数字经济对企业绿色创新的影响研究
——基于内部控制的调节效应

谢晓燕，梁嘉妮

（内蒙古工业大学，内蒙古 呼和浩特市，010051）

党的二十大报告明确指出“推动经济社会发展绿色化、低碳化是实现高质量发展的关键环节”，实现碳达峰与碳中和，是贯彻新发展理念、构建新发展格局、推动高质量发展的内在要求。绿色创新作为国家和地区实现低碳节能、高质量发展的重要环节（金芳等，2021）[1]，在节能降碳、促进经济绿色、高质量发展之中起着关键作用。然而，绿色创新本身的不确定性以及融资困难等因素使得绿色创新的动机和意愿不足，如何激发绿色创新动力成为助推经济绿色、低碳发展的关键。近年来，数字经济的崛起与繁荣为绿色创新赋予了新动能，数字经济正在成为引领中国经济增长和社会发展的重要力量。已有研究表明，数字经济显著提升了区域绿色创新效率，促进了企业持续绿色创新。鉴于此，本文从企业外部因素数字经济的发展出发，深入探讨数字经济对企业绿色创新的影响。

本文以2012—2021年我国所有A 股上市公司为研究样本，对数字经济与企业绿色创新的内在机理进行了研究。结果表明：数字经济显著提升了企业绿色创新能力。本文可能的边际贡献如下：在研究视角上，本文从企业微观内部控制理论视角出发，探讨了内部控制在数字经济与企业绿色创新之间所发挥的调节效应，为企业加强内部控制质量、提升绿色创新水平提供了新的理论基础和经验借鉴；在作用边界上，本文基于企业规模、产权异质性等不同角度考察了数字经济对企业绿色创新的影响，为助力企业加快实现绿色化转型升级、实现数字化与绿色化协同发展提供了政策启示。

一、文献综述

（一）企业绿色创新

绿色创新是为应对环境污染而形成的新观点、新服务、新工艺，它兼具了保护环境、改善环境的责任（杨凡，2023）[2]，强调运用新技术与新理念实现经济绩效目标和环境保护目标。现有文献主要围绕绿色创新的影响因素展开相关研究，主要包括两个方面：一是外部宏观政策方面，已有研究发现，绿色信贷、碳排放权交易制度显著提升了企业绿色创新水平（刘澜飚，2023[3]；梅林海，2023[4]），同时低碳试点政策的实施也显著增强了企业绿色创新能力（王营，2023）[5]；二是企业内部微观影响因素方面，高管环保认知、企业信息透明度、股权结构等均对企业绿色创新产生了显著的促进作用（袁显平，2023[6]；张玉明，2023[7]）。

（二）数字经济与企业绿色创新

数字经济作为以数据资源为关键要素的新型经济形态，引发了社会和经济的深刻变革，助力国家“双碳”目标的实现。现有关于数字经济作用效果的研究主要聚焦于外部宏观经济与企业内部发展两个层面。在宏观层面，数字经济提升了产业结构水平，优化了产业结构升级（陈小辉等，2020）[8]，并且其通过提升政府治理水平、推动智能化发展实现了经济高质量发展（韦东明等，2023）[9]。在微观层面，数字经济的相关研究主要围绕全要素生产率、企业创新和ESG 表现等方面展开。白万平等（2022）研究发现，数字经济显著提高了企业全要素生产率[10]。宋敬等（2023）基于新熊彼特增长理论，实证检验得出数字经济通过提升研发能力和推动人力资本升级提升了企业创新质量[11]。

二、理论分析与研究假设

（一）数字经济对企业绿色创新的影响

首先，数字化技术的应用，在一定程度上解决了信息不对称问题，提高了企业的生产运营效率和要素配置效率，使企业有更多的资金和资源投入技术研究与开发，促进企业绿色创新能力的提升。其次，数字经济畅通了企业与消费者、竞争者、政府等利益相关者彼此之间进行资源互换的渠道，从而使得企业可以从利益相关者处获得有益于绿色创造的资源补充。数字经济的出现与发展催生了大量科技服务以及公共创新平台，极大地减少了信息不对称，在驱动企业进行绿色创新的活动中发挥了重要的平台效应机制作用（邱洋冬，2022）[12]。最后，数字经济情境之下，企业所处的环境更具开放性，外部监管压力倒逼企业不断提升自己的绿色创新水平。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，这将会迫使企业采取绿色创新的新发展模式（韦琳，2022）[13]。据此，本文提出如下假设：

H1：数字经济有助于企业绿色创新水平的提升。

（二）融资约束的中介效应

绿色创新需要长期、大量的资源投入，仅靠企业内部资金难以满足持续绿色创新的需要（高厚滨，2023）[14]，融资约束成为困扰企业绿色创新的首要难题。数字金融作为数字经济的重要组成部分，为企业进行外部融资提供了多样化的融资渠道，有效减少了企业的搜寻、摩擦与协调的成本，提高了外源融资水平（张旭娜，2023）[15]，保障了企业绿色创新的资金需求。因此，数字经济能够缓解企业“融资难”“融资贵”等问题，为企业进行绿色创新提供必要的资金支持，从而促进企业展开一系列绿色创新活动。据此，本文提出如下假设：

H2：数字经济能够通过缓解融资约束进而提升企业绿色创新水平。

（三）内部控制的调节作用

有效的内部控制是实现公司良好治理的基础，能够保障企业经营合规性和投资运营的良性回报率（耿合江，2020）[16]。一个高水平的内部控制能够有效抑制企业经营及创新活动中的系统性风险，内部控制程度越高，企业越会加大创新投入水平（张晓红等，2017）[17]。内控体系的建立与完善可以帮助企业清晰识别和控制风险，促进企业重视项目的环境披露、正面绿色绩效和负面环境影响等，帮助企业规避政策和行业风险，提升自己的绿色研发和创新水平能力。因此，内部控制质量越高的企业，越会激发其进行绿色创新活动的动机。据此，本文提出如下假设：

H3：内部控制在数字经济促进企业绿色创新的过程中起正向调节作用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2012—2021年中国所有A 股上市公司为初始研究样本。为保证实证分析的可操作性以及结果的准确性和可靠性，本文根据研究标准对原始数据进行如下处理：剔除保险类和金融类上市公司，剔除*ST、PT 类型的上市公司，剔除含有缺失值和异常值的上市公司。经过相关处理，最终共获取20563 个有效观测值。为了减轻潜在异常值的影响，本文对所有连续变量在1%和99%的水平上均进行了缩尾处理。本文所使用的相关财务数据均来源于国泰安数据库（CSMAR），内部控制指数来源于深圳市迪博内部控制与风险管理数据库（DIB），数字经济指标运用文本分析方法对上市公司年报内容进行文本分析得到。

（二）变量定义

1.被解释变量：绿色创新（GI）。参考李青原和肖泽华（2020）[18]的做法，同时考虑到绿色专利申请数量呈右偏分布的特征，使用绿色专利申请数加1 后取自然对数的做法来衡量企业的绿色创新水平。

2.解释变量：数字经济（Dige）。借鉴赵涛等（2020）[19]的研究，将互联网发展作为测度核心要素，结合城市层面相关数据可获得性，对数字经济综合发展水平从数字互联网发展和数字普惠金融两方面进行了测度。对于城市层面的数字互联网发展的测度，参考黄群慧等（2019）[20]的方法，从互联网普及率、从业人员情况、产出情况以及移动电话普及率四个维度进行测定。最后通过运用主成分分析方法，对上述五个指标的数据进行标准化和降维处理，最终得到数字经济综合发展指数。

3.中介变量：融资约束（SA）。借鉴鞠晓生等（2013）[21]的研究方法，用SA指数来衡量企业的融资约束程度。对SA取绝对值，该指标对应的数值越大，反映出企业面临的融资约束程度越大。

4.调节变量：内部控制（IC）。借鉴洪金明和桑倩兰（2021）[22]的研究方法，采用深圳市迪博内部控制与风险管理数据库（DIB）中的内部控制指数来衡量企业的内部控制质量。该指数越大，表明企业的内部控制质量越好。

5.控制变量。参考已有的文献做法，本文选取以下控制变量：企业年龄（Age）、资产负债率（Lev）、资产收益率（Roa）、股权集中度（Concern）、企业价值（TobinQ）、独立董事比例（Indep）、两职合一（Plu）。具体变量定义见表1。

表1 变量定义表

（三）模型设计

为考察数字经济与企业绿色创新之间的关系，并检验融资约束在其中发挥的中介效应，基于该研究目标，构建如下模型进行相关的实证检验：

其中，GI为企业绿色创新水平，Dige为数字经济，SA为融资约束，Controls为所有控制变量的集合，i,t分别表示企业和年份，为误差项。若数字经济系数显著为正，表明数字经济与企业绿色创新显著正相关，H1 成立。在H1 成立的条件下，模型3 中若数字经济系数都显著为正，表明融资约束在数字经济与企业绿色创新中起部分中介效应，H2 成立。

与此同时，为检验内部控制在数字经济影响企业绿色创新的过程中所发挥的调节作用，构建如下模型：

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

从表2 描述性统计结果初步可知，不同企业之间绿色创新水平差距较大，部分企业自身绿色创新能力较强；各企业所处城市的数字经济发展情况参差不齐，存在不均衡的特点。其他变量的描述性统计结果与已有文献基本一致。

（续表）

表2 变量描述性统计

（二）回归分析

表3 的列1 和列2 报告了数字经济对企业绿色创新的回归检验结果。在未控制行业和年份时，数字经济（Dige）的回归系数为0.1290，在1%的水平上显著为正。列2 采用双向固定效应模型进行稳健性检验，Dige的回归系数为0.0562，通过了1%的显著性水平检验，以上结果证实了假设H1，数字经济有助于提升企业绿色创新水平。

表3 数字经济与企业绿色创新

（三）影响机制分析：融资约束视角

表3 的第3 列和第4 列报告了融资约束在数字经济提升企业绿色创新中所发挥的中介作用。列3 数字经济（Dige）的回归系数为-0.0397，在1%的水平上显著为负，这表明数字经济在一定程度上缓解了企业所面临的融资约束问题。第4 列融资约束（SA）的系数为-0.1369，通过了1%的显著性水平检验，说明企业面临的融资约束问题越严重，越会削弱企业进行绿色创新的意愿，反之则会促进企业进行绿色创新。列3 数字经济（Dige）与第4 列融资约束（SA）回归系数的乘积与列3 数字经济（Dige）系数符号相同，说明融资约束在数字经济促进企业绿色创新的过程中起部分中介效应，假设H2 得以验证。

（四）内部控制的调节作用

表4 报告了内部控制在数字经济强化企业绿色创新过程中所发挥的调节作用。第3 列内部控制（IC）的回归系数为0.1084，在1%的水平上显著为正，表明企业内部控制质量越高，越会促进企业开展一系列绿色创新活动，数字经济与内部控制交互项的回归系数为0.3373，通过了1%的显著性水平检验，表明内部控制强化了数字经济对企业绿色创新的促进作用，证实了假设H3。

表4 内部控制的调节效应

（五）稳健性检验

表5 列示了替换被解释变量以及将被解释变量滞后一期的检验结果。列1 替换被解释变量之后，数字经济（Dige）的回归系数为0.1462，在1%的水平上显著为正，进一步证实了数字经济有助于促进企业绿色创新。同时由于绿色创新活动具有周期长、投入高的特点，其需要一定的周期才能体现其作用效果，因此对被解释变量绿色创新（GI）再进行滞后一期的处理，结果如列2所示。数字经济（Dige）回归系数在1%水平上仍显著为正，再次验证了前文的基础回归结果。

表5 稳健性检验结果

（六）异质性分析

企业本身在微观特征方面所存在的差异在一定程度上使数字经济对企业绿色创新的作用呈现出异质性的结果，因此本文分别从产权性质、企业规模两个方面探讨数字经济对企业绿色创新的促进作用。

首先以产权性质作为分组依据，将样本分为非国有企业和国有企业，回归结果如表6 的第1 列和第2 列所示。数字经济在推动企业绿色创新方面，对非国有企业的促进作用较大，而对国有企业的影响不显著，原因可能是国有企业承担更多更大的环境保护责任，因此数字经济为企业绿色创新所带来的边际收益更小。

表6 异质性分析结果

其次，按照企业规模的中位数对样本进行分组回归，结果如第3 列和第4 列所示。数字经济对大规模企业的绿色创新产生了显著的推动作用，而对小规模企业的影响并不显著，这意味着大规模企业自身在资源、技术方面有较大的优势和雄厚的基础，更能够运用数字技术识别和发现绿色创新的发展契机，开展绿色创新活动，提升自身绿色创新水平。

五、研究结论

在数字经济时代的背景下，本文以2012—2021年中国所有A 股上市公司作为研究样本，实证分析了数字经济与企业绿色创新的内在机理关系。主要研究结论如下：数字经济显著促进企业绿色创新水平提升，融资约束在数字经济与绿色创新之间发挥中介效应；内部控制正向强化了数字经济对绿色创新的影响；异质性分析显示，在非国有企业和大规模企业之中，数字经济对绿色创新的作用更为显著。

基于上述结论，可从以下方面获得启示：首先，在宏观层面，政府应该充分抓住数字经济的机会窗口，建立技术研发交流平台，促进绿色创新技术的广泛应用，为绿色创新提供全方位支撑和匹配的制度和政策环境，激发企业绿色创新活动的意愿，向外界传递出绿色创新的积极信号；与此同时，针对中小企业研发不足以及基础力量薄弱等因素的制约，政府应该出台相关的支持性政策助力中小企业进行绿色技术的研发，培育更多的绿色创新企业。其次，在微观层面，国有企业应该利用好“国有”身份带来的独特优势，抓住数字化技术飞速发展的机会窗口，抢占战略先机、获取竞争优势，扮演好“领导者”和“带头人”的角色，加快实现数字化转型升级与企业绿色创新发展。非国有企业要充分利用数字经济释放的数字红利，转变自己所处的信息劣势地位，进一步提升自身绿色创新的转化效率和质量。企业层面还应该要加强自身内部控制质量，优化企业资源配置，发挥内部控制的风险规避效应，提高企业绿色创新能力。