邢明強(qiáng)，許 龍

（1.西安交通大學(xué)管理學(xué)院，西安 710049；2.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)工商管理學(xué)院，石家莊 030061）

0 引言

綠色創(chuàng)新兼具“綠色”與“創(chuàng)新”特征，既可提高能源利用效率、降低污染排放，又可促進(jìn)差異化綠色產(chǎn)品的形成，對(duì)制造業(yè)企業(yè)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境雙重效益至關(guān)重要[1]。然而，中國(guó)制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新有待進(jìn)一步提升，其原因在于：企業(yè)為推進(jìn)綠色創(chuàng)新需付出高額研發(fā)成本，且因易被模仿而難以獲得價(jià)值[2]；缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)奈廴九欧哦▋r(jià)機(jī)制，廢氣、廢水排放等污染行為的成本較低[1]。因此，如何促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新成為學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。

數(shù)字化轉(zhuǎn)型因泛生性、開(kāi)放性、流動(dòng)性等特征被視為企業(yè)綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵[3]。但因“索洛悖論”存在，導(dǎo)致該領(lǐng)域仍未達(dá)成共識(shí)。如王旭等（2022）[4]以重污染企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新具有“數(shù)字驅(qū)動(dòng)”和“能力詛咒”的雙重效應(yīng)。當(dāng)前研究雖已取得較大進(jìn)展，但數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新的影響效果、機(jī)制、作用邊界等仍值得進(jìn)一步探究。已有研究著重考察了數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)資本市場(chǎng)表現(xiàn)[5]、勞動(dòng)收入份額[6]等的影響，但探索其對(duì)綠色創(chuàng)新影響的研究仍處于起步階段。以往研究在探索數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色創(chuàng)新時(shí)多從技術(shù)創(chuàng)新、資源基礎(chǔ)出發(fā)，較少以動(dòng)態(tài)能力為視角開(kāi)展研究。此外，將環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度作為權(quán)變因素考察政府和市場(chǎng)的雙重力量，能進(jìn)一步明晰數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新的作用邊界。為此，本文立足動(dòng)態(tài)能力理論和能力層次視角，以2011—2021 年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為樣本，分析數(shù)字化轉(zhuǎn)型、動(dòng)態(tài)能力對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用機(jī)制，并探索政府環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的權(quán)變效應(yīng)。

1 研究假設(shè)

1.1 數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色創(chuàng)新

綠色創(chuàng)新相比其他類型的創(chuàng)新活動(dòng)具有更高的風(fēng)險(xiǎn)和更大的回報(bào)不確定性[7]。數(shù)字化轉(zhuǎn)型兼具技術(shù)應(yīng)用與組織變革特征，對(duì)綠色創(chuàng)新的作用具有以下機(jī)制：第一，數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于緩解制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的融資約束。首先，進(jìn)行數(shù)字化轉(zhuǎn)型會(huì)為制造業(yè)企業(yè)帶來(lái)更多政府扶持，享受更多優(yōu)惠政策[7]。其次，進(jìn)行數(shù)字化轉(zhuǎn)型可向制造業(yè)企業(yè)的供應(yīng)商、需求方、投資者等利益相關(guān)者傳遞積極盈利信號(hào)而增大其融資可能性[4]。最后，作為以數(shù)字技術(shù)為內(nèi)核的組織變革，進(jìn)行數(shù)字化轉(zhuǎn)型能有效降低企業(yè)間信息不對(duì)稱性，從而提高制造業(yè)企業(yè)盈利能力[8]。第二，數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于夯實(shí)綠色創(chuàng)新的人才基礎(chǔ)。綠色創(chuàng)新的實(shí)現(xiàn)需要制造業(yè)企業(yè)攻克復(fù)雜技術(shù)難題，這對(duì)人力資源的能力與動(dòng)機(jī)提出了更高要求[4]。就能力而言，數(shù)字化轉(zhuǎn)型一方面因增加了對(duì)高技能勞動(dòng)力的需求而促進(jìn)人力資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整，另一方面因?qū)Φ图寄軇趧?dòng)者的替代而實(shí)現(xiàn)人力資本的優(yōu)化[6]。就動(dòng)機(jī)而言，數(shù)字化轉(zhuǎn)型一方面為員工提供更清晰透明的規(guī)章制度而實(shí)現(xiàn)員工與企業(yè)的有效鏈接，另一方面為員工帶來(lái)大體量、多類型的有價(jià)值信息，也為員工搭建了更為高效的學(xué)習(xí)與培訓(xùn)平臺(tái)，全面提高員工參與綠色創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)和意愿[9]。第三，綠色創(chuàng)新的推進(jìn)需要制造業(yè)企業(yè)打破組織邊界、有效利用內(nèi)外部知識(shí)[10]，數(shù)字化轉(zhuǎn)型為其實(shí)現(xiàn)提供了可能。數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于建立自動(dòng)化、智能化的業(yè)務(wù)流程并打通各創(chuàng)新環(huán)節(jié)、實(shí)現(xiàn)協(xié)同創(chuàng)新，有效降低了綠色創(chuàng)新成本。面向市場(chǎng)需要，數(shù)字化轉(zhuǎn)型賦能企業(yè)與客戶持續(xù)深度交互，確保精準(zhǔn)獲取客戶需求信息、開(kāi)展有針對(duì)性的研發(fā)生產(chǎn)，降低了制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的盲目性。因此，本文提出：

假設(shè)1：數(shù)字化轉(zhuǎn)型顯著正向影響制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新。

1.2 動(dòng)態(tài)能力的中介作用

動(dòng)態(tài)能力包括感知能力、獲取能力和重構(gòu)能力，有助于制造業(yè)企業(yè)擺脫路徑依賴和結(jié)構(gòu)慣性并在應(yīng)變過(guò)程中實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新。首先，數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)感知、篩選、識(shí)別、校準(zhǔn)創(chuàng)新機(jī)會(huì)，包括研發(fā)和新技術(shù)識(shí)別、目標(biāo)市場(chǎng)與消費(fèi)者需求識(shí)別、競(jìng)爭(zhēng)者與互補(bǔ)者識(shí)別等流程[11]。數(shù)字化轉(zhuǎn)型會(huì)重塑制造業(yè)企業(yè)組織結(jié)構(gòu)、業(yè)務(wù)流程與溝通機(jī)制，增強(qiáng)制造業(yè)企業(yè)獲取、分析市場(chǎng)數(shù)據(jù)并發(fā)現(xiàn)新的市場(chǎng)需求的能力。其次，包含信息技術(shù)、互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)在內(nèi)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型有助于制造業(yè)企業(yè)從外部獲取管理制度、技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)等顯性知識(shí)及技巧、經(jīng)驗(yàn)等隱性知識(shí)[3]，倒逼人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而確保制造業(yè)企業(yè)獲取具有新技術(shù)、新知識(shí)的人才[6]。同時(shí)，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的積極信號(hào)釋放、信息不對(duì)稱改善等提升了制造業(yè)企業(yè)從政府、金融機(jī)構(gòu)獲取綠色創(chuàng)新資金的可能性[8]。最后，制造業(yè)企業(yè)推進(jìn)綠色創(chuàng)新過(guò)程中不確定性高、風(fēng)險(xiǎn)程度強(qiáng)，需面向高度不確定環(huán)境動(dòng)態(tài)調(diào)整創(chuàng)新過(guò)程和方向[10]，這有賴于重構(gòu)能力的提升。數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過(guò)實(shí)現(xiàn)組織的去中心化增強(qiáng)組織柔性、實(shí)現(xiàn)外界變化的高速適應(yīng)，也可通過(guò)數(shù)字孿生等技術(shù)賦能制造業(yè)企業(yè)在數(shù)字世界中以較低成本模擬綠色創(chuàng)新[3]。因此，本文提出：

假設(shè)2：動(dòng)態(tài)能力在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新間起中介作用。

1.3 環(huán)境規(guī)制、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的調(diào)節(jié)作用

作為戰(zhàn)略資源，動(dòng)態(tài)能力對(duì)企業(yè)行為決策的影響應(yīng)置于特定場(chǎng)景[11]。綠色創(chuàng)新具備的高風(fēng)險(xiǎn)、高投入、雙重外部性等特征，會(huì)導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新動(dòng)力不足[2]，破解這一困境依賴于“有為政府”和“有效市場(chǎng)”的有機(jī)協(xié)同。

環(huán)境規(guī)制指政府為降低污染、避免浪費(fèi)而制定的政策法規(guī)與規(guī)章制度等，是約束企業(yè)環(huán)保的重要力量[10]。處于強(qiáng)環(huán)境規(guī)制區(qū)域的制造業(yè)企業(yè)面臨更大的環(huán)保壓力和更高的環(huán)保成本[12]，動(dòng)態(tài)能力越強(qiáng)意味著能越準(zhǔn)確地把握市場(chǎng)動(dòng)態(tài)、尋求有價(jià)值的綠色創(chuàng)新信息并將之與組織業(yè)務(wù)、流程整合，實(shí)現(xiàn)綠色創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，在降低綠色創(chuàng)新成本的同時(shí)提高綠色創(chuàng)新效率[10]。當(dāng)環(huán)境規(guī)制較弱時(shí)，即便具備較強(qiáng)的動(dòng)態(tài)能力，制造業(yè)企業(yè)也會(huì)因高風(fēng)險(xiǎn)、強(qiáng)雙重外部性等而不愿開(kāi)展綠色創(chuàng)新[10]。

市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)被視為企業(yè)間資源優(yōu)化配置的調(diào)節(jié)機(jī)制，是影響制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的決定性因素[13]。綠色創(chuàng)新的推進(jìn)需要制造業(yè)企業(yè)投入大量人力、物力和財(cái)力，且其效益不明確、回收周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)難預(yù)估[4]。因此，當(dāng)區(qū)域市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較高時(shí)，為尋求利益最大化和收益穩(wěn)定性，制造業(yè)企業(yè)更傾向于將投資置于風(fēng)險(xiǎn)較低且回報(bào)穩(wěn)定的項(xiàng)目[13]。這種風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避偏好導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)即便擁有高動(dòng)態(tài)能力，也不會(huì)將綠色創(chuàng)新作為首選。但當(dāng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度較低時(shí)，競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手可見(jiàn)性相對(duì)較高，高動(dòng)態(tài)能力的制造業(yè)企業(yè)能更快速地獲取競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手綠色創(chuàng)新相關(guān)信息而提高創(chuàng)新效率[14]；同時(shí)，制造業(yè)企業(yè)所面臨的績(jī)效壓力相對(duì)較小，便于利用動(dòng)態(tài)能力對(duì)相對(duì)充裕的資金、人員等創(chuàng)新資源優(yōu)化配置，最終促進(jìn)綠色創(chuàng)新。因此，本文提出：

假設(shè)3：環(huán)境規(guī)制對(duì)動(dòng)態(tài)能力與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新起正向調(diào)節(jié)作用。

假設(shè)4：市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)動(dòng)態(tài)能力與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

1.4 環(huán)境規(guī)制、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

在中介機(jī)制前半段，數(shù)字化轉(zhuǎn)型提升制造業(yè)企業(yè)動(dòng)態(tài)能力源于制造業(yè)企業(yè)以數(shù)字技術(shù)為核心對(duì)自身管理模式、業(yè)務(wù)流程、研發(fā)過(guò)程等的全面改造[3]，實(shí)現(xiàn)感知能力、獲取能力和重構(gòu)能力的提升。這一過(guò)程雖受外部經(jīng)濟(jì)、技術(shù)等宏觀環(huán)境影響和產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)企業(yè)帶動(dòng)[1]，但更多的仍是企業(yè)內(nèi)部重塑。因此，環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)前半段的調(diào)節(jié)有限，更多的是在后半段中發(fā)揮作用。故本文提出：

假設(shè)5：環(huán)境規(guī)制對(duì)動(dòng)態(tài)能力在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的中介效應(yīng)具有正向調(diào)節(jié)作用，該正向調(diào)節(jié)作用主要發(fā)生在后半段。

假設(shè)6：市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)動(dòng)態(tài)能力在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新之間的中介效應(yīng)具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，該負(fù)向調(diào)節(jié)作用主要發(fā)生在后半段。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量定義與測(cè)量

（1）綠色創(chuàng)新（GPAT）。參考文獻(xiàn)[10,15]，采用綠色實(shí)用新型專利和綠色發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量求和、加1并取自然對(duì)數(shù)衡量綠色創(chuàng)新。

（2）數(shù)字化轉(zhuǎn)型（DT）。借鑒文獻(xiàn)[5]，采用文本分析法對(duì)年報(bào)數(shù)據(jù)進(jìn)行詞頻統(tǒng)計(jì)求和、加1并取自然對(duì)數(shù)衡量數(shù)字化轉(zhuǎn)型。

（3）動(dòng)態(tài)能力（DyCap）。參考文獻(xiàn)[16]，將研發(fā)支出比（研發(fā)支出與總資產(chǎn)之比）、本科以上員工比例（本科以上員工占總員工的比例）和資產(chǎn)報(bào)酬率（凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)之比）標(biāo)準(zhǔn)化后取均值衡量動(dòng)態(tài)能力。

（4）環(huán)境規(guī)制（EnvRe）和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度（Comp）。環(huán)境規(guī)制參考文獻(xiàn)[17]，采用省級(jí)工業(yè)污染治理投資完成額占第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重衡量。市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度參考文獻(xiàn)[14]，采用赫芬達(dá)爾指數(shù)（行業(yè)各公司營(yíng)業(yè)收入占行業(yè)總營(yíng)業(yè)收入比重的平方和）衡量。當(dāng)行業(yè)赫芬達(dá)爾指數(shù)低于中位數(shù)時(shí)，表明企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈，賦值為1；反之為0。

（5）參考以往研究，選擇以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size，企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)）、企業(yè)年限（Age，企業(yè)成立年限的自然對(duì)數(shù)）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State，國(guó)有企業(yè)賦值為1，其他為0）、兩職合一（Dual，董事長(zhǎng)兼任總經(jīng)理賦值為1，其他為0）、獨(dú)董比例（Indr，獨(dú)立董事與董事會(huì)總?cè)藬?shù)之比）和董事會(huì)規(guī)模（Board，董事會(huì)總?cè)藬?shù)加1取自然對(duì)數(shù)）。

2.2 模型構(gòu)建

參考以往研究，運(yùn)用式（1）至式（3）逐步檢驗(yàn)動(dòng)態(tài)能力在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色創(chuàng)新之間的中介效應(yīng)，運(yùn)用式（4）至式（7）檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。檢驗(yàn)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)時(shí)，首先檢驗(yàn)調(diào)節(jié)變量對(duì)主效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，即式（4）中的c3；其次檢驗(yàn)調(diào)節(jié)變量對(duì)自變量與中介變量關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，分別為式（5）中的a1和a3；最后，若式（4）中c3不顯著則使用式（6），若顯著則使用式（7）。若a1和b2均顯著則調(diào)節(jié)變量對(duì)中介機(jī)制的后半段具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，若a3和b1均顯著則調(diào)節(jié)變量對(duì)中介機(jī)制的前半段具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，若a3和b2均顯著則調(diào)節(jié)變量對(duì)中介機(jī)制的前后路徑均具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

其中，GPAT為綠色創(chuàng)新，DT為數(shù)字化轉(zhuǎn)型，DyCap為動(dòng)態(tài)能力，U為調(diào)節(jié)變量，Control為控制變量，F(xiàn)irm與YEAR分別代表企業(yè)固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i代表企業(yè)，t代表年份。

2.3 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2011—2021 年滬深A(yù) 股制造業(yè)上市公司作為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、CSMAR、Wind 和CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù)。因數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新的影響需要一定周期，故綠色創(chuàng)新數(shù)據(jù)采集期為2012—2021年，其他數(shù)據(jù)采集期為2011—2020 年。刪除采集期間退市、ST 等特殊處理樣本以及刪除變量缺失或異常樣本后，對(duì)連續(xù)變量采取上下1%水平的縮尾處理以減少異常值影響。

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

控制個(gè)體和年份后開(kāi)展回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表1。模型（1）結(jié)果顯示，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.036且在1%的水平上顯著。這表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型顯著提高了制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新產(chǎn)出，提高了綠色創(chuàng)新效率，驗(yàn)證了假設(shè)1。模型（2）顯示數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)動(dòng)態(tài)能力的影響系數(shù)為0.002。模型（3）結(jié)果顯示，數(shù)字化轉(zhuǎn)型、動(dòng)態(tài)能力對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)分別為0.035 和0.692。這表明數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)是通過(guò)動(dòng)態(tài)能力提升實(shí)現(xiàn)的，驗(yàn)證了假設(shè)2。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

進(jìn)一步檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)中介機(jī)制的調(diào)節(jié)作用，見(jiàn)下頁(yè)表2。模型（1）結(jié)果顯示，環(huán)境規(guī)制與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交乘項(xiàng)對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為6.725，即式（4）中的c3顯著且為正。式（5）和式（7）的回歸結(jié)果見(jiàn)表3模型（2）和模型（3）。由模型（2）結(jié)果可知，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)動(dòng)態(tài)能力的影響系數(shù)為0.001，環(huán)境規(guī)制與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交乘項(xiàng)對(duì)動(dòng)態(tài)能力的影響系數(shù)為0.077但并不顯著，即式（5）中a1顯著、a3不顯著，由模型（3）可知環(huán)境規(guī)制與動(dòng)態(tài)能力的交乘項(xiàng)對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)，即式（7）的b2為137.461，驗(yàn)證了假設(shè)3。又因a1和b2顯著且為正，證實(shí)環(huán)境規(guī)制增強(qiáng)了動(dòng)態(tài)能力在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色創(chuàng)新間的中介作用，且調(diào)節(jié)效應(yīng)發(fā)生在后半段路徑，驗(yàn)證了假設(shè)5。

表2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)結(jié)果

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表2模型（4）至模型（6）呈現(xiàn)了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)動(dòng)態(tài)能力的中介作用的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由模型（4）可知，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交乘項(xiàng)對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為-0.055。由模型（5）可知，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)動(dòng)態(tài)能力的影響系數(shù)為0.002，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的交乘項(xiàng)對(duì)動(dòng)態(tài)能力的影響系數(shù)為-0.000且不顯著，即式（5）的a1顯著為正、a3不顯著。由模型（6）可知，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與動(dòng)態(tài)能力的交乘項(xiàng)對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為-0.918，即式（7）的b2顯著且為負(fù)，驗(yàn)證了假設(shè)4。又因a1正向顯著和b2負(fù)向顯著，證實(shí)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度弱化了動(dòng)態(tài)能力在數(shù)字化轉(zhuǎn)型與綠色創(chuàng)新間的中介作用，且該調(diào)節(jié)效應(yīng)發(fā)生在后半段路徑，驗(yàn)證了假設(shè)6。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考文獻(xiàn)[7]，以“數(shù)字技術(shù)運(yùn)用”維度詞頻數(shù)加1后取自然對(duì)數(shù)作為數(shù)字化轉(zhuǎn)型的替代變量，結(jié)果見(jiàn)下頁(yè)表3模型（1）至模型（3）。參考文獻(xiàn)[15]，使用綠色發(fā)明專利申請(qǐng)量衡量綠色創(chuàng)新，結(jié)果見(jiàn)表3 模型（4）至模型（6）。由表3可知，更換變量衡量方式后結(jié)論依舊成立。

3.4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

（1）綠色創(chuàng)新前置兩期，結(jié)果見(jiàn)表4。數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.021，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)動(dòng)態(tài)能力的影響系數(shù)為0.002，數(shù)字化轉(zhuǎn)型、動(dòng)態(tài)能力對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)分別是0.020和0.568。

表4 被解釋變量前置兩期的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

（2）PSM 檢驗(yàn)。以數(shù)字化程度對(duì)樣本分組，大于中位數(shù)的企業(yè)賦值為1，設(shè)為實(shí)驗(yàn)組；小于中位數(shù)的企業(yè)賦值為0，設(shè)為控制組。將控制變量設(shè)為協(xié)變量，使用Logit 回歸觀測(cè)樣本傾向性得分并進(jìn)行半徑匹配和核匹配。結(jié)果顯示，匹配后標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于5%，t檢驗(yàn)結(jié)果表明特征變量不存在顯著差異。半徑匹配平衡性檢驗(yàn)和核匹配平衡性檢驗(yàn)顯示，經(jīng)過(guò)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度匹配后，協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差明顯降低，數(shù)字化程度大于中位數(shù)的樣本和小于中位數(shù)的樣本間差異顯著降低，證明PSM匹配結(jié)果可靠。半徑匹配和核匹配ATT效應(yīng)對(duì)應(yīng)的t檢驗(yàn)值遠(yuǎn)大于2.576（P＜0.01），說(shuō)明處理組平均處理效應(yīng)顯著。將PSM處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行基準(zhǔn)模型回歸，結(jié)果見(jiàn)下頁(yè)表5。表5模型（1）至模型（3）為半徑匹配結(jié)果，模型（4）至模型（6）為核匹配結(jié)果。無(wú)論是半徑匹配還是核匹配，數(shù)字化轉(zhuǎn)型的虛擬變量對(duì)綠色創(chuàng)新的影響均在5%的水平上顯著，對(duì)動(dòng)態(tài)能力的影響均在1%的水平上顯著，且檢驗(yàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的虛擬變量與動(dòng)態(tài)能力對(duì)綠色創(chuàng)新的影響時(shí)，前者至少在5%的水平上顯著，后者在1%的水平上顯著。經(jīng)過(guò)PSM檢驗(yàn)后，研究結(jié)論依舊成立。

表5 PSM匹配后的回歸結(jié)果

（3）參考文獻(xiàn)[18]，將數(shù)字化轉(zhuǎn)型滯后一期作為工具變量（IV），結(jié)果見(jiàn)下頁(yè)表6。表6模型（1）為第一階段回歸，IV對(duì)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響系數(shù)為0.425且在1%的水平上顯著，滿足工具變量相關(guān)性要求。模型（2）為第二階段回歸，K_P rk LM統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，拒絕工具變量識(shí)別不足假設(shè)。C_D Wald F、K_P rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量分別為2761.634、1503.541，遠(yuǎn)大于Stock-Yogo 弱工具變量識(shí)別F檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上的臨界值，拒絕弱工具變量假設(shè)，表明工具變量具有合理性。由模型（2）可知，數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.049，假設(shè)1依舊成立。

表6 工具變量法檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)束語(yǔ)

本文以2011—2021 年滬深A(yù) 股制造業(yè)上市公司為研究樣本，實(shí)證分析了數(shù)字化轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)綠色創(chuàng)新的作用效果，并采用有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)了環(huán)境規(guī)制和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的作用機(jī)制。結(jié)果顯示：數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過(guò)增強(qiáng)制造業(yè)企業(yè)動(dòng)態(tài)能力促進(jìn)綠色創(chuàng)新；環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)苛，該效應(yīng)越顯著；市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈，該效應(yīng)越弱化。對(duì)此，制造業(yè)企業(yè)應(yīng)意識(shí)到數(shù)字化轉(zhuǎn)型是促進(jìn)綠色創(chuàng)新的新引擎，應(yīng)進(jìn)一步加快數(shù)字技術(shù)對(duì)生產(chǎn)運(yùn)營(yíng)、研發(fā)創(chuàng)新、倉(cāng)儲(chǔ)物流、營(yíng)銷推廣、管理決策等的信息化、網(wǎng)絡(luò)化和智能化改造，幫助企業(yè)打破組織邊界，更為有效地從外部環(huán)境中感知、獲取并重構(gòu)創(chuàng)新資源，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)作用。此外，地方政府在倡導(dǎo)制造業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型和綠色發(fā)展時(shí)，應(yīng)注意“有為政府”和“有效市場(chǎng)”的協(xié)調(diào)一致。一方面，引導(dǎo)制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新時(shí)不僅需要政府補(bǔ)貼激勵(lì)和進(jìn)行成本補(bǔ)償，還需要制定科學(xué)有效的環(huán)境規(guī)制政策和采取適宜靈活的環(huán)境規(guī)制手段。對(duì)于具有較強(qiáng)動(dòng)態(tài)能力的制造業(yè)企業(yè)而言，此類“有為政府”能較大程度地促進(jìn)其綠色創(chuàng)新的推進(jìn)。另一方面，雖然市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)是企業(yè)間資源優(yōu)化配置的有效途徑，應(yīng)尊重市場(chǎng)內(nèi)在的運(yùn)營(yíng)規(guī)律，但當(dāng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度過(guò)高時(shí)會(huì)弱化因數(shù)字化轉(zhuǎn)型帶來(lái)的動(dòng)態(tài)能力對(duì)制造業(yè)企業(yè)綠色創(chuàng)新的促進(jìn)效果。尤其是在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，數(shù)字技術(shù)會(huì)導(dǎo)致自由市場(chǎng)而非“有效市場(chǎng)”[3]，應(yīng)采取合理有效的措施避免“寡頭壟斷”形成，確保市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)公平有序。