數字技術創新對制造業綠色轉型的影響研究
——基于長江經濟帶和黃河經濟帶的比較

王海杰，李奕非，王全景

(鄭州大學 商學院,鄭州 450001)

0 引言

中國制造業占全球近30%的制造業市場份額,但能源消耗和污染排放問題日益凸顯,制造業綠色轉型迫在眉睫。2022年我國數字經濟規模達到50.2萬億元,占全國經濟總量的41.5%,數字經濟成為經濟高質量發展的重要引擎。數字技術創新將數據要素引入生產要素配置,有助于提高制造業企業生產工藝水平,降低成本并提升生產效率,同時有效提高政府監管力度,助推制造業綠色轉型。黨的二十大報告明確提出要加快建設制造強國和數字中國,實現制造業智能化、綠色化,數字技術創新為推動制造業綠色轉型提供了現實路徑。

長江經濟帶發展戰略與黃河流域生態保護和高質量發展戰略已成為國家重大區域戰略。2021年長江經濟帶和黃河經濟帶GDP占全國的66.74%,但其發展也面臨生態保護和產業結構升級的雙重挑戰,黃河經濟帶形勢尤為嚴峻。黃河經濟帶以傳統制造業為主,流域生態體系脆弱,發展戰略是將修復流域生態和加強環境治理放在首位,核心是生態保護。長江經濟帶以現代制造業為主,高質量發展取得了顯著的成效。如何合理借鑒長江經濟帶的發展經驗,助推黃河經濟帶制造業綠色轉型,對實現地區經濟高質量發展具有重要的現實意義。

制造業綠色轉型和數字技術創新之間的影響機制研究較為缺乏。制造業綠色轉型是以綠色發展理念為指導,以資源集約利用和環境友好為導向[1-2],通過綠色技術創新實現綠色生產[3],兼顧經濟和社會效益,實現生態環境改善和經濟社會高質量發展的可持續發展模式[4]。隨機前沿分析[5]、TOPSIS評價模型與AHP層次分析[6]以及DEA數據包絡分析[7]是衡量地區制造業綠色轉型常用的方法。制造業綠色轉型影響因素的研究以傳統工業技術創新[8]、環境規制[9]和外商直接投資[10]為主。數字技術創新是通過計算、連接技術、信息和通信方面的技術組合創新[11],實現產品升級、改進生產過程、推動組織模式適應性變革以及商業模式的創新[12]。創新水平的測度方法主要包括數字發明專利[13]、評價指標體系構建[14]和文本挖掘法,影響效應研究主要體現在定性分析數字技術創新如何提高生產效率[15]、激發產品和服務創新[16]、商業模式創新[17],定量研究相對缺乏。

本研究以長江經濟帶和黃河經濟帶的省級數據為樣本,運用雙向固定效應模型分析數字技術創新對制造業綠色轉型的影響,構建綠色創新投入和產出的中介效應模型,從環境規制和制造業規模視角分析數字技術創新影響制造業綠色轉型的門檻效應和區域異質性,探討數字技術創新對制造業綠色轉型的影響機制,借鑒長江經濟帶發展經驗,為黃河經濟帶制造業綠色轉型提供參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 數字技術創新對制造業綠色轉型的直接影響

1.1.1 促進作用

數字技術將數據要素引入制造業,能夠調節制造業資源配置效率,提高傳統資本、勞動等有形生產要素的使用價值和流動范圍。同時,從本質上改變要素使用規范,從注重“所有”轉變為注重“使用”[18],降低對實體資源的依賴,提高生產要素的使用效率?；诖?提出假設:數字技術創新能推動制造業綠色轉型(H1a)。

1.1.2 抑制作用

數字技術創新對綠色轉型可能產生抑制作用[19],數字技術創新能夠提高資源可用性,但也加大了能源消耗規模[20]。若數字技術創新降低的能源消耗量遠小于增加的電耗量,則不能達到能源節約的目的。此外,制造業通過數字技術創新降低產品邊際成本,擴大生產規?？赡軐е履茉椿貜椥猍21],抑制制造業綠色轉型?；诖?提出假設:數字技術創新會抑制制造業綠色轉型(H1b)。

1.2 數字技術創新對制造業綠色轉型的間接影響

1.2.1 優化綠色創新投入

數字技術創新增強制造業創新過程中搜索、分析、糾正和改進的能力[22],降低創新試錯成本,提高綠色創新效率和創新能力,有效緩解融資約束難題[23],從而降低綠色創新風險,推動制造業綠色轉型?；诖?提出假設:數字技術創新通過優化綠色創新投入推動制造業綠色轉型(H2)。

1.2.2 提高綠色創新產出

制造業企業利用數字技術對相關綠色技術進行信息追蹤,掌握相關綠色技術的最新發展動態,使研發產出站在創新前沿,提高綠色創新的可用性和多樣性?；诖?提出假設:數字技術創新通過提高綠色創新產出推動制造業綠色轉型(H3)。

1.3 數字技術創新對制造業綠色轉型的門檻效應

1.3.1 環境規制的門檻效應

當環境規制力度較小時,制造業利用數字技術創新實現生產流程的自動化和智能化,擴大了生產規模,但能源消費總量并未減少,此時專注盈利的企業傾向于繳納污染罰款而非增加綠色創新投入,“遵循成本”效應凸顯。當環境規制力度較大時,區塊鏈等數字技術提高政府對企業排污的監管程度,降低其“蒙混過關”的可能性,倒逼企業進行綠色技術研發,從而推動制造業綠色轉型?；诖?提出假設:環境規制對于數字技術創新對制造業綠色轉型的影響存在門檻效應(H4)。

1.3.2 制造業規模的門檻效應

當地區制造業規模較小時,企業缺乏轉型動力和相應基礎配套設施。當地區制造業達到一定規模時,較為完善的供應鏈和生產體系推動數字技術創新發揮協同效應?；诖?提出假設:制造業規模對于數字技術創新對制造業綠色轉型的影響存在門檻效應(H5)。

2 模型構建與數據來源

2.1 模型構建

為了分析數字技術創新對制造業綠色轉型的影響,檢驗H1a和H1b,構建面板模型,表達式為:

Git=α0+β1Dit+γCit+μi+vt+εit。

式中:Git,Dit分別為i省份t年份制造業綠色轉型水平和數字技術創新;Cit為控制變量集合;β1,γ為各變量系數;α0為常數項;μi和vt分別為地區和時間的固定效應;εit為隨機擾動項。

為深入研究數字技術創新對制造業綠色轉型的作用機制,從綠色創新投入、綠色創新產出兩方面,參考溫忠麟等[24]的逐步回歸法進行中介效應分析,在基準模型基礎上構建模型,表達式為:

Mit=θ0+θ1Dit+γCit+μi+vt+εit。

Git=ω0+ω1Dit+ω2Mit+γCit+μi+vt+εit。

式中:Mit為中介變量;θ1,ω1,ω2為各變量系數;θ0,ω0為常數項。若θ1,ω1和ω2顯著,說明存在部分中介效應;若不完全顯著,則需進行Bootstrap檢驗。

為探究是否存在制造業規模和環境規制的門檻效應,借鑒B.E.Hansen[25]的方法構建門檻模型,表達式為:

Git=α0+β1DitI(Pit≤λ1)+β2DitI(λ1

式中:Pit表示門檻變量;λ表示門檻估計值;I(·)為示性方程,若符合方程條件,取值為1,否則為0。

2.2 指標選取

2.2.1 被解釋變量

借鑒已有研究[7,26-27],被解釋變量制造業綠色轉型(G)用非期望產出的SBM模型計算的制造業綠色生產效率衡量。投入指標包括資本投入、勞動投入和能源消費,分別用制造業固定資產凈值、制造業規模以上工業企業平均用工人數和工業終端能源消費總量來表示;產出指標包括期望產出和非期望產出,其中,期望產出指標為制造業主營業務收入,非期望產出指標為工業SO2排放量、工業廢水化學需氧量和工業煙塵排放量。

2.2.2 解釋變量

數字技術創新(D)為解釋變量。利用陶峰等[28]對數字技術專利的識別方法篩選數字技術專利,參照已有的專利價值指標體系[29-30],從技術領域構建數字技術專利創新指標。由于專利包含信息有限,為凸顯數字技術創新的經濟轉化價值,借鑒岳佳坤等[31]的研究,加入創新擴散水平指標。借助熵權法構建數字技術創新指標體系,主要分為技術創新價值、經濟效益價值兩部分。技術創新價值指標包括:① 用數字技術發明專利的平均知識寬度表示地區數字技術知識的復雜程度,體現技術創新價值[32];② 用數字技術發明專利申請量代表區域數字技術市場的活躍度;③ 用數字技術發明專利的被引證次數表示技術專利的原創性和影響力。經濟效益價值指標包括:① 用技術市場成交額表示數字技術創新的市場價值;② 用軟件行業收入表示數字技術創新商業化轉換水平;③ 用數字技術專利轉讓次數表示數字技術創新的經濟價值;④ 用各省份在多國專利組織有優先權的專利數量(1)相較于中國,歐美國家申請專利成本高昂。若無外部資助,企業只為擁有競爭潛力和潛在效益的技術申請專利。表示數字技術創新的經濟效益轉化潛力。

2.2.3 中介變量和門檻變量

中介變量綠色創新投入(R)用新產品研發支出與新產品產值的比值衡量,綠色創新產出(Q)用地區制造業綠色發明專利被轉讓次數的總和來表示。門檻變量環境規制(E)用固體廢物利用率表示,制造業規模(S)用規模以上工業企業單位數量表示。

2.2.4 控制變量

地區經濟發展水平(Gdp)用地方人均生產總值的對數衡量;外商直接投資(Fdi)用地區當年實際利用外資額的對數衡量;數字普惠金融發展水平(Fin)用北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數[33]衡量;財政壓力(Fp)用地方一般公共預算支出與收入的差值與地方一般公共預算收入之比衡量;數字經濟基礎建設(Inf)用光纜線路長度衡量;人力資本水平(Lab)用每10萬人中高等學校平均在校生數的對數衡量。

2.3 數據來源

選取2010—2020年長江經濟帶和黃河經濟帶19個省份為樣本,專利數據來源于大為專利數據庫,其他數據來源于《中國統計年鑒》、中經網數據庫,缺失數據用插值法補齊。為消除極端值的影響,對數據進行1%和99%的縮尾處理。使用Stata 16.0和Matlab進行分析。

3 結果與分析

3.1 基準回歸結果

3.1.1 雙向固定效應模型

基于雙向固定效應模型的基準回歸結果(表1)顯示,全樣本回歸中數字技術創新(D)的系數顯著為正,說明數字技術創新能夠促進制造業綠色轉型,驗證了假設H1a。在長江經濟帶樣本中,D的系數顯著為正;在黃河經濟帶樣本中,D的系數轉變為負,表明數字技術創新對制造業綠色轉型的影響存在異質性,驗證了假設H1a和假設H1b。長江經濟帶尤其是下游地區處于工業化中后期,擁有良好的產業基礎,數字技術創新能夠發揮知識溢出效應和規模效應,推動相關行業協同創新,增強產業間綠色轉型的凝聚力。而黃河經濟帶仍以傳統資源型產業為主,傳統制造業價值鏈低端的定位沖抵數字技術創新帶來的紅利,同時缺乏科技創新能力支撐,短期內數字技術創新更易表現為抑制作用。

表1 基準回歸結果

從控制變量來看,全樣本中僅有數字普惠金融發展水平(Fin)和財政壓力(Fp)兩個控制變量回歸結果顯著。在黃河經濟帶,Fp的系數顯著為負,說明財政壓力可能導致政府減少節能減排等外部性較強的優惠政策;數字經濟基礎建設(Inf)的系數顯著為正,說明數字基礎設施建設能推動制造業綠色轉型。長江經濟帶大部分控制變量不顯著的原因可能是小樣本量影響控制變量的顯著性,在相關研究中也出現過類似的情況[34-35]。

3.1.2 穩健性檢驗

為確?；鶞驶貧w的可靠性,采取以下方法進行檢驗(表2):① 借鑒羅佳等[36]的數字技術創新衡量方法,用數字技術發明專利的授權數量(Dp)替代原解釋變量;② 考慮到數字技術創新對制造業綠色轉型的影響可能存在時滯性,將解釋變量進行滯后1期(Dt-1)處理;③ 中國數字經濟2012年開始快速發展,將研究區間縮減至2012—2020年。結果顯示,主要解釋變量系數方向與大小和基準回歸結果基本一致,研究結果具有穩健性。

3.2 中介效應結果分析

綠色創新投入和綠色創新產出的中介機制檢驗結果(表3)表明,在長江經濟帶,數字技術創新能夠降低制造業綠色研發成本,且在基準模型中加入綠色創新投入變量后,中介變量系數顯著為負,數字技術創新系數顯著并減小,通過中介效應檢驗,驗證了假設H2;在黃河經濟帶,數字技術創新對綠色創新投入的回歸系數不顯著,未通過Bootstrap檢驗。在長江經濟帶,數字技術創新對綠色創新產出的影響系數顯著為正,加入中介變量后結果顯著,通過中介檢驗,驗證了假設H3;在黃河經濟帶,數字技術創新對綠色創新產出的回歸系數不顯著,且未通過Bootstrap檢驗。

表3 中介機制檢驗結果

根據理論分析,該中介機制實現的重要基礎是地區數字技術創新水平已經達到能為綠色創新投入和產出提供各類優化要素的程度。結合數字技術創新實際發展情況對中介結果進行分析(圖1)。經濟帶內部數字技術創新發展水平均存在明顯不均衡,但整體來看,長江經濟帶數字技術創新整體發展水平明顯高于黃河經濟帶,具有明顯的創新優勢,與理論分析保持一致。黃河經濟帶數字技術創新仍處于起步階段,員工培訓、高技術人才引進及淘汰人員的分流會提高人力成本,制造業信息交流和知識傳遞能力仍需提高。因此,綠色協同創新的中介路徑無法實現。

圖1 長江經濟帶和黃河經濟帶數字技術創新水平變動趨勢Fig.1 Trends in the innovation level of digital technology in the Yangtze River Economic Belt and the Yellow River Economic Belt

3.3 門檻效應結果分析

門檻檢驗結果(表4)表明,環境規制通過單門檻顯著性檢驗,制造業規模通過雙門檻檢驗。

表4 門檻效應檢驗

在環境規制門檻效應(表5)中,E≤0.810時,數字技術創新(D)的系數顯著為負;E>0.810時,D的系數顯著為正,數字技術創新對制造業綠色轉型的影響呈“U”型關系,驗證了假設H4。根據門檻值將長江經濟帶和黃河經濟帶各省份進行分類,其中,高于門檻值的省份集中在長江經濟帶下游,擁有較高的環境規制水平,說明長江經濟帶下游數字技術創新對制造業綠色轉型起到促進作用,其余地區傾向于抑制作用。

在制造業規模門檻效應(表6)中,S≤88.040時,D的系數不顯著;但跨過這一門檻后,D的系數顯著為負;S>363.040時,D的系數顯著為正,結果與假設H5不符。原因可能在于中等制造業規模大的地區在引入數字技術初期在融資、引進技術等方面存在壓力,短期內數字技術創新表現出阻礙制造業綠色轉型的作用。當制造業規模擴張到一定程度后,數字技術創新才能充分發揮綠色創新的協同效應,助推制造業綠色轉型。按照門檻閾值將制造業分為大、中、小規模,長江經濟帶下游的江蘇、浙江擁有較大規模的制造業企業,黃河經濟帶下游的河南、山東,長江中上游的四川、湖北、湖南、江西、安徽擁有中等規模的制造業企業,其余省份擁有較小規模的制造業企業。

表6 制造業規模門檻模型回歸結果

4 結論、討論與建議

4.1 結論

數字技術創新對制造業綠色轉型存在直接影響和間接影響,環境規制的門檻效應假設與實證結果相符,但制造業規模的假設與結果不一致。

數字技術創新對制造業綠色轉型存在雙重影響,在長江經濟帶呈現促進作用,在黃河經濟帶呈現抑制作用。

在長江經濟帶數字技術創新通過優化綠色創新投入和提高綠色創新產出推動制造業綠色轉型,在黃河經濟帶該中介機制不顯著。

在以環境規制和制造業規模為門檻變量時,數字技術創新對制造業綠色轉型的影響均表現出“先減后增”的變化趨勢。

4.2 討論

已有研究認為長江經濟帶數字化水平對制造業綠色轉型起到正向影響[34,37],本研究結論與其基本一致,但在黃河經濟帶樣本中存在抑制作用。吳衛紅等從綠色工藝創新的角度分析數字化技術轉型如何推動制造業綠色轉型升級[38],本研究通過衡量綠色創新的投入和產出這一細化的新視角證實數字技術創新通過賦能綠色創新推動制造業綠色發展的路徑。已有研究更側重分析數字化對制造業綠色轉型的積極作用,本研究在此基礎上以上中下游進行分類進行分析,發現數字技術創新對制造業綠色轉型僅在長江經濟帶下游起明顯的促進作用,而中上游地區與黃河經濟帶均表現為抑制作用。產生這種異質性的原因在于:(1)長江經濟帶下游的高水平環境規制培養出企業綠色發展意識,綠色創新動力較強,能有效降低企業制造業轉型的內部阻力。雖然近年來長江經濟帶下游(如上海市)的制造業規模有所下降,但大部分是由于制造業內遷導致的,高污染制造業轉移反而使地區產業結構綠色化,與此同時新興高技術制造業蓬勃發展也為數字技術創新研發和實施提供實踐環境和資源,數字技術創新對制造業綠色轉型的促進作用更為明顯。(2)黃河經濟帶和長江經濟帶中上游均存在環境規制水平較低的問題,粗放式發展模式導致傳統高能耗產業發展慣性大,企業更傾向于以犧牲環境為代價通過數字技術創新實現低成本產品的規模擴張,創新補償效應難以凸顯。雖然制造業遷移至環境規制較弱的內陸地區導致部分經濟帶中上游地區制造業規模擴大,但高能耗企業的增加卻加大了綠色轉型難度。此外,黃河經濟帶下游的山東省制造業正在快速發展,但集中在傳統的裝備制造、生物醫藥等產業,其他高技術產業相對滯后,傳統制造業與數字技術對接的產業層次能級差距大,數字技術的創新動能難以釋放。

4.3 建議

為使數字技術創新能通過優化綠色創新投入和產出推動制造業綠色轉型,政府應提供相應降低數字技術創新和綠色創新風險的政策措施,如設立政府+企業創新的支持激勵基金,給予進行數字技術創新的制造業企業足夠的過渡期,并予以能耗、環保的政策支持,引導數字技術創新在企業發揮綠色協同創新的作用機制。

在環境規制水平較低的地區,政府應完善環境規制政策,結合地區制造業企業特征,建立更加科學靈活的獎罰機制以提高企業綠色轉型的主觀能動性。

為使數字技術創新更好地融入制造業生產經營過程并且對制造業綠色轉型發揮積極作用,應首先對制造業整體進行升級改造,降低傳統產業與數字技術發展所需的能級差異,如政府應引導制造業企業按市場化法則進行兼并重組,形成一定制造業規模,為數字技術創新創造客觀條件,再逐步穩健推動制造業綠色轉型。