数字经济发展与企业绿色创新——基于“智慧城市”试点建设的准自然实验研究

韦琳 马梦茹

(天津财经大学会计学院，天津 300222)

一、引言

随着中国经济的持续快速发展，城市化与工业化进程不断推进，环境污染问题愈发严重，绿色发展面临考验。企业作为市场发展的重要参与者，肩负协调经济运行与生态环境保护的重任[1]。在环保建设中，绿色创新不仅能够缓解企业生产过程中产生的负外部性问题，还能帮助企业获得绿色产品差异化竞争优势[2]，是破解中国经济增长与环境污染之间冲突的重要路径。然而，制度与市场的不完善以及绿色创新自身所具有的高风险属性给企业的绿色创新带来了一系列挑战。一方面，传统的环境规制手段给企业带来的环境治理“被动性”与创新资源优化配置要求企业的“主动性”[3]存在矛盾；另一方面，与一般性创新相比，绿色技术研发成功率更小，所需资金投入更大且风险性更高[4]。因此，深入挖掘企业绿色创新的激励因素，对充分利用“环境红利”助力我国经济高质量发展具有重要的现实意义。

伴随着人工智能、大数据、区块链、云计算等新兴技术的不断涌现，以数据为核心生产要素、以数字技术为驱动力的新兴生产方式受到了广泛关注，数字经济发展也为企业绿色创新带来了全新的契机。从数字经济的发展现状来看，2021年我国《“十四五”规划和2035年远景目标纲要》中提出“加快数字化发展，建设数字中国”，强调“打造数字经济新优势”，从顶层设计层面突出了数字经济发展的重要性；与此同时，根据中国通信研究院的统计数据，截至2020年我国数字经济规模达到39.2万亿元，占GDP比重约38.6%，位居世界第二。特别是在新冠疫情冲击与全球经济发展下行的叠加影响下，2020年我国数字经济仍保持9.7%的高位增长，成为稳定经济发展的关键动力，数字经济的赋能效应日益显现。整体来看，数字经济对于区域资源的优化配置[5]，很可能破解企业绿色创新的融资难题；与此同时，信息技术向微观企业的渗透有利于缓解代理问题、提升决策有效性[6]，可能会使企业转向绿色发展的道路。那么，数字经济究竟能否对企业绿色创新产生影响？二者通过何种机制发挥作用？本文旨在对上述问题进行探讨。

围绕数字经济开展的相关研究，首先需解决数字经济的测度问题。现有研究主要依托于北京大学数字经济研究中心与蚂蚁金服集团共同编制的数字惠普金融发展指数，该指数对于宏观经济、区域以及产业经济等方面的研究具备一定适用性。但郭峰和熊云军(2021)[7]提出，该指数对于上市公司的微观层面研究存在一定不匹配性，而囿于区域层面数字经济发展维度较多，指标体系构建以及数据获取难度大，因此对于数字经济的测度成为了该领域研究亟待解决的困难。针对于此，本文尝试从智慧城市建设的角度对区域数字经济发展水平进行衡量。智慧城市是通过综合运用新兴信息技术，整合信息资源并统筹业务应用系统，加强城市规划、建设和管理的新模式，其作为区域数字经济发展的重要抓手，为数字经济的测度提供了可能。根据2014年国务院印发的《国家新型城镇化规划(2014-2020)》，智慧城市建设主要包括六大方向：信息网络宽带化、规划管理信息化、基础设施智能化、公共服务便捷化、产业发展现代化、社会治理精细化。根据《智慧城市建设白皮书(2021)》，智慧城市建设内容包含如电子政务平台、智慧交通系统、平安城市系统、智慧金融系统、智慧医疗系统、环境监测系统、城市应急系统、城市大数据平台等。由此可见，智慧城市建设是数字经济发展的直观体现。基于此，本文利用智慧城市建设这一外生事件，采用多期DID模型，对数字经济发展与企业绿色创新的关系进行了检验。

本文可能的贡献主要体现在以下三个方面：第一，拓展了数字经济的微观经济后果。既有关于数字经济的研究主要集中在宏观层面，如对产业转型[8]、经济发展质量的影响等[9]，少数针对微观企业的研究主要集中在内部控制、企业价值和全要素生产率等方面[6]。本文立足于企业的绿色发展，进一步延伸了数字经济的微观后果；第二，丰富了企业绿色创新的影响因素。既有研究大多从环境规制的角度对绿色创新进行研究，如环保补贴、排污费等[2,10]，这些具有明显的政府干预特征。本文以数字经济作为切入点，拓展了企业绿色创新研究的范畴；第三，通过探讨数字经济与企业绿色创新的作用机制，揭开了二者之间的理论“黑箱”，从而为政府部门进一步推进数字经济发展提供政策启示，同时为企业利用数字技术赋能绿色转型发展提供了依据。

二、文献综述、理论分析与研究假设

(一)文献综述

“数字经济”一词最早由Tapscott(1996)[11]提出，认为数字经济是广泛运用信息技术的经济系统，包含“产业数字化”和“数字产业化”两大核心范畴。近年来，诸多学者对数字经济发展的经济后果进行了研究，整体可以划分为宏观和微观两大层面。在宏观层面，数字经济能够推动产业结构升级[8]、激发地区创业活跃度[12]、促进城市绿色创新[13]，整体有利于宏观经济发展[14]。在微观层面，数字经济发展能够缓解代理问题[15]、提升决策有效性[6]、促进企业实体投资[16]、优化创新资源配置[17]、提升企业的全要素生产率[18]。

绿色创新是开发或改良技术实现工艺、流程、产品、服务或管理等过程的创新[19]，具有帮助企业形成差异化竞争优势、促进环境保护的双重价值属性[20]。囿于绿色创新活动具有周期长、投入大、风险高的特点，因此对绿色创新活动收益与成本的考量是企业是否实施绿色创新战略的关键[21]。国内外学者对于企业绿色创新的影响因素进行了大量研究，整体包括两个方面：一是外部因素。现有研究大多聚焦于政府的环境规制政策，对碳排放权交易、排污交易、环保执法、低碳城市试点、环保目标责任制以及绿色信贷政策等进行了研究[10,22-23]；二是内部因素。主要体现在企业属性以及高管个体特征上，如企业规模、杠杆结构，高管的环保认知、从军经历等均会对企业的绿色创新产生影响[24-25]。

整体而言，数字经济与绿色创新的相关研究主题有着较大的拓展空间。一方面，现有关于数字经济的研究大多基于宏观视角展开，少数聚焦于微观企业的研究尚未涉及绿色创新这一研究主题，这为进一步延伸数字经济的微观经济后果提供了可能；另一方面，关于企业绿色创新的外部影响因素，学者们多从市场型和命令型环境规制政策入手，而由数字经济发展引领的外部环境变化所带来的影响尚未得到关注。基于此，本文立足于微观视角，通过探究数字经济与企业绿色创新之间的关系及其作用机制，以期对既有研究形成有益的补充。

(二)理论分析与研究假设

本文认为，数字经济发展能够缓解企业融资约束、提升内部治理水平、强化外部监管强度，从而对企业的绿色创新产生影响。

首先，数字经济能够缓解企业融资约束促进绿色创新。基于信息不对称理论，由于金融机构在事前难以掌握企业的有效信息、在事后难以掌控企业的用贷和还贷行为，因此金融机构与企业之间往往存在信贷资源错配。数字经济发展为金融机构提供了大数据、智能算法、云计算等先进技术，使金融机构前台信息获取、中台运营以及后台风控等业务流程得到强化，有助于完善企业征信评估、提升信贷双方信息透明度[21]。在技术支持下金融机构对贷款企业相关信息的获取、识别以及加工能力得到增强，针对企业短平快的融资需求能够进行实时决策，使企业获取融资支持的速度得到提升。如数字经济背景下的智慧金融系统通过为政府和金融机构提供企业融资需求以及信用信息，使企业的融资环境得到显著改善[26]，有效提升了金融资源的配置效率。针对企业而言，绿色创新相较于传统创新而言具有更高的风险和更大的资金需求[4]，融资困境往往成为企业实施绿色创新战略的关键掣肘[27]，而数字经济发展对于融资环境的改善，一定程度能够缓解企业的融资约束，从而为绿色创新活动提供有力的资金保障。

其次，数字经济能够提升公司治理水平促进绿色创新。一方面，数字经济发展能够促使信息技术向企业层面进行渗透，使企业组织管理形式更趋扁平化[18]，有利于不同部门通过共享环保信息进行专业知识互补，而横向的信息共享能够帮助企业从整体角度提高绿色创新的决策效率[21]。如研发部门关注绿色技术的可行性、工艺部门关注绿色产品制造能力、财务部门关注绿色创新的成本与回报，而通过信息技术将不同部门关注的重点信息进行整合与交流，将有助于减少绿色创新决策的模糊性与不确定性，提升绿色创新决策效率。另一方面，数字经济背景下城市大数据平台的建设能够提升企业信息透明度，缓解代理问题[28]，从而提升内部整体治理水平。针对企业而言，绿色创新战略的实施往往会受到股东与管理层之间代理冲突的影响。由于绿色创新具有较高的风险，且会对企业的当期收益产生不利影响，管理层基于薪酬业绩敏感性的考虑往往会规避绿色创新行为。而伴随数字经济发展对于企业内部治理的优化，股东与管理层的目标逐渐趋于一致[29]，企业将更有可能实施绿色创新发展战略，从而谋取长期收益和持续竞争优势。

最后，数字经济发展能够提升外部监管强度从而提升企业的绿色创新水平。根据成本收益原则，企业绿色发展与环境污染的行为选择往往是基于政企博弈的结果。与企业相比，政府在环境监管方面往往处于信息劣势地位[29]，因此传统的环境规制政策大多从末端治理入手[30]。然而，环境污染行为往往具有隐蔽性，当企业的污染行为未被及时发现导致惩处成本低于粗放式发展带来的收益时，基于理性经济人假说，企业仍会选择固有的发展模式，使得环境治理陷入“污染—查处—惩罚—再污染”的怪圈[31]。而伴随着数字经济的不断发展，诸如电子政务平台、城市环境监测系统、城市大数据平台等的应用，能够显著改善政府的信息劣势地位，使政府有能力从末端治理向前端治理转变，从而提升监管效率。如数字经济背景下环保智慧平台的应用，能够帮助政府直接调取企业废水、废气、污泥处置等现场视频，通过大数据分析污染企业在生产经营中存在的问题，这将极大程度降低执法人员实地考察的监管成本，提升了监督的全面性和实效性。而随着外部监管强度的提升，企业污染行为被识别的风险得到放大，当惩处成本高于粗放式发展带来的收益时，将会迫使企业采取绿色创新的发展模式。基于上述分析，本文提出如下假设。

H1数字经济发展有助于提升企业绿色创新水平，二者具有显著的正相关关系。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

当前区域层面的数字经济指标大多基于移动电话、互联网普及率等内容进行测度，其难以对物联网、大数据等新兴技术予以囊括，而智慧城市建设致力于打造城市大数据平台、共享技术赋能与应用支撑平台等，是物联网、5G、大数据等信息技术的综合性应用。本文以智慧城市建设作为区域数字经济发展水平的测度方式主要出于以下三方面思考：首先，从概念层面来看，数字经济的概念于2016年在《G20数字经济发展与合作倡议》中被提出，指以数字化的知识和信息作为关键生产要素、借助信息网络载体、融合信息通信技术的使用，为产业效率提升和经济结构优化提供动能的经济活动；智慧城市的概念最初由IBM公司于2009年提出，是综合运用互联网、物联网、空间信息、大数据等现代通信技术，构建以地理空间数据为统一载体、对城市各领域数据进行分析整合的数据管理体系，最终实现城市资源的高效配置以及可持续发展。二者在主要内涵、目的和手段方面具有高度的一致性。其次，从实践层面来看，智慧城市建设的具体项目如电子政务平台、智慧交通系统、智慧医疗系统、环境监测系统、城市大数据平台等均是区域数字经济发展与应用的直观体现。最后，从研究基础来看，徐维祥等(2022)[32]以智慧城市作为切入，对数字经济发展与城市碳排放的关系进行了研究；杜传忠和张远(2021)[33]从智慧城市的角度研究了数字经济对于企业生产率的影响。由此可见，智慧城市不仅在概念和实践上与数字经济具有紧密联系，同时在实证研究中具有可操作性。基于此，本文以智慧城市试点建设作为外生冲击，以检验数字经济发展对于微观企业的影响。

考虑到2007年1月开始实施的新会计准则与旧会计准则在科目口径方面差异较大，本文选取2007-2019年A股制造业上市公司作为研究对象，并对ST、PT等上市状态存在异常，以及数据存在缺失的企业进行剔除，最终得到9 706个企业-年度观测值。绿色专利数据通过国家知识产权局官方网站进行手工搜集，对照世界知识产权组织(WIPO)发布的《国际专利绿色分类清单》加以匹配。实证部分涉及的财务数据取自WIND数据库，公司治理数据取自CSMAR数据库。为消除异常值的影响，对连续变量在1%和99%水平上进行了双侧缩尾处理。

(二)变量界定

1.被解释变量

本文借鉴艾永芳和孔涛(2021)[34]的研究，以绿色专利作为企业绿色创新的测度方式。依据WIPO发布的《国际专利绿色分类清单》中关于绿色专利的IPC分类号标准，对企业的专利进行匹配，从而得到企业绿色专利数量。相较于实用新型和外观设计专利而言，发明专利更能反映企业的实质性创新水平[35]，基于此，本文分别设置绿色发明专利授权数量(INVEN_G)和绿色发明专利占全部绿色专利比重(INVEN_G/P)作为企业绿色创新的代理变量。

2.解释变量

由于智慧城市试点建设共分为三批，分别于2012-2014年进行，因此本文采用多期双重差分模型，设置解释变量DID，其为TREAT与POST的交乘项。其中TREAT为企业所在地级市是否为智慧城市的虚拟变量，是为1，否则为0；POST为智慧城市建设审批时间的虚拟变量，处于建设期之后的观测年份为1，否则为0。最终以DID作为本文核心解释变量。

3.主要控制变量

借鉴马永强等(2021)[36]的研究，本文设置主要控制变量如下。

表1 变量界定表

(三)研究方法与模型设计

智慧城市试点建设共分三批进行，因此本文采用多期DID的研究方法，借鉴黎文靖等(2021)[37]的研究，构建了包含企业个体和年份的双重固定效应模型

INVEN_Gi,t+1(INVEN_G/Pi,t+1)=α0+α1DID+CONTROLi,t+FIRM+YEAR+εi,t

(1)

由于专利从申请到授权往往会经历一定周期，因此本文对被解释变量做(t+1)期处理。由于智慧城市建设的政策变量TREAT与时间效应变量POST分别与企业个体特征和年份虚拟变量高度相关，因此模型在对企业个体固定效应和年份固定效应进行控制的基础上，不再放入TREAT和POST变量，而是主要观测二者交乘项DID的回归结果。CONTROL是影响企业绿色创新的控制变量，基于前文绿色创新影响因素的文献梳理，本文主要从企业属性和公司治理两个方面进行了指标设计。模型中α1是本文关注的核心，若该系数显著为正，则前文假设得以验证。

四、实证分析

(一)描述性统计分析

主要变量的描述性统计结果如表2所示，其中制造企业绿色发明专利授权INVEN_G的均值为0.49，极小值为0，极大值为93，企业之间的绿色创新水平差距较大；绿色发明专利占全部绿色专利比重INVEN_G/P的均值仅为7.88%，表明企业的绿色专利多为实用新型和外观设计专利，反映出制造企业在绿色专利方面的自主创新能力仍有待提升。解释变量DID均值为0.65，表明超过半数样本企业所在地为智慧城市建设的试点地区。从财务方面的控制变量来看，资产负债水平LEV均值为38.02%，总资产收益率ROA均值为4.31%，表明样本企业大多处于正常的生产经营状态。从公司治理的相关指标来看，股权集中度CONCEN均值为35%，极大值为89%，极小值为3%，表明企业之间股权集中程度差异较为明显；独立董事占比BI均值为37 %，极大值为80%，极小值为0，反映出独立董事在企业中的独立性和影响力亦有所不同。产权性质变量SOE均值为0.32，表明样本中非国有企业数量较多。

表2 描述性统计结果

(二)回归结果分析

表3是多期双重差分检验结果，其中列(1)-(3)结果显示，数字经济发展能够显著提升企业的绿色发明专利授权量，二者在1%水平上具有显著的正相关关系，加入全部控制变量后，二者相关系数为0.32。从列(4)-(6)结果来看，数字经济发展与绿色发明专利占比同样在1%水平上具有显著的正相关关系，加入全部控制变量后，二者系数为0.02。且随着控制变量的加入，模型整体拟合优度不断提升，表明模型解释力有所增强。由此表明，数字经济发展能够有效提升企业的绿色创新水平，前文假设得以验证。从控制变量来看，独立董事占比会显著影响企业绿色创新，表明董立董事对于企业的绿色发展起到了积极作用；且规模较大和成立年份较短的企业整体绿色创新水平更强。

表3 主回归检验结果

(三)稳健性检验

1.平行趋势检验

使用双重差分的一个重要前提是处理组与对照组之间在政策实施前满足平行趋势假设。基于此，本文构建了错层的准自然实验，检验结果如表4所示。PREi表示智慧城市试点建设前的第i年；AFTERi表示智慧城市试点建设后的第i年。由于本文实证周期为2007-2019年，为了更好地观测政策实施的差异，分别选取政策出台前2年至后3年进行检验。列(1)(2)显示，在政策出台前，处理组和对照组并没有出现显著差异；而在政策出台后，数字经济对于企业绿色创新呈现出了显著的正向影响。这一结果表明双重差分的实施基础成立。

2.内生性问题处理

本文解释变量智慧城市试点建设主要基于区域层面的中观数据，而被解释变量为企业微观层面数据，加之主回归过程中对企业绿色创新采用了(t+1)期的滞后处理，一定程度上能够缓解互为因果的内生性问题。但是企业所在地级市是否纳入智慧城市建设这一事件可能存在选择性偏误，为了对该问题可能产生的潜在内生性进行处理，本文采用倾向匹配得分(PSM)的方法对样本作进一步处理，构建Logit二值选择模型如下

表4 平行趋势检验结果

TREATi,t=β0+β1LEVi,t+β2ROAi,t+β3SIZEi,t+β4SOEi,t+β5AGEi,t+β6CONCENi,t+β7GDPi,t+FIRM+YEAR+εi,t

(2)

上述模型除了对企业层面的特征因素进行控制外，将地区经济发展水平GDP指标也纳入其中，以识别企业是否受到智慧城市建设影响。由于主检验样本中，处理组的观测数量多于对照组，因此，本文以对照组为基础进行了反向匹配。首先，以从未入选过智慧城市的地区企业为基础，采用无放回的匹配方式，基于1∶1最近邻匹配的方法，通过模型(2)估计出基本情况相似的处理组和对照组样本各2 023个；其次，对匹配后的样本进行平衡性检验，所得处理组与对照组企业的主要变量差异不再显著；最后，采用DID-PSM的方法对匹配后的样本进行检验，所得结果如表5列(1)(2)所示。可以看出，解释变量DID与绿色发明专利授权数量INVEN_G在1%水平上显著正相关，系数为0.43，同时与绿色发明专利占比INVEN_G/P同样在1%水平上显著正相关，系数为0.03。由此可见，在对内生性问题进行控制后，前文结论依然稳健，即数字经济发展能够显著提升企业的绿色创新水平。

表5 内生性处理与安慰剂检验结果

3.安慰剂检验

多期DID作为一种准自然实验研究方法，为排除其他因素干扰，本文借鉴李春涛等(2017)[38]的研究，对此进行安慰剂检验。具体而言，将前文配对后的样本，按照处理组和对照组进行划分，并以政策实施时间虚拟变量POST作为解释变量，分别考察智慧城市审批时间对于处理组和对照组是否存在差异化影响，检验结果如表5列(3)-(6)所示。其中，列(3)(4)为处理组的检验结果，可以看出解释变量POST对于绿色创新在5%水平上具有显著的正向影响；而列(5)(6)的对照组检验结果显示，解释变量与绿色创新之间并不具有显著关系。表明政策的实施有效提升了处理组企业的绿色创新水平，通过安慰剂检验后前文结论依然稳健。

4.变换观测周期

智慧城市建设于2012-2014年分三批逐次进行，为了避免统计周期过长带来了观测偏差，本文截取实验前后各三年的样本数据，即变换观测周期为2009-2016年，以此对模型(1)进行重新检验，所得结论如表6列(1)(2)所示。可以看出，解释变量DID与绿色发明专利授权数量INVEN_G在1%水平上显著正相关，系数为0.30；与绿色发明专利占比INVEN_G/P同样在1%水平上显著，系数为0.02，且主要控制变量的回归结果与前文无实质性差异。由此可见，变换观测周期后，前文结论依然稳健。

表6 稳健性检验结果

5.更换研究方法

前文检验以智慧城市建设的三个批次作为多期DID的政策节点，为了确保估计方法的可靠性，本文进一步更换研究方法进行稳健性检验。具体而言，将企业所在地入选第一批和第二批智慧城市建设的样本进行剔除，仅保留第三批智慧城市试点地区的企业以及从未入选智慧城市建设的样本企业。在此基础上，采用单期双重差分模型进行检验，结果如表6列(3)(4)所示。可以看出，无论被解释变量为绿色发明专利授权数量INVEN_G还是绿色发明专利占比INVEN_G/P，解释变量DID均与其在5%水平上具有显著的正相关关系。由此可以得出，在变换估计方法采用单期双重差分模型进行稳健性检验后，前文结论依然稳健。

6.延长滞后期

在主回归检验部分，考虑到专利从申请到授权往往会经历一段周期，因此以被解释变量的(t+1)期滞后项进行检验。然而发明专利相较于其他专利而言，往往在申请方面更具难度，相应的审批周期也更长，因此为了更好地匹配智慧城市建设对于企业绿色创新的影响时间，本文对被解释变量进一步采取(t+2)期滞后处理，所得回归结果如表6列(5)(6)所示。可以看出解释变量DID与绿色发明专利授权数量INVEN_G和绿色发明专利占比INVEN_G/P均在1%水平上显著正相关，系数分别为0.28和0.02，表明进一步延长滞后期的影响后，前文结论依然稳健。

五、进一步研究

(一)作用机制分析

前文已验证数字经济发展会对企业绿色创新产生积极影响，那么二者究竟通过何种机制发挥作用？本文进一步对此进行研究。

1.融资约束的中介作用

伴随数字经济的发展，信息技术的应用改善了资源供需双方的信息环境，降低了信息不对称程度，有助于企业信贷资源的获取，从而缓解融资约束。资金作为绿色创新的重要基础，融资问题的缓解很可能对企业绿色创新产生积极影响。基于此，本文进一步对融资约束的中介效应进行检验。借鉴温忠麟和叶宝娟(2014)[39]的中介效应检验方法，构建模型如下

INVEN_Gi,t+1(INVEN_G/Pi,t+1)=α0+α1DID+CONTROLi,t+FIRM+YEAR+εi,t

(3)

KZi,t=β0+β1DID+CONTROLi,t+FIRM+YEAR+εi,t

(4)

INVEN_Gi,t+1(INVEN_G/Pi,t+1)=γ0+γ1DID+γ2KZ+CONTROLi,t+FIRM+YEAR+εi,t

(5)

其中式(3)是中介效应的基础检验模型，若α1显著则对模型(4)和(5)进行检验；若β1显著，且γ1和γ2同时显著，则中介变量存在部分中介效应；若β1和γ2同时显著，且γ1不显著，则中介变量发挥了完全中介作用；若β1和γ2至少有一个不显著时，则进行SOBEL检验，若检验结果显著则存在部分中介效应，若SOBEL检验不显著则中介效应不存在。

本文借鉴余长林和池菊香(2021)[40]的研究，采用企业现金持有、流动比率、资产收益率、营业利润率、托宾Q值等财务指标，并加以企业年龄变量，依据Kaplan和Zingales(1997)[41]的计算方法，通过KZ指数对企业融资约束程度进行测算。该指标越大，表明企业受到的融资约束程度越高。检验结果如表7所示。列(1)(4)结果表明，数字经济发展对于企业绿色创新具有显著影响，即中介效应的基础路径存在，在此基础上，列(2)(5)结果显示数字经济发展会显著降低企业的融资约束水平，二者在1%水平上具有显著的负相关关系；最后，列(3)(6)显示中介变量融资约束与企业绿色创新均存在显著的负相关关系，且解释变量DID对于绿色创新依然具有显著的正向影响。由此表明，融资约束在数字经济与企业绿色创新之间发挥了部分中介作用，即数字经济发展通过缓解企业融资约束从而提升了绿色创新水平。

2.内部治理的中介作用

如前所述，数字经济发展有利于企业治理水平的提升[15]，那么作为公司治理的缩影，内部控制质量是否在数字经济与企业绿色创新之间发挥了中介作用？本文进一步对此进行检验。

以迪博发布的企业内控指数(IC)作为内部控制的代理变量，基于上述中介效应检验方法，检验结果如表8所示。在基础路径检验的基础上，列(2)(5)显示解释变量DID与企业内部控制之间在1%水平上具有显著的正相关关系，即数字经济发展能够提升企业的内部控制水平；进一步地，列(3)(6)结果显示，内部控制有利于提升企业的绿色创新，二者在5%水平上具有显著的正相关关系，同时解释变量DID对于绿色创新的影响依然显著。由此表明，内部控制在数字经济发展与企业绿色创新之间同样发挥了部分中介作用，即数字经济通过提升企业内部控制水平从而推动了绿色创新发展。

表7 融资约束的中介作用检验结果

3.监管强度的中介作用

数字经济发展可能通过信息技术的应用改善外部监管环境，使政府扭转信息劣势地位，强化了监督的全面性和及时性，从而加剧企业污染行为被识别的风险，倒逼企业采用绿色发展模式，提升绿色创新水平。因此，本文进一步对监管强度的中介作用进行检验。本文借鉴占佳和李秀香(2015)[42]的研究，以企业所在地每万人环境行政案件受理数量(REGULA)作为地区环境监管强度的代理变量，检验结果如表9所示。列(1)(4)显示，当被解释变量分别为绿色发明专利授权数量INVEN_G和绿色发明专利占比INVEN_G/P时，解释变量DID均会对其产生显著的正向影响；列(2)(5)结果表明数字经济发展显著提升了监管强度，二者在1%水平上具有显著的正相关关系；而在最终的检验中，列(3)(6)表明监管强度并未对企业的绿色创新产生显著影响。根据中介效应的检验规则，本文进一步采用了SOBEL检验。结果显示，当被解释变量为绿色发明专利授权数量INVEN_G时，Z值为0.46；而当被解释变量为绿色发明专利占比INVEN_G/P时，Z值0.21。二者均未通过SOBEL检验，表明监管强度并未发挥中介作用。因此，本文认为与融资约束和内部控制不同，数字经济对于监管环境的改善并未从根本上提升企业的绿色创新动力，通过技术手段虽然加大了监督的范围和实效性，但仍使企业的绿色创新具有被动响应特征，无法帮助企业主动构建竞争优势；与此同时，若政府部门未能及时加大污染行为的惩处力度，企业仍能够获得粗放式发展带来的净收益时，企业亦不会采取绿色发展的战略。

表8 内部控制的中介作用检验结果

(二)经济后果检验

前文已验证数字经济发展能够促进企业绿色创新，从现有研究来看，绿色创新能力的提升能够帮助企业建立核心竞争优势，获取超额利润，从而提升企业价值[29]。那么，数字经济发展是否会影响到绿色创新与企业价值之间的关系？借助于数字经济的技术手段，究竟会进一步放大绿色创新对于企业价值的增值效果，还是会挤出绿色创新的价值贡献？本文进一步对该问题进行研究。本文以托宾Q值(TOBINQ)作为企业价值的代理变量，构建如下模型

TOBINQi,t=β0+β1INVEN_Gi,t(INVEN_G/Pi,t)+β2LEVi,t+β3ROAi,t+β4SIZEi,t+β5PLUi,t+β6BIi,t+β7SOEi,t+β8AGEi,t+IND+REGION+YEAR+εi,t

(6)

TOBINQi,t=β0+β1INVEN_Gi,t(INVEN_G/Pi,t)+β2INVEN_Gi,t(INVEN_G/Pi,t)×DIDi,t-1+β3DIDi,t-1+β4LEVi,t+β5ROAi,t+β6SIZEi,t+β7PLUi,t+β8BIi,t+β9SOEi,t+β10AGEi,t+IND+REGION+YEAR+εi,t

(7)

表9 监管强度的中介效应检验结果

通过模型(6)先对绿色创新与企业价值的关系进行检验，在此基础上通过模型(7)考察β2的系数，以观测智慧城市建设对于绿色创新影响的经济后果，检验结果如表10所示。从列(1)来看，企业绿色发明专利授权数量INVEN_G能够显著提升企业价值TOBINQ，系数为0.01；列(2)结果显示，数字经济与绿色创新的交互项在5%水平上显著为正，系数为0.00；列(3)(4)以绿色发明专利占比INVEN_G/P进行检验，所得结果相似。由此可见，数字经济发展进一步加剧了绿色创新对于企业价值的提升作用。

表10 经济后果检验结果

六、研究结论与启示

本文研究了数字经济发展对于企业绿色创新的影响，在理论分析的基础上，基于智慧城市建设这一外生事件，以2007-2019年A股制造业上市公司数据，采用多期DID的方法进行了实证检验，所得结论如下：首先，数字经济发展能够显著提升企业的绿色创新水平，且该结论在经过内生性处理、变换观测周期和估计方法、延长滞后期以及安慰剂等一系列稳健性检验后依然有效；其次，数字经济通过提升企业内部控制质量、缓解融资约束从而促进了企业的绿色创新，而监管强度未能发挥中介作用；最后，经济后果检验发现，数字经济进一步促进了绿色创新对于企业价值的提升作用。

本文结论主要存在以下政策启示：首先，如何提升企业的绿色创新动力始终是困扰政府部门的难题。传统的环境规制政策虽然从末端治理的角度缓解了企业的污染行为，但其难以激发企业绿色创新的主动性。本文发现，数字经济发展能够促进企业的绿色创新，提升高质量绿色专利的产出数量。基于此，政府部门应进一步加大数字经济的基础设施建设、引导加大数字经济领域的投资力度，充分挖掘数字经济的技术红利，立足于数字经济发展引领的外部环境变化，对企业形成有效治理，引导企业向绿色、可持续发展的道路转变。其次，政府部门应结合数字经济的技术特点，有机协调政府与市场之间的关系，为企业的健康发展提供良好的外部环境。本文研究显示，数字经济能够缓解企业融资约束、提升内部治理水平，从而推动企业绿色创新发展，而监管强度的变化并未产生实质性作用。因此，政府部门依托数字技术搭建智慧金融平台、城市大数据平台的过程中，可以弱化政府干预力度，充分发挥市场对于资源配置和企业治理的作用。最后，企业应树立绿色发展理念，充分利用数字经济发展的政策红利，优化内部治理、多渠道提升融资能力，加大绿色产品与技术的开发力度，切实建立自身核心竞争优势，从而实现企业价值的提升。