數字經濟對企業綠色創新的影響研究
——基于內部控制的調節效應

謝曉燕，梁嘉妮

（內蒙古工業大學，內蒙古 呼和浩特市，010051）

黨的二十大報告明確指出“推動經濟社會發展綠色化、低碳化是實現高質量發展的關鍵環節”，實現碳達峰與碳中和，是貫徹新發展理念、構建新發展格局、推動高質量發展的內在要求。綠色創新作為國家和地區實現低碳節能、高質量發展的重要環節（金芳等，2021）[1]，在節能降碳、促進經濟綠色、高質量發展之中起著關鍵作用。然而，綠色創新本身的不確定性以及融資困難等因素使得綠色創新的動機和意愿不足，如何激發綠色創新動力成為助推經濟綠色、低碳發展的關鍵。近年來，數字經濟的崛起與繁榮為綠色創新賦予了新動能，數字經濟正在成為引領中國經濟增長和社會發展的重要力量。已有研究表明，數字經濟顯著提升了區域綠色創新效率，促進了企業持續綠色創新。鑒于此，本文從企業外部因素數字經濟的發展出發，深入探討數字經濟對企業綠色創新的影響。

本文以2012—2021年我國所有A 股上市公司為研究樣本，對數字經濟與企業綠色創新的內在機理進行了研究。結果表明：數字經濟顯著提升了企業綠色創新能力。本文可能的邊際貢獻如下：在研究視角上，本文從企業微觀內部控制理論視角出發，探討了內部控制在數字經濟與企業綠色創新之間所發揮的調節效應，為企業加強內部控制質量、提升綠色創新水平提供了新的理論基礎和經驗借鑒；在作用邊界上，本文基于企業規模、產權異質性等不同角度考察了數字經濟對企業綠色創新的影響，為助力企業加快實現綠色化轉型升級、實現數字化與綠色化協同發展提供了政策啟示。

一、文獻綜述

（一）企業綠色創新

綠色創新是為應對環境污染而形成的新觀點、新服務、新工藝，它兼具了保護環境、改善環境的責任（楊凡，2023）[2]，強調運用新技術與新理念實現經濟績效目標和環境保護目標?，F有文獻主要圍繞綠色創新的影響因素展開相關研究，主要包括兩個方面：一是外部宏觀政策方面，已有研究發現，綠色信貸、碳排放權交易制度顯著提升了企業綠色創新水平（劉瀾飚，2023[3]；梅林海，2023[4]），同時低碳試點政策的實施也顯著增強了企業綠色創新能力（王營，2023）[5]；二是企業內部微觀影響因素方面，高管環保認知、企業信息透明度、股權結構等均對企業綠色創新產生了顯著的促進作用（袁顯平，2023[6]；張玉明，2023[7]）。

（二）數字經濟與企業綠色創新

數字經濟作為以數據資源為關鍵要素的新型經濟形態，引發了社會和經濟的深刻變革，助力國家“雙碳”目標的實現?，F有關于數字經濟作用效果的研究主要聚焦于外部宏觀經濟與企業內部發展兩個層面。在宏觀層面，數字經濟提升了產業結構水平，優化了產業結構升級（陳小輝等，2020）[8]，并且其通過提升政府治理水平、推動智能化發展實現了經濟高質量發展（韋東明等，2023）[9]。在微觀層面，數字經濟的相關研究主要圍繞全要素生產率、企業創新和ESG 表現等方面展開。白萬平等（2022）研究發現，數字經濟顯著提高了企業全要素生產率[10]。宋敬等（2023）基于新熊彼特增長理論，實證檢驗得出數字經濟通過提升研發能力和推動人力資本升級提升了企業創新質量[11]。

二、理論分析與研究假設

（一）數字經濟對企業綠色創新的影響

首先，數字化技術的應用，在一定程度上解決了信息不對稱問題，提高了企業的生產運營效率和要素配置效率，使企業有更多的資金和資源投入技術研究與開發，促進企業綠色創新能力的提升。其次，數字經濟暢通了企業與消費者、競爭者、政府等利益相關者彼此之間進行資源互換的渠道，從而使得企業可以從利益相關者處獲得有益于綠色創造的資源補充。數字經濟的出現與發展催生了大量科技服務以及公共創新平臺，極大地減少了信息不對稱，在驅動企業進行綠色創新的活動中發揮了重要的平臺效應機制作用（邱洋冬，2022）[12]。最后，數字經濟情境之下，企業所處的環境更具開放性，外部監管壓力倒逼企業不斷提升自己的綠色創新水平。隨著外部監管強度的提升，企業污染行為被識別的風險得到放大，這將會迫使企業采取綠色創新的新發展模式（韋琳，2022）[13]。據此，本文提出如下假設：

H1：數字經濟有助于企業綠色創新水平的提升。

（二）融資約束的中介效應

綠色創新需要長期、大量的資源投入，僅靠企業內部資金難以滿足持續綠色創新的需要（高厚濱，2023）[14]，融資約束成為困擾企業綠色創新的首要難題。數字金融作為數字經濟的重要組成部分，為企業進行外部融資提供了多樣化的融資渠道，有效減少了企業的搜尋、摩擦與協調的成本，提高了外源融資水平（張旭娜，2023）[15]，保障了企業綠色創新的資金需求。因此，數字經濟能夠緩解企業“融資難”“融資貴”等問題，為企業進行綠色創新提供必要的資金支持，從而促進企業展開一系列綠色創新活動。據此，本文提出如下假設：

H2：數字經濟能夠通過緩解融資約束進而提升企業綠色創新水平。

（三）內部控制的調節作用

有效的內部控制是實現公司良好治理的基礎，能夠保障企業經營合規性和投資運營的良性回報率（耿合江，2020）[16]。一個高水平的內部控制能夠有效抑制企業經營及創新活動中的系統性風險，內部控制程度越高，企業越會加大創新投入水平（張曉紅等，2017）[17]。內控體系的建立與完善可以幫助企業清晰識別和控制風險，促進企業重視項目的環境披露、正面綠色績效和負面環境影響等，幫助企業規避政策和行業風險，提升自己的綠色研發和創新水平能力。因此，內部控制質量越高的企業，越會激發其進行綠色創新活動的動機。據此，本文提出如下假設：

H3：內部控制在數字經濟促進企業綠色創新的過程中起正向調節作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2012—2021年中國所有A 股上市公司為初始研究樣本。為保證實證分析的可操作性以及結果的準確性和可靠性，本文根據研究標準對原始數據進行如下處理：剔除保險類和金融類上市公司，剔除*ST、PT 類型的上市公司，剔除含有缺失值和異常值的上市公司。經過相關處理，最終共獲取20563 個有效觀測值。為了減輕潛在異常值的影響，本文對所有連續變量在1%和99%的水平上均進行了縮尾處理。本文所使用的相關財務數據均來源于國泰安數據庫（CSMAR），內部控制指數來源于深圳市迪博內部控制與風險管理數據庫（DIB），數字經濟指標運用文本分析方法對上市公司年報內容進行文本分析得到。

（二）變量定義

1.被解釋變量：綠色創新（GI）。參考李青原和肖澤華（2020）[18]的做法，同時考慮到綠色專利申請數量呈右偏分布的特征，使用綠色專利申請數加1 后取自然對數的做法來衡量企業的綠色創新水平。

2.解釋變量：數字經濟（Dige）。借鑒趙濤等（2020）[19]的研究，將互聯網發展作為測度核心要素，結合城市層面相關數據可獲得性，對數字經濟綜合發展水平從數字互聯網發展和數字普惠金融兩方面進行了測度。對于城市層面的數字互聯網發展的測度，參考黃群慧等（2019）[20]的方法，從互聯網普及率、從業人員情況、產出情況以及移動電話普及率四個維度進行測定。最后通過運用主成分分析方法，對上述五個指標的數據進行標準化和降維處理，最終得到數字經濟綜合發展指數。

3.中介變量：融資約束（SA）。借鑒鞠曉生等（2013）[21]的研究方法，用SA指數來衡量企業的融資約束程度。對SA取絕對值，該指標對應的數值越大，反映出企業面臨的融資約束程度越大。

4.調節變量：內部控制（IC）。借鑒洪金明和桑倩蘭（2021）[22]的研究方法，采用深圳市迪博內部控制與風險管理數據庫（DIB）中的內部控制指數來衡量企業的內部控制質量。該指數越大，表明企業的內部控制質量越好。

5.控制變量。參考已有的文獻做法，本文選取以下控制變量：企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、資產收益率（Roa）、股權集中度（Concern）、企業價值（TobinQ）、獨立董事比例（Indep）、兩職合一（Plu）。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設計

為考察數字經濟與企業綠色創新之間的關系，并檢驗融資約束在其中發揮的中介效應，基于該研究目標，構建如下模型進行相關的實證檢驗：

其中，GI為企業綠色創新水平，Dige為數字經濟，SA為融資約束，Controls為所有控制變量的集合，i,t分別表示企業和年份，為誤差項。若數字經濟系數顯著為正，表明數字經濟與企業綠色創新顯著正相關，H1 成立。在H1 成立的條件下，模型3 中若數字經濟系數都顯著為正，表明融資約束在數字經濟與企業綠色創新中起部分中介效應，H2 成立。

與此同時，為檢驗內部控制在數字經濟影響企業綠色創新的過程中所發揮的調節作用，構建如下模型：

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

從表2 描述性統計結果初步可知，不同企業之間綠色創新水平差距較大，部分企業自身綠色創新能力較強；各企業所處城市的數字經濟發展情況參差不齊，存在不均衡的特點。其他變量的描述性統計結果與已有文獻基本一致。

（續表）

表2 變量描述性統計

（二）回歸分析

表3 的列1 和列2 報告了數字經濟對企業綠色創新的回歸檢驗結果。在未控制行業和年份時，數字經濟（Dige）的回歸系數為0.1290，在1%的水平上顯著為正。列2 采用雙向固定效應模型進行穩健性檢驗，Dige的回歸系數為0.0562，通過了1%的顯著性水平檢驗，以上結果證實了假設H1，數字經濟有助于提升企業綠色創新水平。

表3 數字經濟與企業綠色創新

（三）影響機制分析：融資約束視角

表3 的第3 列和第4 列報告了融資約束在數字經濟提升企業綠色創新中所發揮的中介作用。列3 數字經濟（Dige）的回歸系數為-0.0397，在1%的水平上顯著為負，這表明數字經濟在一定程度上緩解了企業所面臨的融資約束問題。第4 列融資約束（SA）的系數為-0.1369，通過了1%的顯著性水平檢驗，說明企業面臨的融資約束問題越嚴重，越會削弱企業進行綠色創新的意愿，反之則會促進企業進行綠色創新。列3 數字經濟（Dige）與第4 列融資約束（SA）回歸系數的乘積與列3 數字經濟（Dige）系數符號相同，說明融資約束在數字經濟促進企業綠色創新的過程中起部分中介效應，假設H2 得以驗證。

（四）內部控制的調節作用

表4 報告了內部控制在數字經濟強化企業綠色創新過程中所發揮的調節作用。第3 列內部控制（IC）的回歸系數為0.1084，在1%的水平上顯著為正，表明企業內部控制質量越高，越會促進企業開展一系列綠色創新活動，數字經濟與內部控制交互項的回歸系數為0.3373，通過了1%的顯著性水平檢驗，表明內部控制強化了數字經濟對企業綠色創新的促進作用，證實了假設H3。

表4 內部控制的調節效應

（五）穩健性檢驗

表5 列示了替換被解釋變量以及將被解釋變量滯后一期的檢驗結果。列1 替換被解釋變量之后，數字經濟（Dige）的回歸系數為0.1462，在1%的水平上顯著為正，進一步證實了數字經濟有助于促進企業綠色創新。同時由于綠色創新活動具有周期長、投入高的特點，其需要一定的周期才能體現其作用效果，因此對被解釋變量綠色創新（GI）再進行滯后一期的處理，結果如列2所示。數字經濟（Dige）回歸系數在1%水平上仍顯著為正，再次驗證了前文的基礎回歸結果。

表5 穩健性檢驗結果

（六）異質性分析

企業本身在微觀特征方面所存在的差異在一定程度上使數字經濟對企業綠色創新的作用呈現出異質性的結果，因此本文分別從產權性質、企業規模兩個方面探討數字經濟對企業綠色創新的促進作用。

首先以產權性質作為分組依據，將樣本分為非國有企業和國有企業，回歸結果如表6 的第1 列和第2 列所示。數字經濟在推動企業綠色創新方面，對非國有企業的促進作用較大，而對國有企業的影響不顯著，原因可能是國有企業承擔更多更大的環境保護責任，因此數字經濟為企業綠色創新所帶來的邊際收益更小。

表6 異質性分析結果

其次，按照企業規模的中位數對樣本進行分組回歸，結果如第3 列和第4 列所示。數字經濟對大規模企業的綠色創新產生了顯著的推動作用，而對小規模企業的影響并不顯著，這意味著大規模企業自身在資源、技術方面有較大的優勢和雄厚的基礎，更能夠運用數字技術識別和發現綠色創新的發展契機，開展綠色創新活動，提升自身綠色創新水平。

五、研究結論

在數字經濟時代的背景下，本文以2012—2021年中國所有A 股上市公司作為研究樣本，實證分析了數字經濟與企業綠色創新的內在機理關系。主要研究結論如下：數字經濟顯著促進企業綠色創新水平提升，融資約束在數字經濟與綠色創新之間發揮中介效應；內部控制正向強化了數字經濟對綠色創新的影響；異質性分析顯示，在非國有企業和大規模企業之中，數字經濟對綠色創新的作用更為顯著。

基于上述結論，可從以下方面獲得啟示：首先，在宏觀層面，政府應該充分抓住數字經濟的機會窗口，建立技術研發交流平臺，促進綠色創新技術的廣泛應用，為綠色創新提供全方位支撐和匹配的制度和政策環境，激發企業綠色創新活動的意愿，向外界傳遞出綠色創新的積極信號；與此同時，針對中小企業研發不足以及基礎力量薄弱等因素的制約，政府應該出臺相關的支持性政策助力中小企業進行綠色技術的研發，培育更多的綠色創新企業。其次，在微觀層面，國有企業應該利用好“國有”身份帶來的獨特優勢，抓住數字化技術飛速發展的機會窗口，搶占戰略先機、獲取競爭優勢，扮演好“領導者”和“帶頭人”的角色，加快實現數字化轉型升級與企業綠色創新發展。非國有企業要充分利用數字經濟釋放的數字紅利，轉變自己所處的信息劣勢地位，進一步提升自身綠色創新的轉化效率和質量。企業層面還應該要加強自身內部控制質量，優化企業資源配置，發揮內部控制的風險規避效應，提高企業綠色創新能力。