[关键词]数字化转型 绿色创新 资本治理效能 信息治理 供应链资金 创新资本效率 数实融合 时滞效应
引言
后疫情时代，人工智能等新一代数字科技的快速发展正成为重塑全球经济结构的重要引擎，截至2022年，我国数字经济规模占GDP比重已达41.5%。“推动高质量发展”与“促进数实深度融合”是党的二十大报告强调的重要议题，但现实中数字化转型在带来资源信息效应的同时亦可能引发“数字化悖论”，即数字化并不必然带来企业经营绩效的提升，甚至部分企业面临“不转型等死、转型找死”等困境。考虑实体企业绿色创新活动构成了经济质量提升的重要微观基础，而新时代我国金融体系正在由“银行主导”向“市场主导”演变，即“数实融合”大背景下资本市场在投融资等方面的催化作用正日益凸显，同时习近平总书记在中共中央政治局第三十八次集体学习时亦强调“要全面提升资本治理效能”。而资本治理效能的发挥，（1）取决于资本市场效率，其不仅能以最低交易成本为资金需求者提供融资，而且可以将有限资源配置至业绩最佳企业而实现社会总产出最大化；（2）要拓宽到实体经济领域，考察企业是否通过优化资本使用策略而实现了其质效提升以及经济可持续发展。因此，厘清数字化转型与资本市场中实体企业绿色创新之间的关系具有重要意义。
关于数字经济的研究尚处于起步阶段，前期文献多集中于宏观、社会和产业层面，而微观研究则较为匮乏。从现有微观文献看，数字化与企业价值之间的关系主要存在“资源信息论”与“数字化悖论”之争。前者认为数字化通过数据信息驱动颠覆企业管理模式、增加生产消费灵活性、提升公司治理效率、优化内外部沟通流程等而提高其经营绩效：后者则认为数字科技价值转化过程中存在的限制摩擦，如学习成本和调适成本等可能会引发技术安全、可持续发展等问题，同时商业模式创新亦可能增加股价崩盘风险、代理成本等而减损经营绩效。可见，数字化与公司绩效之间的关系尚有待进一步明确，同时新日寸代高质量发展主题也亟需从绿色发展视角深入探究数字化转型对实体企业经营决策的影响。
因此，本文通过A股上市公司数据，系统从影响效应、机制路径和制约条件三大方面分析数字化转型与实体企业绿色创新之间的关系，结合国家战略需求将对实体企业业绩的评估从经济绩效延伸到绿色发展这一社会绩效层面，从绿色专利视角探索数字化转型价值，深化其相关理论和实践研究；相较于现有从宏观政策扶持、环境规制等探索绿色创新的研究，本文从资本治理效能视角探究数字化转型对企业绿色创新的影响机制，拓展了公司绿色发展的影响机理及研究边界：通过对数字化绿色价值实现的影响效应、作用机制和异质性情境的分析，不仅揭开了数字化与绿色创新之间的“黑箱”，而且对政府部门推进“数实深度融合”与加快传统监管制度的“全面提升资本治理效能”改革具有启示意义。
1机理分析与研究假设
数字化转型不仅有助于增强股票流动性从而提升资本市场的资源配置效率，而且可能通过加强产业供应链协作、释放流动性资金而平滑长期性资本投资，抑或通过促进高技能劳动者与研发资本之间的耦合效应而提升创新资本使用效能。而上述资本治理效能的提升又可能对企业绿色创新活动的收益、成本等产生重要影响。因此，本文将从资本治理效能视角切入，具体围绕资本市场信息治理、供应链运营资金、创新资本效能等推演数字化转型如何影响企业绿色创新。
（1）数字化转型可以加快资本市场信息流转，通过市场中介施压促进企业绿色创新。数字科技不仅通过处理识别海量、非标准化数据等使信息利用度得以提高，而且更重要的在于对信息流转速度的提升，使得资本市场的股价不仅能充分及时反馈公司信息，而且会促使市场中介、利益相关者等信息及日寸映射在企业生产决策的各个环节。即数字科技使得企业可以及时了解各种新技术、新需求和市场变化，并快速对其发展战略做出调整以获取竞争优势。由于数字经济浪潮下企业所处的经济环境正在发生根本变化，后疫情时代“双碳”目标压力下我国越发重视绿色发展，市场上供应商、竞争者、消费者等参与者对公司绿色决策行为的影响一定程度地得以强化或放大。如在投资者及其他利益相关者对环境友好型证券或产品有偏好时，企业可能通过绿色创新这种方式来实现其印象管理。因此，在数字赋能大背景下，企业，尤其是公众上市公司通常会借助公告或年报等方式向外界释放其人工智能、云计算等与数字化转型相关的积极信号，这种曝光效应会进一步吸引媒体报道、金融分析师跟踪等，进而促进企业绿色创新。
（2）数字化转型有助于整合供应链上下游资源，有效调节冗余资金，从而舒缓企业绿色创新所面临的资金压力。数字赋能的新商业模式以及完善的信息共享模式不仅改善了企业的信贷获得机会，更重要的在于受数字流量思维的影响，企业逐渐形成了一种供应链资金占用的经营模式。数字技术应用通过重建供应链金融网络信任关系，不仅加强了企业与上下游供应商、客户之间的信任与合作，而且通过利益共享和关系协调更有利于彼此签订长期契约，进而更多地获取供应链融资。由于公司绿色创新活动一般具有资金投入量大、不确定性强等特征，数字化转型使得供应链环节的企业关系更加紧密，基于利益、声誉等关系联结起来的供应链融资不仅成为银行信贷的替代性融资工具，也对企业绿色创新受到的资金约束产生纾困效应，而且数字化转型释放的短期供应链融资亦有助于企业实现流动性管理，通过平滑资本投资对其绿色创新活动起到保障作用。
（3）数字化转型通过促进环保研发资本投入、推动劳动力结构升级以及提升“人”、“财”之间的有效联动，从而提升企业绿色创新水平。①研发资金和研发人才是企业开展绿色创新活动的直接动力，而企业数字化转型实施过程中势必引发大量数字科技方面资源的投入，而这些具有较强创新属性的资金或人才资源正是绿色创新所需的重要驱动力：②企业数字科技的引入会直接导致低技能劳动力被替代，并且增加对研发人员等高端人才的需求，而劳动力结构的优化不仅有助于改善企业的知识整合能力，还会带来明显的技术扩散效应。而这些均有助于企业与其他绿色创新主体沟通构建知识合作网络，通过扩充绿色创新知识与技术获取渠道，进而实现其绿色技术的积累迭代；③企业将数字科技贯穿于产品设计、市场推广、生产销售等各个环节，不仅通过提高运营效率增强了企业对产品全生命周期的掌控能力，进而促进企业绿色产品或绿色技术的升级改造。更重要的是，数字化转型通过对原先生产方式、组织结构、管理模式等的颠覆，可以实现对生产销售各环节的细分管控，这有利于资源整合并降低交易费用、生产成本等，进而减少企业在绿色创新方面的劳动、资本等要素流动障碍，抑或说降低劳动力与研发资本之间的协调与摩擦成本。
综上，从理论上看，数字化转型可能通过改善资本治理效能（具体表现为提升资本市场信息治理效率、优化供应链资金运营、释放创新资本效率）而诱发公司绿色创新。因此，提出如下假设：
H1：数字化转型能够显着促进企业绿色创新。
H2：数字化转型通过影响资本治理效能而作用于企业绿色创新。
2研究设计
2.1模型设定与变量选择
为考察数字化对实体企业绿色创新的影响，本文构造如下模型：
其中，GI为企业绿色创新变量，基于绿色专利申请数加1取对数得到; DT为数字化转型变量，基于公司年报中的数字化词频数加1取对数得到。如若a．大于0，则说明数字化对绿色创新具有促进作用：反之，则有抑制作用。此外，CVs为控制变量合集，具体释义参见表1。需要说明的是，本文在实证时遵循了如下原则：（1）考虑到数字化转型的绿色创新效应很难于当年发挥作用且控制变量的影响具有时滞性，同时亦为降低反向因果的干扰，将DT和CVs均进行了滞后1期处理；（2）鉴于企业绿色创新受行业内竞争、模仿学习等同群效应以及宏观经济因素的影响，故同时对行业、年度固定效应进行控制：（3）回归时均采用聚类稳健标准误进行调整。
2.2数据来源与样本描述统计
本文以2007～2022年A股上市公司为研究样本，数据主要来自CSMAR和CNRDS数据库。回归前剔除了金融行业、异常处理（如PT、ST等）以及核心变量缺失样本，并对连续变量前后1%进行缩尾处理。最终共获得38318个观测值进行回归，表1是对其描述性统计的结果，绿色专利对数（GI）均值、中位值分别为0.380、0，表明研究样本中进行绿色创新的企业并未超过半数：数字化转型变量（DT）的均值、中位值分别为1.153、0.693，标准差为1.352，说明样本中进行数字化转型的上市公司仍是少数且其数字化程度存在较大差异。此外，控制变量均在合理取值范围内。
3实证结果分析
3.1基准回归
表2汇报了数字化转型与企业绿色创新之间的关系。其中，列（1）为未加控制变量的结果，列（2）引入控制变量后DT系数为0.074（t=8.79），说明随着数字化转型程度的提升，上市公司的绿色专利申请量在增加。前文假说H1得到验证。
3.2稳健性检验
（1）数字化转型的时滞效应。考虑到企业数字化转型的绿色创新效应存在时滞性，表3进一步选取DT的滞后2～4期进行回归。结果显示，在对DT进行相应滞后处理后，其系数均为正且通过1%水平的统计检验，这不仅意味着数字化转型对绿色创新的促进具有明显滞后效应，而且进一步验证了基准模型结论的稳健性。
（2）内生性问题处理。①采用PSM法。将前文控制变量作为协变量采用Logit模型计算倾向得分后，按1：1的标准得到匹配样本后重新进行回归，结果如表4列（1）所示；②构造DID模型。表4列（2）在PSM配对样本基础上根据“电子商务示范城市试点政策”构造多期DID模型，ListxPost系数为0.07（t=1.88），肯定了数字化转型对绿色创新的正向影响：③进行跨期动态效应检验。表4列（3）根据企业所在地进入电子商务示范城市的年份设定时间窗口展开分析②。可以看出，进入试点城市之前（ Pre2、Prel）的系数均不显着；进入试点城市当年及之后（Post0、Postl、Post2、Post3+）的系数开始变得显着，DID模型的平行趋势假定得以满足。
（3）变换变量、样本与模型设定等。①替换数字化转型度量方式。鉴于前文描述统计时数字化转型代理变量中位值为0，故表5列（1）引入数字化转型虚拟变量（DT_dum）重新分析。此外，表5列（2）、（3）还根据企业年报MDamp;A重新提取数字化转型关键词后，引入其词频数占MDamp;A语段长度之比（DIG）与其词频数的自然对数（DIG2）再次进行检验；②替换绿色创新度量方式。由于进行绿色专利申请的企业不足半数，故表5列（4）采用Probit模型引入绿色专利虚拟变量（GI_dum）重新回归；③变更样本范围。考虑到制造业是实体经济的根基，故表5列（5）按照证监会行业分类标准遴选出制造业企业重新回归：④改变模型设定。前文基准模型可能遗漏了部分企业层面影响绿色创新但又无法度量的变量（如企业文化等），表5列（6）引入公司固定效应重新检验。
4机制检验
本文接下来引入中介效应模型，从资本治理效能视角，具体围绕资本市场信息治理、供应链资金整合与创新资本效率三方面来识别数字化转型影响绿色创新的作用机制。式（2）～（4）中的中介机制变量（M）具体包括3组：第一组为媒体报道（Media）与分析师关注（Ana）③，代理衡量资本市场中的信息治理与中介压力；第二组为商业信用融资（TC_get）及其供给（TC_pro）④，代理衡量供应链资金整合能力；第三组为研发资金（RD）及其人员数量投入（RP）⑤，用以度量创新投入力度。特别地，由于从数字化转型传导到中介变量、再从中介变量传导到绿色创新存在明显的时滞效应，故机制检验时绿色创新变量（GI）采用未来1期观测值，中介变量（M）采用当期观测值，而数字化变量（DT）采用滞后1期观测值。
4.1资本市场信息效应
由于企业绿色创新成果主要体现为其绿色专利的申报，故本文具体从绿色专利视角展开分析。表6是对“数字化转型一绿色专利”的市场信息治理渠道进行检验的结果。列（1）数字化转型对绿色创新的总效应为正；列（2）中数字化转型对媒体报道的系数为正；列（3）中，数字化转型与绿色专利显着正相关，且媒体报道系数显着为正，这说明数字化转型通过增加媒体关注这一路径促进了绿色专利。同理，综合列（1）、（4）、（5）可看出分析师跟踪这一中介路径的存在。总之，以上结果表明，企业数字化转型不仅使得其能及时释放出更多易于被外界识别的标准化信息，由此驱动新闻媒体、分析师等市场中介力量更多地关注企业行为；同时，在工业4.0时代数字化转型虽然已是大势所趋，但是截至目前真正实现数字化转型的企业依然不多见，故进行数字化转型的企业一定程度上能获得较多的“眼球效应”也就是而得到媒体、分析师青睐，而市场中介引致的这些关注压力可能诱发企业更积极主动地进行绿色创新活动。由此，形成了“数字化转型－（畅通）资本市场信息传递－（促进）企业绿色专利”的路径。
4.2整合供应链资金
表7是对“数字化转型一绿色专利”的供应链资金整合渠道进行检验的结果。在列（1）数字化转型对绿色专利影响为正之前提下，列（2）中数字化转型对商业信用融资（TC_get）的影响为正；列（3）中数字化转型与绿色专利正相关，且TCget系数为正，这说明数字化转型通过促进供应链融资而促进了企业绿色创新。同理，综合列（1）、（4）、（5）可看出商业信用供给这一中介效应的存在。可见，数字化转型不仅便于公司通过商业信用方式获取融资，而且还可能释放出部分富余资金以商用信用供给形式为其供应链中的合作伙伴提供资金支持，即企业数字化转型不仅增强了上下游企业间的合作粘性，而且降低了融资成本。由此，形成了“数字化转型-（整合）供应链资金配置-（促进）企业绿色专利”的路径。
4.3提升创新资本效率
表8是对“数字化转型一绿色专利”的创新投入渠道进行检验的结果。在列（1）数字化转型对绿色专利的系数显着为正的前提下，列（2）中数字化转型对创新资金的影响显着为正，说明企业数字化转型后促进了其对创新资金的投入：列（3）中数字化转型与绿色专利显着正相关，且RD的系数显着为正，这说明研发资金增加在数字化转型对绿色专利的影响中发挥了中介效应。同理，综合列（1）、（4）、（5）可看出创新人才投入这一中介效应的存在。总之，研发资金与研发人员的有效联动将会较大程度地提升创新资本的投资效率，由此形成了“数字化转型－（提升）创新资本效率－（促进）企业绿色专利”的路径。
5变量结构分解与内外部因素分析
5.1核心变量结构分解
（1）绿色创新结构分解。考虑到在我国现有专利评价体系下上市公司极有可能为应对短期市场压力等而选择应激性策略创新，故表9前两列为对细分绿色专利类型展开分析。可以看出，数字化转型系数依然显着为正，并且在发明专利（Ginv）模型中其系数要更大，这意味着数字化转型更大程度地促进了更具技术含量的绿色发明创新。
（2）数字化转型口径分解。鉴于数字化转型是个谱系概念，故表9列（3）～（7）从人工智能（AI）、区块链（BC）、云计算（CC）、大数据（BD）与数字技术应用（ADT）5个维度，精确探究不同数字化类型的价值效应。结果显示，除区块链（BC）外，数字化转型子指标的系数均在1%的水平显着为正。
5.2异质性分析
（1）内部产权性质。从表10前两列分组结果看，无论产权性质如何，数字化转型均显着提升了绿色创新，并且组间系数在统计上并不存在显着性差异。其可能原因如下：从国有企业角度看，其不仅承担着更多社会责任等公共性功能，而且其一般规模较大、具有更为雄厚的资金，在银行和企业双重国有的“预算软约束”下，国有企业不仅有着强烈绿色创新的主观意愿，而且能够将较多资源向其绿色创新活动倾斜：而从非国有企业角度看，虽然其在绿色创新方面具有“先天不足”的劣势，但一般亦面临着更为激烈的市场竞争环境，故在大力推行企业数字化转型的情景下，民营企业迫于资本市场信息或产品市场竞争等压力更积极地进行绿色创新，以博取更多分析师跟踪和投资者（或消费者）青睐。
（2）外部环境特征。表10列（3）～（8）是分别根据市场竞争、地区环境规制、绿色金融发展年度中位值分组的结果⑥，并且均通过组间系数差异性检验，这说明行业市场竞争、区域环境规制与绿色金融发展的提升能够强化数字化转型的绿色创新效应。原因在于：当市场竞争环境较为完善时更有利于资源配置功效的发挥，这样不仅使得企业为获取市场份额或赢得投资者、供应商、客户的青睐而积极进行数字化转型，而且使得数字化转型促进绿色创新的市场信息治理、供应链资金整合、创新投入等渠道更为畅通；另外，当企业面临较高的环境遵循成本或较强的绿色金融扶持力度时，会极大提升当地企业绿色创新的能力，这些都有助于强化数字化转型对绿色创新的促进作用。总之，以上结果说明完善的外部环境有助于数字化转型发挥其绿色创新效应。
6结论与启示
本文结合我国资本市场中2007～2022年上市公司的数字化转型实践，从绿色创新视角揭示了数字化赋能实体经济高质量发展的微观机理，得到如下结论：（1）数字化转型能够显着提升实体企业绿色创新，且这一提升效应表现出明显滞后性；（2）数字化转型通过提升资本治理效能（具体表现为改善市场信息传递效率、整合供应链运营资金、提高创新资本效率等）而促进绿色创新；（3）较之于绿色实用新型专利，数字化转型更大程度地促进了绿色发明专利；（4）数字化转型子指标对绿色创新的影响效应不尽相同，除区块链外数字化子指标均会提升绿色创新；（5）产品市场竞争、区域环境规制及其绿色金融发展强度的提升有助于强化数字化转型的绿色创新效应，但产权性质并不影响这一效应的发挥。
基于本文结论，可得到如下政策启示：（1）数字化赋能已然成为企业质量持续提升的有力抓手，鉴于数字化绿色价值效应转化的时滞特征等，企业在短期内极易受资金能力、生存环境等因素制约而放弃数字化转型，故亟需从政府、社会、企业等多方位人手联合构建数字化转型相关的长期政策，这样方能实现数字技术与企业内部组织架构的有效深度融合；（2）诸多上市公司基本都处于行业龙头的位置，数字化转型不仅可以促进其自身质效的提升，而且可以更好地带动其上下游供应链的发展而对我国产业结构升级产生积极影响。现实中数字化转型成功的企业一般是消费侧与用户高频互动或是供给侧对供应链有较强依附的行业，在一些传统的实体企业中数字化转型无论是从广度还是深度上都还远远不够，而数字化转型对资本治理效能的提升（如股市信息效率的提升效应、供应链资金协作的粘结效应以及创新“人”、“财”的耦合效应等）使得数字科技正逐渐显现出较强的应用前景。因此，要尽快完善支持企业数字化转型与资本治理效能提升的配套激励措施，以更好地发挥上市公司在数字化转型中的“链主”作用；（3）由于数字化转型的绿色创新效应很大程度上受限于企业所处内外部环境的影响，故企业绿色创新仍需进一步配套以精准的政策支持体系。就企业自身而言，其在追求经济利益的同时需要相应政策引导其承担环保等社会责任；而对于外部环境而言，则需要通过完善市场竞争、环境监管、绿色金融支持等政策，以有效促进数字技术和实体经济高质量发展的深度融合。
