轉型帶動的動態能力提升，使企業在管理和治理過程中能夠更加快速地協調生產經營活動，降低相關成本，提高企業效益。

據此，提出假設H1：數字化轉型對制造業企業績效具有正相關影響。

2.2 綠色技術創新的中介效應

企業數字化可以促進研發資源與知識的整合，優化企業創新技術資源，從而有力地推動企業開展綠色創新活動。根據自然資源基礎觀（NRBV）理論，企業的技術能力等內部組織要素是其進行綠色創新，從而構建持續競爭優勢的基礎。而創新金融資源、人力資源、技術資源和知識資源等因素都將對企業的綠色科技創新能力產生影響，其對企業的研發能力具有顯著的正向影響。

據此，提出假設H2：綠色技術創新在數字化轉型與企業績效之間起中介作用。

3 變量設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文初始研究樣本包括2007-2020年的我國所有上市制造企業。本文按照如下三重步驟對樣本進行篩選：

①剔除樣本中ST和*ST公司。由于這些企業的特殊性，因此可能會對被解釋變量和解釋變量之間的關系無法有效驗證。

②剔除模型定義中解釋變量、被解釋變量、中介變量和控制變量數據缺失的樣本。

③基于數據的右偏性，對樣本數據進行1%的縮尾處理。經過上述篩選，最終得到了1 341家企業7 541個觀測值。

本研究使用的數據處理軟件為Excel和Stata15。

3.2 變量定義

第一，被解釋變量：企業績效。本文借鑒金友良等（2020）、李林木等 （2020）學者普遍采用的指標，結合已有文獻，參考國務院國資委考核分配局發布的《企業業績評價標準值2020》中的指標選擇，采用ROE（凈資產收益率）衡量企業業績。

第二，解釋變量：數字化轉型。本文數字化轉型數據來源于國泰安數據庫中國數字經濟研究數據庫中的統計數據，用EDT表示。

第三，中介變量：綠色技術創新。馮根福等（2021）在研究中指出，專利作為企業業績的產出具有諸多優勢，而專利申請是經過嚴格的審查過程來檢驗創新成果的，因此專利數據更能代表創新成果。因此，本文利用綠色發明專利申請數量和綠色實用新型專利申請數量，對綠色技術創新進行了測算。分別用INV和UTI表示。

第四，控制變量：從已有的文獻研究來看，資產負債率、營業收入增長率、研發投入強度、企業性質以及企業財務杠桿等因素，都對數字化改造和企業業績造成了沖擊。因此，本研究在構造計量模型時，將上述變量作為控制變量加以使用。

主要控制變量及其測量方式如表1所示。

表1 ?主要控制變量定義和說明

3.3 模型建立

為檢驗研究假設，本文建立模型如下：

ROE=α1+α2EDT+α3DAR+α4REV+α5RD+α6STATE+α7EM

+ε （1）

INV=β1+β2EDT+β3DAR+β4REV+β5RD+β6STATE+β7EM

+ε （2）

UTI=β1+β2EDT+β3DAR+β4REV+β5RD+β6STATE+β7EM

+ε ?（3）

ROE=γ1+γ2INV+γ3DAR+γ4REV+γ5RD+γ6STATE+γ7EM

+ε ?（4）

ROE=γ1+γ2UTI+γ3DAR+γ4REV+γ5RD+γ6STATE+γ7EM

+ε（5）

ROE=δ1+δ2 EDT+δ3INV+δ4DAR+δ5REV+δ6RD+δ7STATE+δ8EM

+ε ?（6）

ROE=δ1+δ2EDT+δ3UTI+δ4DAR+δ5REV+δ6RD+δ7STATE+δ8EM

+ε ? ? ?（7）

模型（1）可以驗證假設H1，當α2＞0時假設H1成立。

模型（6）（7）可以驗證假設H2，當模型（1）中的α2顯著，模型（2）（3）中的β2顯著且模型（6）（7）中的δ2顯著，則假設H2成立，中介效應顯著。當δ3顯著時，則綠色技術創新為部分中介，當δ3不顯著時，則綠色技術創新為完全中介。

4 實證檢驗

4.1 樣本描述性統計分析

本文研究樣本量為7 541個，用到的變量有10個，且相關變量之間存在較大差異。主要變量的描述性統計如表2所示。表2 ?主要變量的描述性統計

4.2 主回歸分析

本文采用固定效應模型作回歸處理，同時為了消除特殊年份的事件影響以及不同行業之間的特征差異，本文對年份和行業也進行了控制，結果如表3所示。

表中結果顯示，制造業數字化轉型程度（EDT）對企業績效（ROE）的影響是+0.004 7，且在1%水平上顯著，t統計值為3.45，與（1）列結果一致，結果比較穩健，也就驗證了H1假設，數字化轉型對制造業企業績效具有正相關影響。

4.3 中介效應分析

回歸結果如表4所示。

（1）（2）（3）列構成了第一個中介變量也就是綠色發明專利（INV）的回歸。實證結果顯示，解釋變量數字化轉型（EDT）的系數為+0.002 8，且在5%水平上顯著。因此，綠色發明專利在數字化轉型和制造企業績效之間發揮著部分中介效應。

（1）（4）（5）列構成了第二個中介變量也就是綠色實用新型專利（UTI）的回歸。實證結果顯示，解釋變量數字化轉型（EDT）的系數為+0.004 3，且在1%水平上顯著。因此，綠色實用新型專利在數字化轉型和制造企業績效之間發揮著部分中介效應。

4.4 穩健性檢驗分析

本文采用學者杜建菊和朱沛文（2020）在做穩健性檢驗時用總資產收益率（ROA）替換凈資產收益率（ROE）進行穩健性檢驗，結果如表5所示。

綜上，替換了被解釋變量的衡量指標后，穩健性檢驗結果均與前文回歸結果基本一致，均通過了穩健性檢驗，前文的回歸分析結果均可靠有效。

5 研究結論與啟示

第一，數字化轉型對制造企業績效有顯著提升作用。數字化轉型程度越高，企業績效提升越明顯。

第二，綠色技術創新對企業績效具有正向顯著影響。企業通過綠色技術創新，一是解決了企業在產品生產過程中產生的污染問題，在社會面帶來一定的正面宣傳與影響；二是為顧客提供了綠色產品，使顧客對企業產生認同感，具有較高的市場競爭力，有利于企業績效的增加。

第三，從傳導中介路徑來看，綠色技術創新在數字化轉型與制造企業績效關系中產生顯著中介效應，同時，數字化轉型對綠色技術創新具有正向影響，數字化轉型帶動了綠色技術創新的進步。數字化轉型與綠色技術創新相結合，可以更好地提高企業績效。

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