数字化转型能否赋能制造企业绿色创新？——兼论内部控制质量与政府补助的影响机制

□ 张聪 代飞 张黎鑫

一、引言

当前，我国制造业增加值占全球比重已超过30%，制造业规模连续14年位居全球第一，中国俨然已成为名至实归的制造业大国。与此同时，长期粗放式经济发展模式给生态环境带来了巨大负担，工业绿色发展面临着一系列严峻的挑战。尽管近年来我国制造业持续加大绿色创新投入，但在经济与环境方面均收效甚微。作为我国国民经济发展的重要支柱，制造业绿色转型迫在眉睫。

数字化浪潮席卷全球，数字经济既是我国经济高质量发展的内在引擎，更是提升国家综合实力和持久竞争力的着力点，我国非常重视制造业高质量发展中的数字化绿色化双化协同效应。在此背景下，我国政府开始探索数字化绿色化协同转型发展（双化协同）的行动计划。但由于我国制造企业普遍面临管理能力与资源技术的“卡脖子”瓶颈问题，在推进绿色制造与智能制造进程中受到明显制约。因此，研究数字化转型对制造企业绿色创新的作用效果，对于数字化背景下制造企业实现绿色可持续发展具有重要的现实意义。此外，考虑到制造企业吸收来自企业外部的政府补助能对技术创新投入产生“挤入作用”（谢琨和张正銮，2022），加之高风险高投入的绿色创新活动与企业内部控制质量密切相关（翟华云和高蔚然，2023）。基于此，本文聚焦于数字化转型与制造企业绿色创新的作用关系，并从内外部双重视角进一步剖析内部控制质量与政府补助的内在作用机制。

随着数字经济的高速发展和环境问题的日益凸显，企业数字化转型与绿色创新日渐受到学术界各方关注。现有研究对数字化转型与绿色创新的作用关系尚未形成统一意见，多数研究发现数字化转型可以赋能企业绿色创新，但也有学者认为数字化转型会对绿色创新起到“数据驱动”与“能力诅咒”的“双刃剑”作用（王旭等，2022）。机制作用方面，大多学者从资源基础、信息效应等视角展开研究，例如现有研究发现数字化转型能通过发挥信息传递效应和信息资源效应（刘艳霞等，2023）、提高资源配置能力和信息透明度（田海峰和刘华军，2023）以及缓解融资约束和提高企业履行社会责任的意识（Fan et al.，2023）促进企业绿色创新，鲜有学者基于内部治理机制视角与战略响应视角进行机制研究，但战略响应和内部治理决定着一个企业的生死存亡，影响着企业管理决策执行效果。因此，很有必要基于内部治理和战略响应的双重视角，探讨数字化转型对绿色创新的影响机制的“黑箱”。

本文可能的边际贡献在于：（1）基于制造业上市公司微观数据，深入探究了数字化转型对企业绿色创新的影响效应；（2）聚焦于企业内部治理机制与战略响应内外部双重视角，识别了数字化转型与绿色创新的潜在机制，验证了企业内部控制质量与政府补助是数字化转型影响制造企业绿色创新的重要渠道，丰富了数字化转型与绿色创新渠道机制的相关研究；（3）在研究实践上，为制造企业制定和实施差异化数字化发展与绿色创新战略，充分释放数字技术对企业绿色创新的贡献能力，推进数字化绿色化协同发展，促进企业可持续高质量发展提供可参考意见。

二、理论分析与研究假设

（一）数字化转型与制造企业绿色创新

数字化转型通过数字技术的运用，能提高制造企业内外部资源配置效率、加速信息共享和促进知识整合，进而赋能企业绿色创新，帮助企业实现绿色发展。

首先，根据自然资源基础观理论，内部资源是企业进行绿色创新、实现绿色发展的重要组织要素，也是企业保持持续性竞争优势的内在引擎（杨东和柴慧敏，2015），其中创新资源是影响企业绿色创新的重要内部要素之一（毕克新等，2014）。从企业内部看，数字化转型能帮助企业优化资源配置和改进创新模式，提高资源使用效率，促进创新人力资源和财力资源的投入（肖静和曾萍，2022）；从企业外部看，数字技术的应用能够推动企业开展联合创新，提高自主技术创新意愿和能力，进而拓展企业的创新技术资源（宋德勇等，2022）。因此，企业数字化转型能够促进技术、财力、人力等创新资源向利用效率更高的领域流动，改善资源错配，助推企业绿色创新。

其次，借助于数字技术和数字平台，企业内外部信息得以以低成本、迅速、实时的方式产生、分享和交流（戚聿东和肖旭，2020） ，优化绿色创新资源（黄群慧等，2019），激励企业进行绿色创新。一方面，企业内部信息共享能力的提升更有助于加强各部门员工之间的交流和协作，促进新信息和知识的产生和提炼，进而整合和优化企业创新要素配置，提升企业创新能力，为企业的绿色创新活动提供了有利条件（Subramaniam & Youndt，2005 ；Carr& Kaynak，2007）。另一方面，企业加速外部信息共享，不仅有助于企业整合上下游公司信息，提高经营管理效率和治理能力，而且还能帮助利益相关者了解企业内部信息、降低信息不对称，进而缓解外部融资约束、加强了企业与利益相关者之间的交流与合作（王可和李连燕，2018；祁怀锦等，2020）。

最后，大数据、移动互联网和云计算等信息技术的运用，消除了因物理环境给企业带来的发展约束（肖旭和戚聿东，2019），使多元创新主体（如企业、大学、科研院所、个体技术开发者、政府、客户等）可以进行跨区域、跨领域的协同创新（张昕蔚，2019）。企业通过不同领域知识的创造、整合和优化，实现内部知识存量的增加和外部知识的溢出（Shapiro，2011），为绿色创新创造有利条件。

基于上述分析，本文提出以下假设：

假设1：数字化转型有助于促进制造企业绿色创新。

（二）数字化转型、内部控制质量与绿色创新

内部控制不仅是预防和控制企业内外部风险、确保企业财务信息真实可靠、促成企业战略目标实现以及促进企业可持续发展的重要运营管理方法，也是规范企业高管行为、提升管理层能力和公司治理水平的重要管理策略和手段（倪克金和刘修岩，2021）。内部控制的有效性除了取决于内部控制制度设计的合理性、执行人员素养、企业文化等，还决定于内部控制技术和工具的更新。当前，数字化转型的浪潮已然开启，大数据、人工智能、5G以及物联网等新一代信息技术不断加速发展与创新，并逐渐应用到企业内部经营管理的各个环节，如今数字化技术已成为了优化企业内部控制体系的重要工具。其一，工业互联网与物联网的深度融合能有效打破信息孤岛问题，提升信息沟通效率，加速知识扩散，优化要素配置，改善治理环境（刘祎等，2020）；其二，数字技术的应用能帮助企业准确识别风险，建立风险评估模型，强化企业的风险控制，以及加强对生产制造过程的监督，提高制造质量和效率（罗艳梅等，2022）；其三，企业数字化转型可以显著提升公司治理能力、治理水平和管理效率，有助于降低企业员工机会主义行为的概率，抑制高管损害企业利益的行为，缓解委托代理矛盾（王福君和吴浩，2023）。因此，制造企业数字化转型能有效提升内部控制质量。

根据内部控制促进论，内部控制能够发挥创新激励作用。相较于常规创新，绿色创新的风险更高、周期更长、投入也更大，因而对企业内部控制质量的要求也更高。一方面，高质量的内部控制意味着企业会计信息质量较高，能降低利益相关者之间的信息不对称、缓解代理冲突，进而有助于提高投资者对企业绿色创新项目的投资意愿，降低绿色创新活动的融资成本和风险（宫兴国和李贺杰，2021；赵莉和王慧娟2023）；另一方面，从信息传递和资源配置角度来看，高质量的内部控制能加强绿色创新专业技术人员信息沟通，增强协同创新意识，还能优化企业绿色创新资源配置，进而促进绿色创新有序、高效地开展（赵莉和王慧娟，2023），提高绿色创新成果转化率。因而，可以合理地认为，内部控制质量越高越有利于企业进行绿色创新。

由此，本文提出：

假设2：制造企业数字化转型通过提高内部控制质量促进企业绿色创新。

（三）数字化转型、政府补助与绿色创新

由于我国的产业政策是选择性产业政策，具有鲜明的政府主导特征（江飞涛和李晓萍，2010），政府在选择扶持对象时，会筛选出更具创新实力和发展前景的企业进行政策性补助，这也导致了企业政策性套利行为的产生（张国胜和杜鹏飞，2022）。政策性套利是指企业为套取国家补助而主动响应国家战略的一种“策略性行为”。随着数字化时代的发展，数字化转型的企业在计算分析和信息融通等方面具有明显优势，这些优势促进了企业的政策性套利行为。其一，企业可以运用数字技术进行大数据计算和分析，评估套利行为的风险和收益，从数据层面帮助企业进行套利决策。其二，数字化转型还能帮助企业搜索、收集和分析相关政策信息，把握政策最新动态，促使企业更好地迎合政策需求，提高获取政府补贴的可能性（应千伟和何思怡，2021）。此外，企业进行数字化转型还有助于增强信息透明度，减少与政府之间的信息不对称，进而提高政府选取扶持对象的准确性与及时性（李金昌等，2023）。因此，数字化转型的优势不仅促进了制造企业的政策性套利行为，还有助于增强信息透明度、降低信息不对称，进而有利于企业获取政府补贴。

政府补助是政府依据一定时期内的经济政策和方针，有目的地向微观经济实体提供的无偿资金支持（孔东民等，2013）。一方面，政府补助可以直接为企业的研发活动提供更为充裕的现金流，缓解企业外部融资约束，降低创新风险，激励企业绿色创新（王晓燕等，2021）；另一方面，政府补助还能发挥信号传递作用，企业获得了政策扶持的同时无疑也得到政府的“隐性担保”，这向市场传递了一个积极信号，可以帮助企业吸收外部投资，为企业带来更多创新资源，提高企业绿色创新积极性，促进其培养和提升绿色创新能力，提升绿色创新效率（周维，2018）。因此，政府补助能够直接或间接促进企业绿色创新。

基于上述分析，本研究提出如下假设：

假设3：数字化转型能通过吸引政府补助促进制造企业绿色创新。

三、研究设计

（一）模型设定

本文通过构建如下基准回归模型以验证研究假设1：

其中，G Ii,t表示制造企业i在t年的绿色创新水平，EDTi,t表示制造企业i在t年的数字化程度，Controls为包括上市年限、企业规模、两权分离率、第一大股东持股比例、资产负债率、总资产收益率和企业竞争程度在内的企业层面控制变量，α0表示常数项，α1-6为变量相关系数，εt为随机扰动项，Yeart为年份固定效应。

（二）变量定义

1. 被解释变量：绿色创新（GI）

目前国内外尚无统一或权威公认的企业绿色创新程度测度方法，比较具有代表性的度量方法有绿色专利申请量、绿色专利授权量、量表设计、绿色全要素生产率以及通过自主构建绿色创新评价体系等。为更加可靠、稳定和及时地刻画与比较企业的绿色创新水平，本文借鉴肖小虹等（2021）的做法，对企业专利申请数取自然对数，以此衡量企业绿色创新水平。

2.核心解释变量：数字化转型（EDT）

参考大部分学者的做法，本文采用文本分析法来测度企业数字化转型程度。具体而言，本文以《广东金融学院·中国上市企业数字化转型指数》公布的数字化转型词频为衡量基础，借鉴申明浩和谭伟杰（2022）的做法，对数字化转型关键词汇的词语总数进行反双曲正弦处理，进以衡量制造企业数字化水平。

3.机制变量

（1）内部控制质量（DIB）。本文以DIB迪博数据库的内部控制指数为衡量基础，对该指数除以100进行标准化处理，得到用于刻画企业内部控制质量的指标。

（2）政府补助。本文对上市公司政府补助中来源于企业营业外收入和其他收益科目下的所有明细项目进行加总得到政府补助总额，参照学者巴曙松等（2022）的做法，将上市制造企业本期获得的政府补助总额与营业收入的比值作为政府补助的表征变量，并进一步将该数值乘以100，进行标准化处理，以此衡量企业的政府补助强度。

4.控制变量

本文参照相关研究，选取了上市年限（Age）、企业规模（Size）、两权分离率（Sot）、第一大股东持股比例（Top1）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、行业竞争度（HHIA）作为控制变量，此外本文还引入了年度（Year）虚拟变量，变量定义与说明具体见表1。

表1 变量定义与说明

（三）样本选取与数据来源

本文以2012-2020年我国沪深A股上市的制造企业为研究对象，数据来源于《广东金融学院·中国上市企业数字化转型指数》、CNRDS专利数据库、国泰安数据库和Choice数据库。并对样本数据做以下筛选和处理：（1）剔除研究期间ST、*ST类及退市公司；（2）剔除金融保险类行业公司样本；（3）剔除数据存在异常值、缺失的样本；（4）进行上下1%水平的Winsorize缩尾处理。处理完后得到9年662家制造业上市公司的平衡面板数据，共计5958个样本观测值。

（四）描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果，由表可知数字化转型的均值为3.093，标准差为1.289，最小值为0，最大值为5.787，说明我国制造企业的数字化程度差异较大，部分企业甚至还未开始进行数字化转型；绿色创新均值为1.263，标准差为1.317，表明样本制造企业总体绿色创新水平较低，企业之间的绿色创新水平差异也较大。

表2 变量描述性统计结果

四、实证结果与分析

（一）基准回归

表3为基准回归结果。列（1）-（4）分别为无控制变量、有控制变量、固定效应和随机效应的回归结果，数字化转型与绿色创新的系数分别为0.284、0.224、0.187和0.070，且均在1%的统计水平显著为正，假设1得到验证，即企业数字化转型程度越高，越有助于促进制造企业绿色创新水平的提升。此外，根据豪斯曼Hausman检验结果显示，拒绝了随机效应的原假设，因此固定效应模型为最优选择。

表3 基准回归结果

（二）内生性问题与稳健性检验

1.内生性问题

本章旨在考查制造企业数字化转型对绿色创新的影响，但在具体检验中可能存在“绿色创新水平越高的制造企业数字化水平越高”这一反向因果关系导致的内生性问题。对于这一问题，本文采用工具变量法进行处理和控制，以在一定程度上削弱反向因果问题。具体而言，本文借鉴王海芳等（2022）的做法，选择同年份同省份其他制造企业数字化转型程度的均值作为工具变量进行回归检验。表4列（1）的结果显示回归系数在1%水平上显著为正；此外在工具变量与内生变量个数相等情况下，识别不足检验P值为0.000，强烈拒绝了原假设，表明工具变量与内生变量显著相关；进一步，弱工具变量（Cragg-Donald Wald F statistic）F值为75.310，大于10，拒绝了“存在弱工具变量” 的假设，说明本文所选取的工具变量是可靠的。在排除内生性问题的干扰后，回归结果与前文研究结论基本一致。

表4 内生性与稳健性检验结果

2.稳健性检验

（1）替换被解释变量。考虑到我国专利的类型中发明专利的申请难度更大、技术价值更高和创新性更强，加之专利申请数量比专利授权数量更能体现出企业的创新活力、创新能力和创新水平。鉴于此，本文对企业绿色发明专利申请量取自然对数以此作为被解释变量并进行重新回归，由表4列（2）可见，回归结果与基准回归结果一致。

（2）替换解释变量。考虑到部分制造业上市公司绿色创新项目的建设期较长，本文将解释变量数字化转型滞后一期，并代入模型进行回归。表4列（3）显示滞后一期的数字化转型仍能显著驱动制造企业绿色创新，与前文回归结果一致。

（3）高阶联合固定效应。由于不同区域制造企业数字化转型程度与绿色创新水平均存在一定差异，本文在控制时点效应的基础上，进一步增加了城市虚拟变量与省份虚拟变量，以控制区域层面的影响。表4第（4）和第（5）列分别为同时控制年份和省份以及年份和城市的回归结果，该结果与前文结论一致，表明基准回归具备稳健性。

（三）异质性检验

1.产权性质

由于国有企业和非国有企业在发展目标、政治功能和市场竞争方面存在不同追求，企业技术等资源配置强度以及战略决策也会存在差异，这使得企业数字化转型与绿色创新的关系可能会存在产权异质性。由表5可见，国有企业与非国有企业的数字化转型（EDT）回归系数均在1%的水平上显著为正，且国有企业略大于非国有企业，说明国有制造企业数字化转型对绿色创新的驱动作用比非国有制造企业更明显。可能的原因是，一方面国有企业为贯彻落实国家数字化转型与“双碳”政策，积极通过数字化技术开展绿色创新，实现绿色转型；另一方面，相较于非国有企业，国有企业更有资源储备优势，更有助于进行数字化转型和开展绿色创新活动。

表5 异质性检验：基于产权性质、技术需求和生命周期的视角

2.技术需求

根据技术需求的不同，制造企业可以分为高新技术制造企业与非高新技术制造企业。高新技术制造企业属于知识与技术密集型行业，相较于非高新技术制造企业，其在技术创新和产品研发方面的速度明显更快。此外，这些企业拥有更为丰富的数字硬件基础设施，并且已经在数字化转型方面取得了相对较高的水平（靳毓等，2022）。那么，数字化转型对绿色创新的促进作用可能会受到制造企业技术需求的影响。因此，本文对高新技术企业样本和非高新技术企业样本分别进行回归。回归结果如表5所示，高新技术企业与非高新技术企业样本组的数字化转型（EDT）回归系数分别为0.171和0.209，且均在1%的水平上显著为正。这意味着，在非高新技术企业中数字化转型对绿色创新的促进作用更强，而在高新技术企业中较弱。主要原因是：尽管非高新技术企业在创新能力和技术基础等方面相对较为薄弱，但在数字化转型的过程中，它们更容易通过改善管理、优化创新资源配置以及改良生产等方式，提升绿色创新能力。

3.生命周期

参照Dickinson（2011）的做法，本文运用现金流分类组合法将企业生命周期划分为成长期、成熟期与衰退期，并分别对处于不同生命周期的企业进行分组回归，以检验制造企业数字化转型对绿色创新的影响是否存在生命周期异质性。根据表5可以发现，成长期、成熟期和衰退期的制造企业数字化转型均能显著正向促进绿色创新，且成熟期的促进作用最明显，成长期次之，衰退期最弱，与现有研究结果一致（田海峰和刘华军，2023）。

五、机制分析

为检验制造企业数字化转型对绿色创新的影响机制，本文借鉴Di Giuli 和 Laux（2022）的两阶段检验法构建模型2和模型3：

式中，Mi,t为机制变量，包括内部控制质量和政府补助，为机制变量预测值。

（一）基于内部控制质量的机制检验

企业内部控制质量的机制检验结果如表6列（1）和列（2）所示，列（1）为数字化转型（EDT）与内部控制质量（DIB）的一阶段回归结果，由表可知EDT的系数为2.796，在1%水平上显著为正，即企业数字化水平越高，越有助于提升其内部控制质量。列（2）是内部控制质量预测值（）与绿色创新（GI）的二阶段回归结果，结果表明与GI在1%的水平上显著正相关，说明企业内部控制质量越高，越有利于企业的绿色创新管理，进而保障企业绿色创新活动有序开展，提高绿色创新效率和产出水平。

表6 机制检验：内部控制质量

因此，企业内部控制质量是数字化转型促进制造企业绿色创新的作用机制，本文假设2成立。

（二）基于政府补助的机制检验

政府补助的机制检验结果如表7列（1）和列（2）所示，列（1）为数字化（EDT）与政府补助（Gov）的一阶段回归结果，由表可知EDT的系数为0.130，在10%水平上显著为正，即企业数字化水平越高，越有助于企业套取政府补助。列（2）是政府补助预测值（） 与绿色创新（GI）的二阶段回归结果，结果表明与GI在1%的水平上显著正相关，说明企业获得的政府补助金额越多，越有利于为绿色创新活动补充研发投入。

表7 机制检验：政府补助

因此，政府补助是数字化转型促进制造企业绿色创新的作用机制，本文假设2成立。

六、结论与建议

本文以2012-2020年我国沪深A股662家制造业上市公司为样本，运用固定效应模型和两阶段检验法，实证检验数字化转型对制造企业绿色创新的影响效应，并深入探究了其中的作用机制。研究结论如下：（1）数字化转型显著正向驱动制造企业绿色创新。（2）机制检验结果表明，数字化转型能通过提高企业内部控制质量和套取政府补助两种途径赋能制造企业绿色创新。（3）异质性分析发现，国有、非高新技术以及处于成熟期的制造企业，数字化赋能绿色创新的效果更加突出。

基于上述结论，本文提出以下几点政策建议：

第一，顺应数字化时代发展的浪潮，把握数字经济发展新机遇。制造企业应加强数字技术基础设施和网络体系建设，将数字化技术与生产运营深度融合，加速数字技术应用与数字化转型，推进制造智能化，进以提升自身综合实力和市场竞争力。

第二，重视数字化转型的公司治理作用，将数字化转型作为推动企业绿色转型的落脚点。研究表明数字化转型与绿色创新存在显著正相关关系，因此制造企业应夯实数字化转型的技术和管理基础，将数字技术贯穿绿色创新全过程，促进数字化与绿色化深度融合，提高绿色创新资源利用率和配置效率，提升绿色创新产出数量和质量。

第三，充分利用内部控制质量与政府补助的传导效应。企业应在数字化转型过程中，通过借助数字技术，加强内部自我监督，提升自身内部控制质量，从而保障绿色创新活动高效、有序开展，为绿色发展奠定坚实基础；此外，实施数字化转型的制造企业还应运用数字技术收集、剖析政府相关补贴政策信息，计算分析套利的风险与收益，为获得政府补助做好前期准备，积极争取外部创新资源，为绿色创新活动赋能。

第四，要遵循差异化原则，根据企业的异质性特征制定针对性的数字化转型方案与绿色创新战略。本文研究发现制造企业数字化转型对绿色创新的促进作用在不同产权性质、技术密集程度和生命周期下存在差异性。因此，制造企业应根据自身情况制定和实施差异化数字化发展与绿色创新战略，充分释放数字技术对企业绿色创新的贡献能力，推进数字化绿色化协同发展，促进企业可持续高质量发展。