信息化建设对企业绿色技术创新的影响

林妙昕，周建庆，彭玉莲，冯达伟

（1.广东工业大学管理学院，广东广州 510520；2.广东工业大学广东教育大数据研究中心，广东广州 510520；3.广东技术师范大学财经学院，广东广州 510665；4.广州城市理工学院管理学院，广东广州 510800；5.广东工业大学新工科教育研究中心，广东广州 510006）

制造业是中国实体经济的基础与命脉所在。2021 年，中国制造业增加值在世界范围内占比约30%，且已连续12 年保持世界第一［1］。但高投入、高能耗、高污染、低附加值、基础薄弱的传统发展模式制约了中国制造业的可持续发展。信息技术是制造业可持续发展的重要基础，从根本上影响了用于可持续发展知识的信息量［2］。运用先进信息技术改造和升级传统制造业是当前全球制造业发展的重要方向，也是中国打造制造强国、迈向全球价值链中高端、实现绿色制造的重要保障。在加快推进生态文明体制改革，打造绿色技术创新体系的背景下，推动信息化和工业化融合是促进中国制造业转型升级和发展绿色制造的重要途径。习近平主席在党的十九大报告及网络安全和信息化工作座谈会等重要场合中亦多次强调要抓住数字经济发展机遇，推动信息技术和制造业深度融合，加速制造业数字化、智能化、绿色化转型升级。新一轮工业革命和产业变革方兴未艾，如何更好地服务微观企业绿色技术创新是创新管理与政策领域的前沿研究议题，特别是在中国环境承载能力已经接近上限这一迫切需求的现实背景下，企业信息化建设能否赋能绿色技术创新成为这一前沿理论研究议题中的重要问题。

1 文献回顾

国内外关于信息化建设与企业绿色技术创新之间关系的研究处于起步阶段，信息化建设对企业绿色技术创新的影响效应及其机制仍有待厘清。在信息化建设相关研究中，Solow［3］提出了“信息技术生产率悖论”，即大量的信息技术投资并没有提高美国企业绩效和生产率。但“信息技术生产率悖论”也并非全球性现象，例如，孟倩［4］发现对于像中国这样的发展中国家，信息化建设对企业的市场价值更多地表现为积极影响。在关于信息技术价值的研究中，部分研究肯定了信息技术对技术创新的贡献，如钞小静等［5］认为信息化建设有利于中国企业生产效率、组织管理与企业价值链的转型升级；彭建平［6］发现信息化建设在与业务流程和供应商质量等管理要素相匹配时，可推动企业绩效的改善；丁秀好等［7］的研究表明，信息化建设可以通过知识整合能力促进创新绩效的提升。也有研究认为信息化建设并不必然促进企业技术创新，因为信息化建设需要大量的资金投入，可能对企业创新形成挤出效应［8］。同时，大量文献对绿色技术创新的内外部影响因素进行了分析。其中，外部因素主要从环境规制及产业政策视角展开，如于连超等［9］证实了环境税的征收会倒逼企业开展绿色技术创新活动；何凌云等［10］发现政府补贴、税收优惠和低利率贷款一类的环保产业政策可对企业绿色技术创新产生显著影响；Huang 等［11］发现环境监管和客户压力会促使制造业企业进行绿色响应，从而提高企业绿色技术创新绩效。绿色技术创新的内部影响因素研究则主要从高阶梯队理论和资源基础观出发，如田丹等［12］发现高管的任期、年龄、受教育程度等背景特征会显著影响企业绿色技术创新；梁敏等［13］则探讨了高管环保认知如何通过动态能力改善企业资源配置，从而实现绿色技术创新绩效的提升。

纵观已有相关研究，存在以下3 个方面不足：第一，多采用问卷访谈的形式衡量企业信息化建设，数据样本量较小，未能为其效果评估提供更为准确的定量分析，无法具有广泛代表性；第二，少数实证研究采用的信息化建设及企业创新测度指标不同，研究结果横向可比性较弱；第三，尚未有研究考虑信息化建设是否会促进企业绿色技术创新以及该过程中异质性因素的作用。

2 理论分析与研究假设

2.1 信息化建设对企业绿色技术创新的影响

绿色是中国制造业高质量发展的底色，绿色技术创新是企业实现可持续发展的主要途径［14］，也是解决制造业发展与生态环境问题的重要突破点［15］。企业绿色技术创新并非一个内生的过程，需要聚集大量外部资源和信息。资源基础观理论认为企业由资源组成，企业经营战略的制定和竞争优势的获取依附于其对资源的获取和利用，而管理者需要通过决策配置部门间资源，企业资源的异质性、稀缺性、不可模仿性和不完全流动性是形成企业持续竞争优势的关键［16］。单一的信息技术易于模仿与复制，不具有异质性和不完全流动性，因此被更广泛地视为一种补充性资源，需要与企业的其他战略性资源合理配置和组合，从而提高企业获得更大竞争优势的可能性［17］。一方面，企业信息化建设可作用于绿色技术创新的管理过程，例如计算机承担了上传下达的职责，在实现无纸化办公、降低CO2排放的同时加大基层管理幅度、减少企业中层管理者，使得绿色创新组织趋于扁平化，进而提升绿色技术创新的效率［18］；另一方面，企业信息化建设可作用于绿色技术创新的业务流程，计算机辅助设计软件（CAD）、产品生命周期管理软件（PLM）、生产过程信息管理系统（PIMS）、政府供应链管理系统（GSCM）等软件系统的应用，使得绿色技术创新的工艺设计、采购、制造与营销等流程间紧密衔接［19］。

与普通技术创新相比，绿色技术创新溢出和转移阻力更大［20］，绿色技术创新研发过程所需投入要素更多［21］，因此，知识整合能力对于制造业企业绿色技术创新至关重要［22］。知识整合理论认为，创新的本质是对已有系统的知识进行重新配置，以新的连接方式将现有要素整合在一起形成新的知识框架［23］。绿色技术知识的重新组合是企业实现绿色技术创新的重要途径［24］；企业知识整合能力越强、绿色技术信息的传递效率越高，企业绿色技术创新水平就越高［25］。绿色技术创新不仅需要企业内部已有的知识，还需要整合企业外竞争者、科研机构、客户等创新主体的知识［26］。因此，企业绿色技术创新的知识整合过程可划分为跨功能的内部整合与跨组织边界的外部整合［27］。从内部整合视角看，企业绿色技术创新属于知识密集型领域，需要以节能减排为目标导向的管理、研发、环保和生产等不同职能部门整合创新［19］。Email、视频会议等信息技术的使用为企业提供了一个组织间沟通的媒介，使得企业能够形成跨越传统科层组织边界的高效虚拟组织结构，加强绿色技术创新过程中具有交叉功能部门之间的联系，促进绿色技术知识在部门间共享、转移和整合为新知识，快速响应不断变化的业务需求［28］。从外部整合视角看，信息化建设不仅可以帮助企业创建高效的绿色供应链合作网络，降低异质性资源获取成本，还可帮助企业更好地了解客户需求、及时捕捉市场机遇。

综上所述，企业信息化建设有利于获取和挖掘更为广泛的外部隐性资源，并消除企业内外部知识转移的障碍，降低组织间的信息不对称，从而降低绿色技术创新的成本和机会主义风险。基于此，提出如下假设：

H1：信息化建设可以促进制造业企业绿色技术创新。

2.2 产权性质和环境规制的调节效应分析

2.2.1 产权性质的调节效应

中国现行环境投入体制延续了计划经济体制，使得本应该发挥监管作用的政府承担了大部分的环境保护责任和投资，导致存在投资总量不足、效率不高、结构不合理等弊端［29］。不同产权性质的企业所处政策环境及发展目标不同，企业的绿色技术创新行为会存在差异。绿色技术创新具有双重外部性，知识溢出相关的正外部性使企业绿色技术创新投入未能为其带来所有的收益，污染排放相关的负外部性则使企业大大低估减排成本进而导致过度排放［30］。绿色技术创新的这种两种特征经常会相互强化，使得市场对于绿色技术创新和推广的激励程度远远不足［31］，也降低了企业投资绿色技术创新积极性。国有企业受政府干预程度更高，受到更严格的环境监管且环境规制成本更高，因此，国有企业更倾向于迎合政府的要求，主动履行环境保护主体责任，积极进行绿色技术创新［32］；相比之下，非国有企业在经营决策过程中更倾向于进行盈利性生产而非环保性生产［33］。基于以上分析，提出如下假设：

H2a：信息化建设对国有企业绿色技术创新的促进作用更为显著。

2.2.2 环境规制的调节效应

波特假说认为适当的环境规制会刺激企业绿色创新［34］。绿色技术创新成本高而经济利润低，环境规制使企业面临经济效益和绿色效益双重压力［35］。环境规制对于绿色技术创新的影响通常呈“J”形曲线［36］：在环境规制强度较低时，环境规制的积极效应不足以抵抗绿色技术创新双重外部性的阻力，环境规制带来的污染处理成本会挤占企业信息化建设经费及环保投资，进而降低企业绿色技术创新积极性；在阈值拐点之后，随着环境规制强度提高，企业环境税率会加速上升，企业强化信息化建设带来的经济效益难以抵消环境规制成本的提高。与此同时，政府为提高企业绿色技术创新积极性会加大环保补贴发放力度，此时环境规制的调节效应呈边际递增形态［37］。基于以上分析，提出如下假设：

H2b：高强度环境规制情景下信息化建设更有利于促进企业绿色技术创新。

3 研究设计

3.1 样本数据选取

2009 年中国提出战略性新兴产业发展目标后，逐渐规范绿色技术相关数据披露，因此，本研究选取2010—2019 年沪深A 股上市制造业企业为研究对象。剔除ST、*ST 企业及相关数据存在缺失的样本后，最终研究样本量为9 886 家。信息化建设数据为手工收集获得，中国上市企业的绿色专利数据源于CNRDS 数据库，环境规制指标数据源于历年《中国环境统计年鉴》，各类财务数据和行业指标数据源于CSMAR 数据库。为消除极端值对研究结果的影响，对关键连续变量进行了上下1%水平的Winsorize 缩尾处理。

3.2 变量设定

3.2.1 因变量

现有相关研究中，绿色技术创新主要分为间接和直接两种衡量方式，前者通过能源消耗、废水排放等环境指标反映某一区域绿色技术创新，此类指标有效性和客观性较低，且企业层面的数据难以获取；后者则将绿色专利视作绿色技术创新产出的测度指标，可更客观地反映企业的绿色技术创新能力。其中，专利的申请数较专利的授权数更能反映企业即时创新能力［38］；发明专利较实用新型专利更能体现企业的实质创新［39］。由于专利产出存在滞后效应，因此使用滞后1 期的绿色发明专利申请量的对数测度企业绿色技术创新，用GP 表示。

3.2.2 自变量

目前，学界还未形成信息化建设统一衡量标准，衡量指标往往会根据研究目的进行动态调整。王铁男等［40］在研究信息化建设和企业绩效之间的关系时参照企业财务报表数据，对硬件信息化建设采用固定资产中电子设备、微电子计算机等项目年末余额衡量，对软件信息化建设采用无形资产明细项中有关计算机软件、系统等项目年末余额衡量。王宇等［41］在研究信息技术和企业绩效之间关系及R&D投入对其调节效应时，用信息技术资产价值及其总资产占比测量信息技术，其中，信息技术资产价值包含软件和硬件价值。董祺［42］在研究信息技术投资与企业规模、利润和创新产出的关系时，用信息技术软硬件及服务投资之和除以企业当年的营业收入来表示信息技术投资。而硬件和软件信息化建设可从企业财务年报的固定资产和无形资产明细表中获取相应投资额，此类信息化建设衡量数据有效性高且较易于获取。因此，本研究参考上述有关研究方法，使用企业软件投资（SoftIC）和硬件投资（HadIC）总额的对数衡量企业信息化建设水平，用IC 表示。

3.2.3 调节变量

选取产权性质、环境规制作为调节变量。设置虚拟变量Soe 对企业产权性质进行衡量，如果当年该企业为国有企业，则取值为1；若为非国有企业（包括民营企业、外资企业等），则取值为0。就环境规制而言，参考陈晓等［43］的做法，将当年环境污染治理投资占地区生产总值（GDP）的比重作为环境规制衡量指标，用Reg 表示。

3.2.4 控制变量

参考相关研究的做法，选取研发投入（Rd）、政府补贴（Sub）、现金比率（Cash）、总资产净利润率（Roa）、资产负债率（Lev）、企业规模（Size）、第一大股东持股比例（Shrar1）、年份（Year）、行业性质（Industry）作为控制变量。此外，在存在异方差时，方程会产生伪回归，因此，为了消除可能出现的异方差问题，增强回归参数经济学意义，对部分变量指标进行了对数化处理。

具体变量定义与描述性统计如表1 所示。

表1 变量定义与描述性统计结果

3.3 模型设定

由于企业绿色创新数据中取值为0 的观测值占总样本数量的78.71%，表明样本数据属于典型的归并数据。根据易靖韬等［44］的研究，此时使用传统最小二乘法估计获得的参数会有偏且估计量不一致，而使用托宾（Tobit）回归模型可以有效解决这一问题，因此以绿色技术创新指标GP 为被解释变量，以信息化建设水平IC 为核心解释变量，参考肖仁桥等［45］的模型设计思路构建面板Tobit 模型1 如式（1）。为了进一步检验不同类型信息化建设及其交互效应对企业绿色技术创新的影响，构建模型2～模型4 如式（2）～式（4），将软件信息化建设SoftIC、硬件信息化建设HardIC 以及软硬件交互项SoftIC×HardIC 纳入计量模型。各模型形式分别如下：

4 实证分析

4.1 相关性分析

采用Pearson 和Sperman 分析法对变量相关性进行了分析，结果如表2 所示，信息化建设和企业绿色技术创新变量间显著正相关，假设H1得到了初步验证。

表2 主要变量相关系数分析

4.2 假设检验

表3 报告了信息化建设对制造业企业绿色技术创新影响效应的回归结果，回归系数为0.164，且通过1%显著性水平的t 统计检验，表明信息化建设可以有效促进制造业企业绿色技术创新，因此假设H1得到回归结果的支持。

尽管基于基准回归检验的结果显示信息化建设可以促进制造业企业绿色技术创新，然而该结论是否会受到微观企业性质以及宏观制度环境的影响仍需要进一步的检验。按企业产权性质将样本进行分组回归，结果显示国有企业和非国有企业回归系数均通过了1%显著性水平的t 统计检验（见表3）；进一步对国有企业与非国有企业进行了CHOW检验，结果显示两组回归系数在1%的水平下存在显著差异。综上所述，信息化建设对国有与非国有企业绿色技术创新均存在促进作用，但其作用效果存在差异，信息化建设对国有企业绿色技术创新的促进作用更强。因此，假设H2a得到经验证据的支持。

表3 样本企业信息化建设对绿色技术创新的影响效应及异质性检验结果

表3（续）

由于环境规制变量为连续变量，参考陈修德等［46］的做法，利用Interflex 命令呈现不同环境规制程度下信息化建设对企业绿色技术创新的边际影响效应，如图1 所示，信息化建设对企业绿色技术创新的边际影响效应曲线呈“J”形，即在环境规制程度较低的地区，信息化建设对企业绿色技术创新的边际影响较小且稳定性较差；但在环境规制程度较高的地区，边际影响显著为正且随着环境规制程度的增加快速提高。

图1 环境规制的调节效应分析

综上述，高强度环境规制情景下信息化建设更有利于促进企业绿色技术创新，因此假设H2b也得到经验证据的支持。

4.3 稳健性检验与内生性讨论

参考 马永强等［47］学者的研究，采用绿色实用新型专利申请量的对数作为替代性被解释变量（GUMP）进行稳健性检验。信息化 建设与企业绿色技术创新之间的关系及其基于产权异质性分析的稳健性检验结果报告于表4，基于环境规制异质性分析的稳健性检验结果报告于图2，各回归系数显著性及方向未见显著差异，进一步证明信息化建设可正向促进制造业企业绿色技术创新，且在产权性质与环境规制方面的异质性特征与上述研究结果也保持一致，表明本研究结果具有良好的稳健性。

表4 稳健性检验结果

表4（续）

图2 环境规制调节效应分析的稳定性分析

现有研究表明，一方面，技术创新存在规模效应［48］，绿色技术创新水平较高的企业可能会倾向于通过提高信息化建设水平来维持和进一步提高自身竞争优势［49］；另一方面，当企业技术溢出水平较高时，企业进行技术创新的社会效益大于个体效益，导致企业创新研发投入降低和市场竞争程度增加，此时为满足社会收益最大化，政府会加大补贴力度鼓励企业创新，在一定程度上弥补企业信息化建设投资［50］。因此，企业创新增长可能会反作用于企业信息化建设，产生信息化建设与绿色技术创新之间存在互为因果的内生性问题。为了降低内生性问题的干扰，本研究引入滞后1 期（用L.IC 表示）和滞后2 期（用L2.IC 表示）的信息化建设进行重新检验。表5 和图3 报告的检验结果与上述研究发现的结果基本一致，说明在充分考虑内生性问题的情况下，假设H1、H2a和H2b依然成立。

图3 环境规制调节效应的内生性分析

表5 内生性分析结果

表5（续）

4.4 拓展性分析

信息化建 设是一个综合的概念，可分为硬件信息化建设和软件信息化建设，受公司治理、经营绩效、行业等因素的影响，不同企业对软件和硬件信息化建设投资的侧重点存在差异［51］。以上分析得出软件和硬件信息化建设之和对企业绿色技术创新有显著的正向促进作用，那么软件建设和硬件建设对企业绿色技术创新的影响如何？软件和硬件建设协同是否更有利于促进企业绿色技术创新？对此，本研究将信息化建设细分为软件建设和硬件建设，进一步分析不同类型信息化建设对企业绿色技术创新的影响是否存在差异。

表6 结果显示，软件建设和硬件建设对企业绿色技术创新的回归系数均通过1%显著性水平的t 统计检验，表明两者都可以有效促进制造业企业绿色技术创新，且软件信息化建设对制造业企业绿色技术创新的促进效应更强。Powell 等［52］认为信息技术软件和信息技术硬件无法单独创造价值，因此，本研究进一步引入软硬件信息化建设交互项探究软硬件信息技术协同是否更有利于促进企业绿色技术创新。结果显示，软硬件信息化建设交互项对企业绿色技术创新的回归系数通过5%显著性水平的t 统计检验，表明二者对制造业企业绿色技术创新的影响是相互补充的且具有显著的协同效应。硬件是制造业企业智能化生产的基础，在制造业中硬件算力投资撬动比例约为10 倍［53］。但是，当前新工艺对于硬件算力的提升已无法满足智能化时代高并发、低时延的需求，而软件面向用户终端可帮助用户最大化地利用硬件，更好地扩大硬件算力、提高硬件生产力［54］。因此，制造业企业不仅要进行硬件信息化建设，还要重视软件信息化建设，促进软硬件信息化协同创新对传统设备进行智能化改造，系统性地促进企业绿色技术创新。

表6 不同类型信息化建设对样本企业绿色技术创新的影响效应检验结果

表6（续）

5 研究结论与政策建议

本研究立足于资源基础观理论和知识整合理论，利用中国制造业上市企业2010—2019 年的面板数据，建立Tobit 模型实证探究了信息化建设对制造业企业绿色技术创新的影响效应，得到的研究结论及提出的政策建议主要包括如下3 个方面：

第一，信息化建设可以正向促进制造业企业绿色技术创新，软件建设对制造业企业绿色技术创新的促进作用较硬件建设更强，且软件建设和硬件建设相互补充、具有协同效应。因此，制造业企业不仅要强化硬件建设，还要重视软件建设，促进软硬件信息技术协同发展，对传统制造业进行智能化改造，系统性地促进制造业企业绿色技术创新。目前，中国作为发展中国家，环境保护责任仍主要由政府承担，制造业企业仍处于对欧美发达国家先进制造技术的模仿和改进阶段，开展绿色技术创新积极性和能力较低。绿色技术创新是制造业企业的核心竞争力所在，但是其创新溢出和转移阻力较大，因此制造业企业要想更好地实现绿色技术创新，就要加大信息化建设力度，促进绿色技术知识溢出，将传统制造工艺流程与信息化软硬件有机结合，促进制造工艺数字化、智能化、绿色化，提升企业知识整合能力以及绿色技术创新流程管理效率。建议国家不断完善绿色技术创新政策，降低制造业绿色技术创新过程不确定性带来的成本和机会主义风险，鼓励制造业企业扩大信息化建设，大力引进新一代信息技术，对制造业企业通过信息化建设促进绿色技术创新进行必要的政策干预和支持，为绿色技术知识成果转化提供便捷通道与法律帮助，帮助制造业企业解决绿色技术赶超问题。

第二，在不同产权性质的制造业企业中，信息化建设对企业绿色技术创新的影响存在异质性，信息化建设对国有企业绿色技术创新的促进作用更为显著，因为国有企业受政府干预及环保监管程度较高，更倾向于通过绿色技术创新承担企业社会责任。建议政府不断强化企业在绿色技术创新体系中的主体地位。对于国有企业而言，一方面，企业应将绿色技术创新纳入干部选拔与评价体系，强化环境责任意识；另一方面，企业应完善环保监管及研发资金管理机制，不可打着经济发展的旗号疏忽绿色创新。对非国有企业而言，政府应通过加大绿色技术创新的税收优惠力度、鼓励信用担保机构对其绿色技术创新项目提供担保以及健全资本退出机制，降低资本投资风险，提高企业绿色技术创新项目融资能力。

第三，在不同环境规制程度的地区中，信息化建设对企业绿色技术创新的影响存在异质性，环境规制的调节作用呈“J”形曲线，即在环境规制较强的地区，信息化建设更有利于促进企业绿色技术创新，而在环境规制阈值拐点前，环境规制的积极效应不足以抵消绿色技术创新双重外部性阻力。建议政府探索更多元化的环境规制措施，因地制宜地实施环境规制；完善信访举报机制，加大环境税执法力度；发挥声誉效应，对污染程度较高的企业予以通报，对积极进行绿色技术创新、履行环境保护义务的企业予以表扬，营造健康的绿色技术创新氛围。