數字化轉型與企業綠色技術創新
——兼論環境信息披露的調節作用

劉翔宇 李文韜 娜比拉·海薩爾，3

1（北京工商大學商學院，北京 100048） 2（新疆農業大學經濟管理學院，烏魯木齊 830052）

3 （河海大學商學院，南京 210024）

引 言

“十四五” 以來，推動綠色低碳發展、推進清潔生產、加強污染治理成為當前生態環保工作的要點，綠色低碳發展成為全社會共同踐行的發展目標。同時，在當前世界數字化發展的宏觀背景下，數字技術的應用同樣是中國經濟高質量發展的重要抓手。根據國家互聯網信息辦公室報告顯示，我國2022 年數字經濟規模達到50.2 萬億元，數字經濟已經成為驅動我國經濟增長的重要引擎。在數字技術的影響下，企業從傳統的組織結構向平臺化逐漸發展，業務流程依托于數字技術的應用，大幅提高了信息傳遞和整合能力，也顯著提升了公司的創新能力。現有相關研究發現，企業進行自身綠色技術創新的主要驅動力來自于政府補貼、人才引入、環境法規以及融資約束的緩解［1－3］。此外還有部分學者注意到環境信息披露質量、公眾的環境關注度等因素同樣會對企業綠色技術創新產生影響［4］。目前，數字化轉型對企業綠色創新能力的影響鮮有學者探討。

企業推進數字化轉型的具體體現是企業管理體系中深度應用數字技術，推動并重新塑造了價值創造的發生過程。已有的文獻中指出，數字化轉型不僅成為了企業戰略轉型的焦點，而且逐漸成為了企業創新活力的重要源泉。創新效率方面，企業獲取與整合信息的能力依托于構建數字建設平臺而得到提高，促進了企業內外部信息共享和多技術領域的知識整合，從而提高了企業自身的創新效率［5］。資源整合方面，基于動態能力理論，企業通過數字化轉型顯著提高內外部資源整合能力，幫助企業及時整合創新資源，為企業創新活動提供資源支持。組織結構方面，企業組織結構在數字化轉型過程中被重塑，繼而推進了組織創新活動。此外，數字化轉型也有助于幫助企業吸引政府補貼與其他外部投資［1］，盡管數字化轉型為企業的創新行為提供了極大的支持，但對于數字化轉型和企業創新之間的關系研究結果并不完全一致。正如Hajli （2015）［6］指出，若企業管理能力與數字化轉型戰略不相匹配，數字化轉型就難以實現企業在原有資源和流程上的創新活動。Li 和Jia （2018）［7］在研究中也指出，數字技術的進步雖然會驅使企業重新購置相關生產設備，但在過渡階段，為了迅速提高產量，會出現加大資源開采和能源消耗的情況，從而減少企業綠色技術創新活動。由此可知，當前學界尚未對數字化轉型與企業綠色創新之間的關系形成明確結論，且在研究對象的選擇、關鍵指標的度量、研究方法的應用上存在較大差異。基于此，本文以中國A 股上市公司為樣本，探究數字化轉型對企業綠色技術創新的影響和機理； 并基于信號傳遞理論，對環境信息披露的調節作用進行了分析； 此外，結合行業差異、地區數字化水平差異，對數字化轉型與企業綠色技術創新之間的關系進行異質性探討。結果表明企業進行數字化轉型助于提高企業綠色技術創新能力； 在制造業企業與所處地區數字經濟發展水平更高的企業中，這一影響更為顯著； 機制分析表明，融資約束、研發投入在二者之間的關系中起到中介作用。本文立足于企業的綠色創新活動，探究了企業數字化轉型對綠色技術創新能力的影響，佐證了環境信息披露可以極大地促進數字化轉型對綠色技術創新的積極影響，豐富了相關研究范疇。

1 文獻回顧與理論假設

1.1 數字化轉型與企業綠色技術創新

數字化轉型通過將數字技術深入應用于企業各生產管理環節來顯著改善企業的資源整合與信息處理能力，在優化企業創新資源的同時提高企業的研發水平。基于自然資源基礎觀（NRBV）理論可知，包括企業技術能力在內的各項內部要素是企業進行創新和保持競爭優勢的基礎，企業進行創新離不開技術資源、知識資源、人力資源與資金的支持［8］，而數字化轉型為企業進行綠色技術創新奠定了相關基礎。

從創新活動的技術和學科知識領域來看，綠色創新活動涉及產品設計生產、制造工藝升級、節能減排等具體環節，涉及的流程多且復雜，因此需要多領域技術深入結合賦能綠色創新［9］。企業進行數字化轉型可以顯著改善企業自身的數據挖掘能力和信息決策能力，同時會改善企業自身的信息共享和知識整合能力，幫助企業將不同領域下的知識進行深度耦合，提升創新過程知識重組效率，進而提高企業的綠色技術創新能力［10］。

此外，數字化轉型能夠起到推進企業財務與人力資源累積，為綠色創新奠定物質基礎的作用。（1） 數字化轉型過程中，為了使得數字技術與企業現有管理經營流程深度融合，企業需要更多的專業技術人員和研發人員，并對現有的企業職工進行一定的技術培訓和操作訓練，為企業之后進行綠色技術創新奠定人力基礎，并提升職工對新技術的接受能力，為企業新的研發工作創造良好的輿論環境［11］； （2） 數字技術的深度應用提高了企業的披露水準和信息透明度，有助于企業進行高效的內部控制活動，降低管理費用及其他資金浪費，為綠色創新積累良好物質基礎； （3） 具有明顯推進企業數字化轉型行為的管理層一般更具有創新意識，對企業的創新能力要求更高，更傾向于提高企業的研發水平，以此促進企業綠色創新的發展。基于此，本文提出如下假設：

H1： 企業數字化轉型促進綠色技術創新水平提升。

1.2 數字化轉型、融資約束與企業綠色技術創新

綠色技術創新具有高風險和高投入的特點，企業進行大量資源投入不一定會產生技術創新成果，并可能占用正常的運營資源，影響現有的核心競爭力，這使得外部投資者對企業信息不對稱問題更加敏感，增加企業融資難度。而企業數字化轉型，能夠在一定程度上緩解上述問題。（1） 基于信號傳遞理論，信息效應提供與企業相關的有效信號，信號通過降低資金供求雙方信息不對稱的程度緩解融資約束。數字化轉型有效提高企業信息傳遞的數量與質量，降低企業信息不對稱程度，向投資者傳遞良好信號，緩解企業融資約束［1］； （2）根據交易成本理論，企業與外部投資者之間的信息不對稱問題得到緩解，能夠有效降低投資者的決策成本。具有綠色投資傾向的投資者能夠更好地了解企業的綠色創新行為，此類企業的融資約束在一定程度上得到緩解； （3） 運用數字技術，企業可以在很大程度上提高信息的可利用性，從而引起市場主體對企業的關注，有助于企業在市場中樹立良好的形象。基于此，本文提出如下假設：

H2： 企業數字化轉型通過緩解融資約束促進綠色技術創新。

1.3 數字化轉型、研發投入與企業綠色技術創新

在現有的以經濟結果為導向的績效評價體系下，周期較長、投入較高的企業技術創新活動無法為企業委托人與代理人帶來即時收益，甚至為代理人的績效帶來一定的負面影響。根據委托代理理論，代理人可能會為了自身利益最大化而犧牲公司長遠發展，減少研發投入、廣告投入等長期收益的投資行為，以獲取短期現金流［12］。而企業推進數字化轉型能夠改善代理人的創新投入意愿，并從評價機制上降低代理成本，進而對企業的綠色技術創新產生正面影響［13］。

數字化轉型作用于企業內部信息管理機制，不僅整合企業創新資源與信息，提高創新效率與成果轉化的可能，使得代理人從創新活動中收益的可能性提高，增強代理人的創新意愿。而且數字化轉型通過引入各種數字工具與平臺，幫助委托人更好地理解當前企業的長期發展戰略與經營計劃，以便對管理層的短視行為形成有效約束，鼓勵長期投資和研發投入； 另外，數字化轉型通過在企業內部應用多元化技術，發展科學的評價體系，逐步淘汰以短期經濟績效為導向的評價標準，部分消除代理人的短視行為動機。基于此，本文提出如下假設：

H3： 企業數字化轉型通過提高研發投入促進綠色技術創新。

1.4 環境信息披露的調節作用

環境信息披露是企業向外部披露環境事務的主要方式。學者們探究了環境信息披露降低信息不對稱的積極作用［14，15］。對于企業而言，高質量的環境信息披露主要作用于降低企業融資成本，擴大融資渠道以及獲取政府政策支持，從而進一步降低企業的經營風險，提高企業的價值與財務績效［16，17］。根據當前學術界的觀點，環境信息披露可以從內、外兩部分促進企業的綠色技術創新［18］。內部角度，企業進行環境信息披露對內形成綠色創新壓力，從而促使企業持續創新，提高環境績效； 外部角度，高質量的環境信息披露向外界傳達企業環境信息，降低投資者評估投資的風險，傳遞企業積極態度。

基于上述觀點，環境信息披露水平會影響企業綠色創新的內、外部條件。基于信號傳遞理論可知，在企業數字化轉型程度較高時，高質量的環境信息披露可以進一步降低內、外部信息不對稱，降低融資成本，保證融資渠道的可靠性，從而促進企業數字化轉型最終向綠色技術創新產生積極影響。當企業數字化轉型程度較低時，環境信息披露對內形成壓力，反向監督管理層推進綠色創新，改善環境績效，同樣促進了企業數字化轉型，最終對綠色技術創新產生正向影響。基于此，本文提出如下假設：

H4： 環境信息披露促進了企業數字化轉型與綠色技術創新之間的正向關系。

圖1 企業數字化轉型影響綠色技術創新的機理

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文以2014～2021 年中國A 股上市公司數據為樣本，參考范丹和付嘉為（2021）［19］的做法，對數據進行了進一步篩選： （1） 剔除標有ST 和*ST、退市企業的樣本； （2） 剔除在所選時期內行業發生變化的樣本； （3） 剔除金融類行業與房地產行業的樣本； （4） 剔除主要財務數據缺失嚴重的樣本； （5） 對主要連續變量的異常值進行1%的Winsorize 處理。所使用的環境信息披露數據、綠色專利數據以及控制變量中涉及的財務指標均來自于CSMAR 數據庫。

2.2 變量選取

（1） 被解釋變量： 綠色技術創新（GTI）。綠色技術被認為是能夠減少環境污染、提高生產效率的工藝與產品的總稱。當前對該指標的度量方法有兩種： ①將企業當年綠色技術專利（實用新型以及發明專利） 申請或獲得數量作為衡量綠色技術創新的指標［21］； ②以企業生產中的單位能源消耗作為衡量標準。考慮到數據的可獲得性以及有效性，本文采用第一種方法，將企業當年的聯合或獨立獲得的綠色發明專利與實用新型數量之和作為被解釋變量。

（2） 解釋變量： 數字化轉型（DIGI）。當前國內學者對企業數字化的度量大多采用以下兩種方法： ①采用手工識別的方法，以上市公司年末無形資產明細項中直接與企業經濟相關的金額占無形資產總額的比例作為度量指標［20］； ②吳非等（2020）［22］學者利用文本分析的方法，對上市公司年報中有關“數字化” 相關的關鍵詞進行挖掘，以數字化轉型關鍵詞的詞頻作為度量指標。本文采取第二種方法，預先整理出有關企業數字化轉型的特定詞譜，基于Python 對上市企業年報文本進行提取，以最終形成的詞頻數作為企業數字化轉型的度量指標。

（3） 中介變量： 融資約束（SA）。當公司需要進行外部融資時，可能會面臨高昂的融資成本或無法如期滿足融資需求的情況，這種情況被稱為公司的融資約束。本文以SA指數作為融資約束的代理指標，該指標數值越大代表企業面臨的融資約束越嚴重。研發投入（RD）。研發投入指企業投入研發活動的總投入。本文將企業研發投入資金總額取對數，作為研發投入的替代指標。

（4） 調節變量： 環境信息披露（EDI）。2015年環境保護部發布《中國上市公司環境責任信息披露評價報告》，其中采取披露載體、環境管理、環境監管與認證、環境負債和環境業績與治理5 個維度作為評價構建環境信息的指標體系。本文參照馬慧子等（2022）［14］學者的做法，將其中描述性信息披露賦予1 分，不披露賦予0 分； 數字型信息按照未披露、定性、定量披露分別賦予0、1、2 分，以計算出單個企業樣本的最終得分作為環境披露指數（EDI）。具體的變量定義如表1 所示。

表1 環境信息披露指數定義

（5） 控制變量。根據以往學者研究，將企業數字化轉型、綠色技術創新、環境信息披露作為變量的文獻，選取了企業規模（Size）、第一大股東持股比例（Top1）、自由現金流（Cashflow）、營業收入增長率（Growth）、總資產周轉率（ATO）、管理費用率（Mfee）、企業年齡（Age）、資產收益率（ROA）等指標作為控制變量，同時設置年度虛擬變量。具體的變量定義如表2 所示。

表2 變量定義及說明

2.3 模型構建

借鑒宋德勇等（2020）［21］、許林等（2021）［23］的研究，通過構建模型（1）、（2） 檢驗環境信息披露、數字化轉型對企業綠色技術創新的關系：

其中，GTI代表企業綠色技術創新；DIGI為企業數字化轉型，EDI是環境信息披露，DIGI*EDI是數字化轉型與環境信息披露的交乘項，β0是截距項，β是解釋變量的回歸系數。若模型（1） 中回歸系數β1顯著為正，表明數字化轉型對企業綠色技術創新起到正向促進作用。當假設H1 成立，即模型（1） 中β1顯著為正時，模型（2） 中β3系數顯著為正，則證明假設H4 成立。模型（1） 中β2～β9是控制變量的回歸系數，模型（2） 中β4～β11為控制變量的系數，ε為隨機誤差項。模型還對企業和年份固定效應進行控制，以避免未觀測的企業特征等相關因素對本文回歸結果的干擾。

3 實證分析

3.1 描述性統計

根據表3 結果顯示，綠色技術創新的均值是2.272，而綠色技術創新的最大值和最小值分別是991 和0，說明不同企業的綠色技術創新差異較大，側面反映了我國企業普遍缺乏綠色技術創新能力。數字化轉型最大值是1537，最小值為0，平均值為70.519，說明我國重污染企業的數字化水平同樣存在較大差異，領先意識較強的企業已經擁有較高的數字化水平，而缺乏有關資源、技術的企業仍需要提高數字化水平。企業之間環境信息披露的差異則較小，但同樣存在一定差異，行業整體環境信息披露水平有待進一步提高。

表3 主要變量描述性統計

續 表

3.2 回歸分析

回歸分析之前，首先對數據進行多重共線性檢驗，結果顯示VIF 值均遠小于10，即不存在嚴重的共線性問題。除了控制企業和年份固定效應模型，本文還引入混合效應模型進行檢驗，同時在基礎回歸模型中加入數字化轉型（DIGI）與環境信息披露（EDI）的交乘項，檢驗環境信息披露（EDI）對數字化轉型（DIGI）與企業綠色技術創新（GTI）關系的調節作用。

根據表4 回歸結果顯示，數字化轉型（DIGI）系數顯著為正，說明企業進行數字化轉型，管理層積極進行數字化轉型戰略配置提高知識重組效率，從而促進企業綠色技術創新（GTI），研究假設H1 成立。交互項的回歸系數在模型中均為正，意味著環境信息披露促進了數字化轉型與綠色技術創新之間的正向關系，假設H4 成立。隨著環境信息披露水平（EDI）的提高，企業內外部信息溝通渠道保持暢通，外部投資者可以充分了解企業環境信息，降低了信息不對稱的影響。數字化轉型對企業綠色技術創新的正向影響在這個過程中得到了增強，即環境信息披露與數字化轉型二者的疊加大幅提高了企業的綠色技術創新能力。

表4 回歸結果

從控制變量來看，企業年齡（Age）越大，企業的綠色技術創新能力越強。表明經營時間較長的企業自身學習能力與經驗積累較好，自身的創新能力也比較突出； 另外，經營時間越長的企業可能在經營過程中受到的外部約束越多，企業被迫提高自身創新能力，進行綠色技術創新。

3.3 穩健性檢驗

本文主要采用控制行業－年份固定效應、替換解釋變量與工具變量法進行穩健性檢驗。（1）企業進行數字化轉型（DIGI）與企業綠色技術創新（GTI），往往會受到行業整體數字化水平與創新能力的影響，根據趙奎等（2021）［24］的研究，采用控制行業－年份固定效應的方式，來控制行業層面外生沖擊的影響，在一定程度上可以緩解研究中遺漏變量導致的內生性問題。根據表5 中列（1）、（2） 所示，在控制行業－年份時，數字化轉型（DIGI）的系數仍顯著為正，證明本文的結論較為可靠，較少受到遺漏變量的影響； （2） 本文以企業當年與數字化轉型相關的無形資產賬面余額（DI）取自然對數后的值作為替代解釋變量。根據表5 列（3） 回歸結果看出，數字化相關無形資產余額的回歸系數在5%的水平上顯著為正，表明在對主要解釋變量進行重新界定后，主回歸結果依然穩健；（3） 本文的實證研究中可能存在反向因果問題，即企業的綠色技術創新水平越高，產出越多，越傾向于進行數字化轉型。本文以企業所處行業中數字化轉型的平均值作為工具變量進行兩階段最小二乘估計。回歸結果如表5 中列（4） 所示，回歸系數顯著為正，與主回歸結果一致，說明在控制內生性問題后回歸結果依然穩健。

表5 穩健性檢驗

3.4 作用機制檢驗

（1） 融資約束的影響機制檢驗

根據前文分析，企業數字化通過緩解融資約束提高綠色技術創新能力，本文構建以下中介效應模型對假設H2 進行檢驗。其中，SA表示融資約束。為避免其他因素干擾，其余變量設定與前文一致。

由于企業數字化轉型（DIGI）提高了自身信息共享和整合的能力，降低了信息不對稱對其自身的約束，從而在一定程度上降低了企業的外部融資約束，企業因此可以從市場上獲得更多的綠色技術創新資源。第一步實證結果從表6 列（1）回歸結果可以看出，數字化轉型（DIGI）能顯著提高企業的綠色技術創新水平（GTI）。第二步回歸結果從表6 列（2） 可以看出，數字化轉型（DIGI）能夠顯著緩解企業的外部融資約束（SA）。第三步回歸結果見表6 列（3） 結果顯示，融資約束（SA）與企業數字化轉型（DIGI）回歸系數顯著為正，表明企業數字化轉型（DIGI）對企業綠色技術創新（GTI）的影響部分通過緩解企業融資約束（SA）實現。

表6 機制檢驗

（2） 研發投入的影響機制檢驗

根據前文分析，企業數字化通過促進研發投入提高綠色技術創新能力。本文構建以下中介效應模型對假設H3 進行檢驗，其中，RD表示研發投入，其余變量設定與前文一致。

進行數字化轉型的企業管理層一般會更注重技術創新和新技術的應用，因此會傾向于增加企業研發投入，企業的綠色技術創新能力隨之得到增強。關于研發投入的機制檢驗，以企業當年的研發投入資金（RD）作為中介變量。第一步實證結果從表6 列（4） 回歸結果看，數字化轉型能顯著提高企業綠色技術創新能力。第二步回歸結果從表6 列（5） 中可以看出，數字化轉型能夠顯著提高企業的研發投入。第三步回歸結果如列（6）的結果顯示，企業研發投入（RD）與數字化轉型（GTI）回歸系數顯著為正，表明企業數字化轉型對企業綠色技術創新的影響部分通過提高企業研發投入（RD）實現。

3.5 異質性分析

本部分考察數字化轉型與環境信息披露對不同特征企業的異質性影響，包括行業性質與地區數字化水平。

（1） 行業性質

數字化轉型（DIGI）對企業綠色技術創新（GTI）的影響因行業性質不同而存在差異。制造業過去的粗放型發展模式曾在短期內做出了巨大的經濟貢獻，但也帶來了高度資源消耗與環境破壞。為了企業自身可持續發展，制造業企業更傾向于進行綠色技術創新； 另外，制造業企業面臨較大市場壓力與成本壓力，對創新與數字技術的需求大于非制造業企業，具有較高的數字化轉型和企業綠色技術創新意愿。基于上述觀點，將樣本企業劃分為制造業企業與非制造業企業進行分組檢驗，結果如表7 列（1）、（2） 所示。其中列（1） 為非制造業企業的回歸結果，數字化轉型的系數未通過顯著性測試，列（2） 顯示制造企業回歸結果，數字化轉型系數在1%水平上顯著為正，表明數字化轉型對綠色技術創新的促進作用存在于制造業企業當中。制造業企業可能由于較高的污染性質，更需要通過數字技術應用來推進企業的綠色技術創新。

表7 異質性回歸結果

（2） 地區數字化水平

地區數字化水平代表了當地數字基礎設施建設程度、數字技術應用環境的質量、數字技術受眾數量等重要因素，企業實施數字化戰略前必須要對以上要素進行考慮，在進行數字化轉型的過程中也會受到以上因素的影響。基于此，本文從各省（區、市）統計年鑒中獲得互聯網寬帶接入用戶數量、移動電話用戶數量、普惠金融指數3 個指標的相關數據，通過因子分析法降維計算得到地區數字經濟綜合指數，構造地區數字化水平指標。表7 對地區數字化水平異質性檢驗結果進行了匯報，從結果中可以看到，列（4） 中，地區數字化水平較高時，數字化轉型的回歸系數在10%水平上顯著為正，環境信息披露（EDI）的回歸系數在1%水平上顯著為正，而列（3） 中地區數字化水平較低時，數字化轉型（DIGI）與環境信息披露（EDI）的回歸系數均未通過顯著性檢驗。這些結果表明，地區數字經濟的發展可以促進企業數字化轉型和綠色技術創新，因為數字化轉型可以得到更好的數字技術支持。

4 結論、建議與展望

4.1 結論

數字技術徹底改變了傳統的生產和管理模式，對于企業的價值表現與內部治理非常重要。本文以2014～2021 年中國A 股上市企業為樣本，探討了環境信息披露、數字化轉型及企業綠色技術創新之間的關系。研究得到以下主要結論： （1） 數字化轉型可以顯著提升企業的綠色技術創新水平，此作用在制造業企業以及數字化程度較高的地區更加明顯，在進行內生性檢驗以及一系列穩健性分析后結論依舊成立； （2） 環境信息披露與數字化轉型之間存在協同作用，對企業綠色技術創新產生積極影響； （3） 從影響機制來看，數字化轉型可通過緩解融資約束和提高研發投入來促進企業的綠色技術創新。本文研究拓展了數字化轉型與企業綠色創新領域的研究范疇，為后續相關研究提供了有益借鑒。

4.2 建議

基于上述結論，本文提出如下建議：

（1） 提高企業的綠色技術創新能力是實現可持續發展的關鍵一步。當企業決定實施戰略時，必須考慮外部環境條件是否能夠支持企業成功實現戰略目標。追求可持續發展并努力提高綠色技術創新能力的企業應該意識到，企業需要根據自身行業性質和特點合理推進數字化戰略，并基于價值判斷做出合理的選擇和決策。

（2） 我國上市公司的環境信息披露質量存在較大差異，國家監管部門應根據我國當前經濟階段各類企業的發展特點，制定統一的環境信息披露標準。為了企業能夠將自身發展狀況更有效地展示給資本市場中的外部利益相關者，并盡可能地降低信息不對稱帶來的風險，政府應當采用行政手段解決企業披露內容混雜的問題。此外，在應用數字技術方面，要求政府率先完善信息共享平臺，促進信息的傳播和使用，幫助企業進一步降低數字成本。

4.3 展望

本文可能存在以下不足： （1） 本文樣本為A股非金融、非房地產行業上市公司，沒有對不同行業的上市公司和其他非上市公司進行針對性研究； （2） 本文對數字化指標與環境信息披露指標的選取，主要來自于上市公司年報與其他披露內容，并不能對企業內部管理細節進行體現。

今后的研究主要關注以下3 個方面： （1） 應當對不同行業上市公司數字化轉型與綠色技術創新之間的關系進行對比分析，以探究數字化轉型在不同行業之間的差異； （2） 在條件允許時，采取問卷調查和實地專訪的形式，豐富對非上市公司的研究； （3） 對相關指標的衡量方面進行深入研究，尋找更具普適性的指標度量方法。