刘翔宇 李文韬 娜比拉·海萨尔，3
1（北京工商大学商学院，北京 100048） 2（新疆农业大学经济管理学院，乌鲁木齐 830052）
3 （河海大学商学院，南京 210024）
引 言“十四五” 以来，推动绿色低碳发展、推进清洁生产、加强污染治理成为当前生态环保工作的要点，绿色低碳发展成为全社会共同践行的发展目标。同时，在当前世界数字化发展的宏观背景下，数字技术的应用同样是中国经济高质量发展的重要抓手。根据国家互联网信息办公室报告显示，我国2022 年数字经济规模达到50.2 万亿元，数字经济已经成为驱动我国经济增长的重要引擎。在数字技术的影响下，企业从传统的组织结构向平台化逐渐发展，业务流程依托于数字技术的应用，大幅提高了信息传递和整合能力，也显着提升了公司的创新能力。现有相关研究发现，企业进行自身绿色技术创新的主要驱动力来自于政府补贴、人才引入、环境法规以及融资约束的缓解［1－3］。此外还有部分学者注意到环境信息披露质量、公众的环境关注度等因素同样会对企业绿色技术创新产生影响［4］。目前，数字化转型对企业绿色创新能力的影响鲜有学者探讨。
企业推进数字化转型的具体体现是企业管理体系中深度应用数字技术，推动并重新塑造了价值创造的发生过程。已有的文献中指出，数字化转型不仅成为了企业战略转型的焦点，而且逐渐成为了企业创新活力的重要源泉。创新效率方面，企业获取与整合信息的能力依托于构建数字建设平台而得到提高，促进了企业内外部信息共享和多技术领域的知识整合，从而提高了企业自身的创新效率［5］。资源整合方面，基于动态能力理论，企业通过数字化转型显着提高内外部资源整合能力，帮助企业及时整合创新资源，为企业创新活动提供资源支持。组织结构方面，企业组织结构在数字化转型过程中被重塑，继而推进了组织创新活动。此外，数字化转型也有助于帮助企业吸引政府补贴与其他外部投资［1］，尽管数字化转型为企业的创新行为提供了极大的支持，但对于数字化转型和企业创新之间的关系研究结果并不完全一致。正如Hajli （2015）［6］指出，若企业管理能力与数字化转型战略不相匹配，数字化转型就难以实现企业在原有资源和流程上的创新活动。Li 和Jia （2018）［7］在研究中也指出，数字技术的进步虽然会驱使企业重新购置相关生产设备，但在过渡阶段，为了迅速提高产量，会出现加大资源开采和能源消耗的情况，从而减少企业绿色技术创新活动。由此可知，当前学界尚未对数字化转型与企业绿色创新之间的关系形成明确结论，且在研究对象的选择、关键指标的度量、研究方法的应用上存在较大差异。基于此，本文以中国A 股上市公司为样本，探究数字化转型对企业绿色技术创新的影响和机理； 并基于信号传递理论，对环境信息披露的调节作用进行了分析； 此外，结合行业差异、地区数字化水平差异，对数字化转型与企业绿色技术创新之间的关系进行异质性探讨。结果表明企业进行数字化转型助于提高企业绿色技术创新能力； 在制造业企业与所处地区数字经济发展水平更高的企业中，这一影响更为显着； 机制分析表明，融资约束、研发投入在二者之间的关系中起到中介作用。本文立足于企业的绿色创新活动，探究了企业数字化转型对绿色技术创新能力的影响，佐证了环境信息披露可以极大地促进数字化转型对绿色技术创新的积极影响，丰富了相关研究范畴。
1 文献回顾与理论假设1.1 数字化转型与企业绿色技术创新数字化转型通过将数字技术深入应用于企业各生产管理环节来显着改善企业的资源整合与信息处理能力，在优化企业创新资源的同时提高企业的研发水平。基于自然资源基础观（NRBV）理论可知，包括企业技术能力在内的各项内部要素是企业进行创新和保持竞争优势的基础，企业进行创新离不开技术资源、知识资源、人力资源与资金的支持［8］，而数字化转型为企业进行绿色技术创新奠定了相关基础。
从创新活动的技术和学科知识领域来看，绿色创新活动涉及产品设计生产、制造工艺升级、节能减排等具体环节，涉及的流程多且复杂，因此需要多领域技术深入结合赋能绿色创新［9］。企业进行数字化转型可以显着改善企业自身的数据挖掘能力和信息决策能力，同时会改善企业自身的信息共享和知识整合能力，帮助企业将不同领域下的知识进行深度耦合，提升创新过程知识重组效率，进而提高企业的绿色技术创新能力［10］。
此外，数字化转型能够起到推进企业财务与人力资源累积，为绿色创新奠定物质基础的作用。（1） 数字化转型过程中，为了使得数字技术与企业现有管理经营流程深度融合，企业需要更多的专业技术人员和研发人员，并对现有的企业职工进行一定的技术培训和操作训练，为企业之后进行绿色技术创新奠定人力基础，并提升职工对新技术的接受能力，为企业新的研发工作创造良好的舆论环境［11］； （2） 数字技术的深度应用提高了企业的披露水准和信息透明度，有助于企业进行高效的内部控制活动，降低管理费用及其他资金浪费，为绿色创新积累良好物质基础； （3） 具有明显推进企业数字化转型行为的管理层一般更具有创新意识，对企业的创新能力要求更高，更倾向于提高企业的研发水平，以此促进企业绿色创新的发展。基于此，本文提出如下假设：
H1： 企业数字化转型促进绿色技术创新水平提升。
1.2 数字化转型、融资约束与企业绿色技术创新绿色技术创新具有高风险和高投入的特点，企业进行大量资源投入不一定会产生技术创新成果，并可能占用正常的运营资源，影响现有的核心竞争力，这使得外部投资者对企业信息不对称问题更加敏感，增加企业融资难度。而企业数字化转型，能够在一定程度上缓解上述问题。（1） 基于信号传递理论，信息效应提供与企业相关的有效信号，信号通过降低资金供求双方信息不对称的程度缓解融资约束。数字化转型有效提高企业信息传递的数量与质量，降低企业信息不对称程度，向投资者传递良好信号，缓解企业融资约束［1］； （2）根据交易成本理论，企业与外部投资者之间的信息不对称问题得到缓解，能够有效降低投资者的决策成本。具有绿色投资倾向的投资者能够更好地了解企业的绿色创新行为，此类企业的融资约束在一定程度上得到缓解； （3） 运用数字技术，企业可以在很大程度上提高信息的可利用性，从而引起市场主体对企业的关注，有助于企业在市场中树立良好的形象。基于此，本文提出如下假设：
H2： 企业数字化转型通过缓解融资约束促进绿色技术创新。
1.3 数字化转型、研发投入与企业绿色技术创新在现有的以经济结果为导向的绩效评价体系下，周期较长、投入较高的企业技术创新活动无法为企业委托人与代理人带来即时收益，甚至为代理人的绩效带来一定的负面影响。根据委托代理理论，代理人可能会为了自身利益最大化而牺牲公司长远发展，减少研发投入、广告投入等长期收益的投资行为，以获取短期现金流［12］。而企业推进数字化转型能够改善代理人的创新投入意愿，并从评价机制上降低代理成本，进而对企业的绿色技术创新产生正面影响［13］。
数字化转型作用于企业内部信息管理机制，不仅整合企业创新资源与信息，提高创新效率与成果转化的可能，使得代理人从创新活动中收益的可能性提高，增强代理人的创新意愿。而且数字化转型通过引入各种数字工具与平台，帮助委托人更好地理解当前企业的长期发展战略与经营计划，以便对管理层的短视行为形成有效约束，鼓励长期投资和研发投入； 另外，数字化转型通过在企业内部应用多元化技术，发展科学的评价体系，逐步淘汰以短期经济绩效为导向的评价标准，部分消除代理人的短视行为动机。基于此，本文提出如下假设：
H3： 企业数字化转型通过提高研发投入促进绿色技术创新。
1.4 环境信息披露的调节作用环境信息披露是企业向外部披露环境事务的主要方式。学者们探究了环境信息披露降低信息不对称的积极作用［14，15］。对于企业而言，高质量的环境信息披露主要作用于降低企业融资成本，扩大融资渠道以及获取政府政策支持，从而进一步降低企业的经营风险，提高企业的价值与财务绩效［16，17］。根据当前学术界的观点，环境信息披露可以从内、外两部分促进企业的绿色技术创新［18］。内部角度，企业进行环境信息披露对内形成绿色创新压力，从而促使企业持续创新，提高环境绩效； 外部角度，高质量的环境信息披露向外界传达企业环境信息，降低投资者评估投资的风险，传递企业积极态度。
基于上述观点，环境信息披露水平会影响企业绿色创新的内、外部条件。基于信号传递理论可知，在企业数字化转型程度较高时，高质量的环境信息披露可以进一步降低内、外部信息不对称，降低融资成本，保证融资渠道的可靠性，从而促进企业数字化转型最终向绿色技术创新产生积极影响。当企业数字化转型程度较低时，环境信息披露对内形成压力，反向监督管理层推进绿色创新，改善环境绩效，同样促进了企业数字化转型，最终对绿色技术创新产生正向影响。基于此，本文提出如下假设：
H4： 环境信息披露促进了企业数字化转型与绿色技术创新之间的正向关系。
图1 企业数字化转型影响绿色技术创新的机理
2 研究设计2.1 样本选择与数据来源本文以2014～2021 年中国A 股上市公司数据为样本，参考范丹和付嘉为（2021）［19］的做法，对数据进行了进一步筛选： （1） 剔除标有ST 和*ST、退市企业的样本； （2） 剔除在所选时期内行业发生变化的样本； （3） 剔除金融类行业与房地产行业的样本； （4） 剔除主要财务数据缺失严重的样本； （5） 对主要连续变量的异常值进行1%的Winsorize 处理。所使用的环境信息披露数据、绿色专利数据以及控制变量中涉及的财务指标均来自于CSMAR 数据库。
2.2 变量选取（1） 被解释变量： 绿色技术创新（GTI）。绿色技术被认为是能够减少环境污染、提高生产效率的工艺与产品的总称。当前对该指标的度量方法有两种： ①将企业当年绿色技术专利（实用新型以及发明专利） 申请或获得数量作为衡量绿色技术创新的指标［21］； ②以企业生产中的单位能源消耗作为衡量标准。考虑到数据的可获得性以及有效性，本文采用第一种方法，将企业当年的联合或独立获得的绿色发明专利与实用新型数量之和作为被解释变量。
（2） 解释变量： 数字化转型（DIGI）。当前国内学者对企业数字化的度量大多采用以下两种方法： ①采用手工识别的方法，以上市公司年末无形资产明细项中直接与企业经济相关的金额占无形资产总额的比例作为度量指标［20］； ②吴非等（2020）［22］学者利用文本分析的方法，对上市公司年报中有关“数字化” 相关的关键词进行挖掘，以数字化转型关键词的词频作为度量指标。本文采取第二种方法，预先整理出有关企业数字化转型的特定词谱，基于Python 对上市企业年报文本进行提取，以最终形成的词频数作为企业数字化转型的度量指标。
（3） 中介变量： 融资约束（SA）。当公司需要进行外部融资时，可能会面临高昂的融资成本或无法如期满足融资需求的情况，这种情况被称为公司的融资约束。本文以SA指数作为融资约束的代理指标，该指标数值越大代表企业面临的融资约束越严重。研发投入（RD）。研发投入指企业投入研发活动的总投入。本文将企业研发投入资金总额取对数，作为研发投入的替代指标。
（4） 调节变量： 环境信息披露（EDI）。2015年环境保护部发布《中国上市公司环境责任信息披露评价报告》，其中采取披露载体、环境管理、环境监管与认证、环境负债和环境业绩与治理5 个维度作为评价构建环境信息的指标体系。本文参照马慧子等（2022）［14］学者的做法，将其中描述性信息披露赋予1 分，不披露赋予0 分； 数字型信息按照未披露、定性、定量披露分别赋予0、1、2 分，以计算出单个企业样本的最终得分作为环境披露指数（EDI）。具体的变量定义如表1 所示。
表1 环境信息披露指数定义
（5） 控制变量。根据以往学者研究，将企业数字化转型、绿色技术创新、环境信息披露作为变量的文献，选取了企业规模（Size）、第一大股东持股比例（Top1）、自由现金流（Cashflow）、营业收入增长率（Growth）、总资产周转率（ATO）、管理费用率（Mfee）、企业年龄（Age）、资产收益率（ROA）等指标作为控制变量，同时设置年度虚拟变量。具体的变量定义如表2 所示。
表2 变量定义及说明
2.3 模型构建借鉴宋德勇等（2020）［21］、许林等（2021）［23］的研究，通过构建模型（1）、（2） 检验环境信息披露、数字化转型对企业绿色技术创新的关系：
其中，GTI代表企业绿色技术创新；DIGI为企业数字化转型，EDI是环境信息披露，DIGI*EDI是数字化转型与环境信息披露的交乘项，β0是截距项，β是解释变量的回归系数。若模型（1） 中回归系数β1显着为正，表明数字化转型对企业绿色技术创新起到正向促进作用。当假设H1 成立，即模型（1） 中β1显着为正时，模型（2） 中β3系数显着为正，则证明假设H4 成立。模型（1） 中β2～β9是控制变量的回归系数，模型（2） 中β4～β11为控制变量的系数，ε为随机误差项。模型还对企业和年份固定效应进行控制，以避免未观测的企业特征等相关因素对本文回归结果的干扰。
3 实证分析3.1 描述性统计根据表3 结果显示，绿色技术创新的均值是2.272，而绿色技术创新的最大值和最小值分别是991 和0，说明不同企业的绿色技术创新差异较大，侧面反映了我国企业普遍缺乏绿色技术创新能力。数字化转型最大值是1537，最小值为0，平均值为70.519，说明我国重污染企业的数字化水平同样存在较大差异，领先意识较强的企业已经拥有较高的数字化水平，而缺乏有关资源、技术的企业仍需要提高数字化水平。企业之间环境信息披露的差异则较小，但同样存在一定差异，行业整体环境信息披露水平有待进一步提高。
表3 主要变量描述性统计
续 表
3.2 回归分析回归分析之前，首先对数据进行多重共线性检验，结果显示VIF 值均远小于10，即不存在严重的共线性问题。除了控制企业和年份固定效应模型，本文还引入混合效应模型进行检验，同时在基础回归模型中加入数字化转型（DIGI）与环境信息披露（EDI）的交乘项，检验环境信息披露（EDI）对数字化转型（DIGI）与企业绿色技术创新（GTI）关系的调节作用。
根据表4 回归结果显示，数字化转型（DIGI）系数显着为正，说明企业进行数字化转型，管理层积极进行数字化转型战略配置提高知识重组效率，从而促进企业绿色技术创新（GTI），研究假设H1 成立。交互项的回归系数在模型中均为正，意味着环境信息披露促进了数字化转型与绿色技术创新之间的正向关系，假设H4 成立。随着环境信息披露水平（EDI）的提高，企业内外部信息沟通渠道保持畅通，外部投资者可以充分了解企业环境信息，降低了信息不对称的影响。数字化转型对企业绿色技术创新的正向影响在这个过程中得到了增强，即环境信息披露与数字化转型二者的叠加大幅提高了企业的绿色技术创新能力。
表4 回归结果
从控制变量来看，企业年龄（Age）越大，企业的绿色技术创新能力越强。表明经营时间较长的企业自身学习能力与经验积累较好，自身的创新能力也比较突出； 另外，经营时间越长的企业可能在经营过程中受到的外部约束越多，企业被迫提高自身创新能力，进行绿色技术创新。
3.3 稳健性检验本文主要采用控制行业－年份固定效应、替换解释变量与工具变量法进行稳健性检验。（1）企业进行数字化转型（DIGI）与企业绿色技术创新（GTI），往往会受到行业整体数字化水平与创新能力的影响，根据赵奎等（2021）［24］的研究，采用控制行业－年份固定效应的方式，来控制行业层面外生冲击的影响，在一定程度上可以缓解研究中遗漏变量导致的内生性问题。根据表5 中列（1）、（2） 所示，在控制行业－年份时，数字化转型（DIGI）的系数仍显着为正，证明本文的结论较为可靠，较少受到遗漏变量的影响； （2） 本文以企业当年与数字化转型相关的无形资产账面余额（DI）取自然对数后的值作为替代解释变量。根据表5 列（3） 回归结果看出，数字化相关无形资产余额的回归系数在5%的水平上显着为正，表明在对主要解释变量进行重新界定后，主回归结果依然稳健；（3） 本文的实证研究中可能存在反向因果问题，即企业的绿色技术创新水平越高，产出越多，越倾向于进行数字化转型。本文以企业所处行业中数字化转型的平均值作为工具变量进行两阶段最小二乘估计。回归结果如表5 中列（4） 所示，回归系数显着为正，与主回归结果一致，说明在控制内生性问题后回归结果依然稳健。
表5 稳健性检验
3.4 作用机制检验（1） 融资约束的影响机制检验
根据前文分析，企业数字化通过缓解融资约束提高绿色技术创新能力，本文构建以下中介效应模型对假设H2 进行检验。其中，SA表示融资约束。为避免其他因素干扰，其余变量设定与前文一致。
由于企业数字化转型（DIGI）提高了自身信息共享和整合的能力，降低了信息不对称对其自身的约束，从而在一定程度上降低了企业的外部融资约束，企业因此可以从市场上获得更多的绿色技术创新资源。第一步实证结果从表6 列（1）回归结果可以看出，数字化转型（DIGI）能显着提高企业的绿色技术创新水平（GTI）。第二步回归结果从表6 列（2） 可以看出，数字化转型（DIGI）能够显着缓解企业的外部融资约束（SA）。第三步回归结果见表6 列（3） 结果显示，融资约束（SA）与企业数字化转型（DIGI）回归系数显着为正，表明企业数字化转型（DIGI）对企业绿色技术创新（GTI）的影响部分通过缓解企业融资约束（SA）实现。
表6 机制检验
（2） 研发投入的影响机制检验
根据前文分析，企业数字化通过促进研发投入提高绿色技术创新能力。本文构建以下中介效应模型对假设H3 进行检验，其中，RD表示研发投入，其余变量设定与前文一致。
进行数字化转型的企业管理层一般会更注重技术创新和新技术的应用，因此会倾向于增加企业研发投入，企业的绿色技术创新能力随之得到增强。关于研发投入的机制检验，以企业当年的研发投入资金（RD）作为中介变量。第一步实证结果从表6 列（4） 回归结果看，数字化转型能显着提高企业绿色技术创新能力。第二步回归结果从表6 列（5） 中可以看出，数字化转型能够显着提高企业的研发投入。第三步回归结果如列（6）的结果显示，企业研发投入（RD）与数字化转型（GTI）回归系数显着为正，表明企业数字化转型对企业绿色技术创新的影响部分通过提高企业研发投入（RD）实现。
3.5 异质性分析本部分考察数字化转型与环境信息披露对不同特征企业的异质性影响，包括行业性质与地区数字化水平。
（1） 行业性质
数字化转型（DIGI）对企业绿色技术创新（GTI）的影响因行业性质不同而存在差异。制造业过去的粗放型发展模式曾在短期内做出了巨大的经济贡献，但也带来了高度资源消耗与环境破坏。为了企业自身可持续发展，制造业企业更倾向于进行绿色技术创新； 另外，制造业企业面临较大市场压力与成本压力，对创新与数字技术的需求大于非制造业企业，具有较高的数字化转型和企业绿色技术创新意愿。基于上述观点，将样本企业划分为制造业企业与非制造业企业进行分组检验，结果如表7 列（1）、（2） 所示。其中列（1） 为非制造业企业的回归结果，数字化转型的系数未通过显着性测试，列（2） 显示制造企业回归结果，数字化转型系数在1%水平上显着为正，表明数字化转型对绿色技术创新的促进作用存在于制造业企业当中。制造业企业可能由于较高的污染性质，更需要通过数字技术应用来推进企业的绿色技术创新。
表7 异质性回归结果
（2） 地区数字化水平
地区数字化水平代表了当地数字基础设施建设程度、数字技术应用环境的质量、数字技术受众数量等重要因素，企业实施数字化战略前必须要对以上要素进行考虑，在进行数字化转型的过程中也会受到以上因素的影响。基于此，本文从各省（区、市）统计年鉴中获得互联网宽带接入用户数量、移动电话用户数量、普惠金融指数3 个指标的相关数据，通过因子分析法降维计算得到地区数字经济综合指数，构造地区数字化水平指标。表7 对地区数字化水平异质性检验结果进行了汇报，从结果中可以看到，列（4） 中，地区数字化水平较高时，数字化转型的回归系数在10%水平上显着为正，环境信息披露（EDI）的回归系数在1%水平上显着为正，而列（3） 中地区数字化水平较低时，数字化转型（DIGI）与环境信息披露（EDI）的回归系数均未通过显着性检验。这些结果表明，地区数字经济的发展可以促进企业数字化转型和绿色技术创新，因为数字化转型可以得到更好的数字技术支持。
4 结论、建议与展望4.1 结论数字技术彻底改变了传统的生产和管理模式，对于企业的价值表现与内部治理非常重要。本文以2014～2021 年中国A 股上市企业为样本，探讨了环境信息披露、数字化转型及企业绿色技术创新之间的关系。研究得到以下主要结论： （1） 数字化转型可以显着提升企业的绿色技术创新水平，此作用在制造业企业以及数字化程度较高的地区更加明显，在进行内生性检验以及一系列稳健性分析后结论依旧成立； （2） 环境信息披露与数字化转型之间存在协同作用，对企业绿色技术创新产生积极影响； （3） 从影响机制来看，数字化转型可通过缓解融资约束和提高研发投入来促进企业的绿色技术创新。本文研究拓展了数字化转型与企业绿色创新领域的研究范畴，为后续相关研究提供了有益借鉴。
4.2 建议基于上述结论，本文提出如下建议：
（1） 提高企业的绿色技术创新能力是实现可持续发展的关键一步。当企业决定实施战略时，必须考虑外部环境条件是否能够支持企业成功实现战略目标。追求可持续发展并努力提高绿色技术创新能力的企业应该意识到，企业需要根据自身行业性质和特点合理推进数字化战略，并基于价值判断做出合理的选择和决策。
（2） 我国上市公司的环境信息披露质量存在较大差异，国家监管部门应根据我国当前经济阶段各类企业的发展特点，制定统一的环境信息披露标准。为了企业能够将自身发展状况更有效地展示给资本市场中的外部利益相关者，并尽可能地降低信息不对称带来的风险，政府应当采用行政手段解决企业披露内容混杂的问题。此外，在应用数字技术方面，要求政府率先完善信息共享平台，促进信息的传播和使用，帮助企业进一步降低数字成本。
4.3 展望本文可能存在以下不足： （1） 本文样本为A股非金融、非房地产行业上市公司，没有对不同行业的上市公司和其他非上市公司进行针对性研究； （2） 本文对数字化指标与环境信息披露指标的选取，主要来自于上市公司年报与其他披露内容，并不能对企业内部管理细节进行体现。
今后的研究主要关注以下3 个方面： （1） 应当对不同行业上市公司数字化转型与绿色技术创新之间的关系进行对比分析，以探究数字化转型在不同行业之间的差异； （2） 在条件允许时，采取问卷调查和实地专访的形式，丰富对非上市公司的研究； （3） 对相关指标的衡量方面进行深入研究，寻找更具普适性的指标度量方法。
